tiểu luận kinh tế vĩ mô 2 ứng dụng mô hình solow giải thích xu hướng hội tụ có điều kiện và kiểm định ở việt nam

MỤC LỤC
MỤC LỤC __________________________________________________________________ 2
DANH MỤC BẢNG BIỂU, VIẾT TẮT __________________________________________ 3
Danh mục hình vẽ __________________________________________________________ 3
Danh mục bảng biểu ________________________________________________________ 3
LỜI MỞ ĐẦU _______________________________________________________________ 4
CHƯƠNG I TỔNG QUAN VỀ MÔ HÌNH SOLOW VÀ XU HƯỚNG HỘI TỤ CÓ ĐIỀU KIỆN
_______________________________________________________________________ 5

1.1 Giới thiệu mô hình Solow _________________________________________________ 5
1.2 Xu hướng hội tụ có điều kiện ______________________________________________ 5
1.2.1 Các khái niệm cơ bản _________________________________________________ 5
1.2.2 Nội dung cơ bản của xu hướng hội tụ có điều kiện _________________________ 6
1.2.3 Các điều kiện tác động đến hội tụ _______________________________________ 7
1.3 Sử dụng mô hình Solow giải thích xu hướng hội tụ có điều kiện _________________ 8
1.3.1 Những giả định cơ bản của mô hình tăng trưởng Solow _____________________ 8
1.3.2 Một số lý giải ________________________________________________________ 8
CHƯƠNG 2 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT HỘI TỤ CÓ ĐIỀU KIỆN CỦA GDP BÌNH QUÂN
ĐẦU NGƯỜI GIỮA CÁC TỈNH THÀNH TẠI VIỆT NAM __________________ 12

2.1 Cơ sở lý thuyết và tổng quan nghiên cứu ___________________________________ 12
2.1.1 Cơ sở lý thuyết ______________________________________________________ 12
2.1.2 Tổng quan nghiên cứu _______________________________________________ 12
2.2 Phương pháp nghiên cứu ________________________________________________ 12
2.3 Kết quả nghiên cứu _____________________________________________________ 13
2.3.1 Kiểm định sự tương quan không gian về GDP bình quân đầu người giữa các tỉnh
thành __________________________________________________________________ 13
2.3.2 Kiểm định sự hội tụ có điều kiện khi bỏ qua sự tương quan không gian _______ 14
2.3.3 Kiểm định sự hội tụ có điều kiện bằng hồi quy không gian __________________ 15
2.4 Kết luận ______________________________________________________________ 16
KẾT LUẬN ________________________________________________________________ 17

TÀI LIỆU THAM KHẢO ____________________________________________________ 18

2


DANH MỤC BẢNG BIỂU, VIẾT TẮT
Danh mục hình vẽ

Hình 1.1

Biểu diễn đồ thị của giả thuyết hội tụ có điều kiện như được mô tả trong
mô hình Solow
Hình 1.2
Sản lượng, tiêu dùng và đầu tư
Hình 1.3
Trạng thái vàng
Hình 1.4
Biểu đồ miêu tả trạng thái dừng của tăng trưởng dân số theo quy tắc vàng
Hình 1.5
Mối tương quan giữa tốc độ phát triển và mức GDP trên đầu người của các
nước thuộc OECD vào năm 1960
Danh mục bảng biểu

Bảng 1.1

Các điều kiện tác động đến hội tụ

Bảng 2.1

Chỉ số Moran's I của GDP bình quân đầu người theo ma trận trọng số liền kề

Bảng 2.2

Kết quả ước lượng khi bỏ qua sự tương quan không gian giữa các địa phương

Bảng 2.3

Hội tụ beta tuyệt đối với hồi quy không gian theo ma trận trọng số liền kề

3


LỜI MỞ ĐẦU
Tăng trưởng kinh tế là việc tăng sản lượng quốc gia và sản phẩm bình quân theo đầu
người, là việc mở rộng khả năng kinh tế để sản xuất, tức là tăng GDP ( Gross Domestic Product )
hoặc GNP ( Gross National Product ) của một nước ( ngày nay đã thay GNP bằng GNI là tổng
thu nhập quốc gia )
Tăng trưởng kinh tế và phát triển kinh tế luôn là vấn đề thu hút được sự quan tâm đối với
mọi quốc gia trên thế giới. Ở Việt Nam, khi chuyển sang nền kinh tế thị trường định hướng xã
hội chủ nghĩa, tăng trưởng và phát triển kinh tế luôn được Đảng, Nhà nước đặc biệt quan tâm.
Tuy nhiên, tăng trưởng kinh tế phải dựa trên những nguồn lực nào, nền kinh tế có thể tăng trưởng
đến đến đâu và liệu Việt Nam có thể bắt kịp với đà tăng trưởng của các nước phát triển trên thế
giới để dừng lại ở trạng thái cân bằng tốt nhất hay không luôn là những câu hỏi lớn cho các nhà
kinh tế học.
Nhận thấy được các vấn đề này, nhóm chúng em đã quyết định chọn đề tài Ứng dụng mô
hình Solow giải thích xu hướng hội tụ có điều kiện và kiểm định ở Việt Nam. Để nghiên cứu một
cách có hệ thống từ lý thuyết đến thực tiễn, cần phải tham khảo nhiều mô hình tăng trưởng kinh tế.
Cho đến nay, trên thế giới có rất nhiều mô hình tăng trưởng kinh tế, như các mô hình tăng trưởng cổ
điển, tân cổ điển, mô hình tăng trưởng hiện đại. Nhưng trong bài tiểu luận này chúng em chỉ đề cập
đến mô hình tăng trưởng kinh tế của R.Solow vì sự phù hợp của phạm vi kiến thức, dưới góc độ đánh

giá các nguồn lực và so sánh, đối chiếu vào hoàn cảnh cụ thể giữa các tỉnh thành
ở Việt Nam.

Do hạn chế về kiến thức cũng như thời gian nghiên cứu nên bài tiểu luận của chúng em
không tránh khỏi những sai sót. Chúng em rất hi vọng nhận được sự đánh giá và góp ý của cô để
có thể hoàn thành tốt nhất đề tài này. Chúng em xin chân thành cảm ơn !

4


CHƯƠNG I TỔNG QUAN VỀ MÔ HÌNH SOLOW VÀ XU HƯỚNG
HỘI TỤ CÓ ĐIỀU KIỆN
1.1 Giới thiệu mô hình Solow
Mô hình tăng trưởng kinh tế Solow (Solow economic growth model) là mô hình tăng trưởng
ngoại sinh, một mô hình kinh tế về tăng trưởng kinh tế dài hạn được thiết lập dựa trên nền tảng và
khuôn khổ của kinh tế học tân cổ điển. Mô hình đã được phát triển độc lập bởi Robert Solow và
Trevor Swan năm 1956 và đã thay thế mô hình hậu Keynesian Harrod-Domar với lý thuyết tốc độ
tăng trưởng kinh tế chỉ phụ thuộc vào tỷ lệ tiết kiệm. Bởi vì đặc điểm toán học đặc biệt hấp dẫn của
nó, Solow-Swan được chứng minh là điểm khởi đầu thuận lợi cho các sự mở rộng tiếp sau đó. Solow
đã được nhận giải Nobel về kinh tế năm 1987 nhờ vào sự đóng góp của ông.
Mô hình tăng trưởng kinh tế Solow được đưa ra để giải thích sự tăng trưởng kinh tế dài hạn
bằng cách nghiên cứu quá trình tích lũy vốn, lao động hoặc tăng trưởng dân số và sự gia tăng năng
suất, thường được gọi là tiến bộ công nghệ. Bản chất của nó là hàm tổng sản xuất tân cổ điển, thường
là dưới dạng hàm Cobb-Douglas, cho phép mô hình liên kết được với kinh tế học vi mô.

Thật vậy, mô hình Solow sử dụng một hàm sản xuất trong đó sản lượng là một hàm của tư
bản và lao động, với điều kiện tư bản có thể thay thế cho lao động với mức độ hoàn hảo thay đổi
có lợi suất giảm dần. Bởi vậy, nếu tư bản tăng so với lao động thì mức gia tăng sản lượng ngày
càng trở nên nhỏ hơn. Theo giả định như vậy về tỷ lệ sản lượng/tư bản thay đổi, thì khi khối
lượng tư bản của một nước tăng lên, quy luật lợi suất giảm dần sẽ phát huy tác dụng và tạo ra

mức tăng ngày càng nhỏ của sản lượng. Vì thế tăng trưởng kinh tế đòi hỏi phải đầu tư để mở
rộng khối lượng tư bản. Đặc biệt, tiến bộ công nghệ (kỹ thuật, quy trình, phương pháp sản xuất
mới và sản phẩm mới) đóng một vai trò quan trọng trong việc đối phó với quy luật lợi suất giảm
dần của tư bản khi khối lượng tư bản tăng lên.
1.2 Xu hướng hội tụ có điều kiện
1.2.1 Các khái niệm cơ bản
1.2.1.1 Giả thuyết hội tụ
Giả thuyết hội tụ là một giả thuyết của các nhà kinh tế học về tốc độ tăng trưởng cho rằng
có một trạng thái cân bằng động duy nhất và cho dù nền kinh tế bắt đầu với mức tư bản trên đầu
người bao nhiêu thì cũng sẽ hội tụ về điểm cân bằng động duy nhất đó, được biết đến sau công
trình nghiên cứu nổi tiếng của Solow (1956).
Các nước nghèo có mức tư bản trên đầu người thấp sẽ tăng trưởng nhanh hơn cho đến khi
đạt được tỷ lệ tăng sản lượng và tư bản ở trạng thái cân bằng động. Các nước giàu được thừa
hưởng mức tư bản trên đầu người cao sẽ tăng trưởng thấp hơn cho tới khi mức tư bản trên đầu
người giảm đến trạng thái cân bằng động.
Sự hội tụ kinh tế này sẽ giúp thu hẹp khoảng cách giàu nghèo giữa các địa phương trong
cùng một quốc gia. Theo đó, các địa phương sẽ có xu hướng hội tụ về một trạng thái cân bằng
trong dài hạn.
Tuy nhiên không phải nước nghèo nào cũng có thể đạt mức tăng trưởng cao, nếu thu nhập
quá thấp, người dân sẽ phải tiêu dùng hết những gì mình làm ra và do vậy không có tiết kiệm để
đầu tư nhằm duy trì mức tư bản trên mỗi lao động khi dân số tăng và rơi vào một cái bẫy nghèo
đói. Do đó trạng thái hội tụ có thể phụ thuộc vào đặc điểm của từng nền kinh tế, khi đó sự hội tụ
diễn ra khi xét điều kiện theo các yếu tố như vốn, nguồn lao động của địa phương.
Khi mức tư bản trên đầu người thấp thì không cần đầu tư theo chiều rộng nhằm trang bị máy
móc, thiết bị cho những nhân công mới mà có thể đầu tư theo chiều sâu nghĩa là tăng lượng tư bản
cho mỗi công nhân. Khi mức tư bản trên đầu người đã cao thì vấn đề đầu tư theo chiều rộng hay

5

chiều sâu đều cần phải tiết kiệm và đầu tư rất nhiều. Chính vì thế các nước nghèo có thể tăng
lượng tư bản trên đầu người để đạt được mức tăng trưởng cao với tiết kiệm và đầu tư ít do chưa
phải đầu tư theo chiều rộng.
Tăng trưởng kinh tế có vai trò rất quan trọng của tiến bộ công nghệ, chỉ có các nước giàu
mới có thể đầu tư nguồn lực để nghiên cứu tạo ra những tiến bộ công nghệ. Các nước nghèo
không phải đầu tư để tạo ra tiến bộ công nghệ do vậy có thể dùng nguồn lực khan hiếm của mình
đầu tư theo chiều sâu làm tăng số lượng tư bản trên mỗi lao động để có mức tăng trưởng kinh tế
cao hơn các nước giàu. Các nhà kinh tế học gọi hiện tượng này là hiệu ứng đuổi kịp.
1.2.1.2 Hội tụ có điều kiện
Hội tụ là xu hướng các nước đang và kém phát triển có tốc độ tăng trưởng kinh tế nhanh
hơn để có thể bắt kịp với các nước phát triển. Hội tụ có điều kiện là những điều kiện cụ thể của
các nước làm tốc độ phát triển lại xúc tiến hơn.
1.2.2 Nội dung cơ bản của xu hướng hội tụ có điều kiện
Mô hình Solow-Swan tăng cường với vốn con người dự đoán rằng mức thu nhập của các
nước nghèo sẽ có xu hướng để bắt kịp với hoặc hội tụ hướng về mức thu nhập của các nước giàu
nếu các nước nghèo có tỷ lệ tiết kiệm tương tự cho cả hai vốn vật chất và vốn con người như một
phần sản lượng, một quá trình được gọi là hội tụ điều kiện. Tuy nhiên, tỷ lệ tiết kiệm giữa các
nước rất khác nhau. Đặc biệt, kể từ khi chi tài chính đáng kể cho đầu tư trong trường học, tỷ lệ
tiết kiệm cho nguồn vốn con người có nhiều khả năng khác nhau như là một hàm của các đặc
điểm văn hóa và tư tưởng ở mỗi nước.
Hội tụ có điều kiện là một điều kiện cần
nhưng không phải là điều kiện đủ để hội tụ
tuyệt đối. Giả thuyết về sự hội tụ tuyệt đối nói
rằng về lâu dài, GDP trên mỗi lao động (hoặc
bình quân đầu người) hội tụ đến cùng một con
đường tăng trưởng ở tất cả các quốc gia. Điều
này ngụ ý rằng tất cả các quốc gia đều hội tụ
cùng một mức thu nhập trên mỗi lao động
(Sorensen và cộng sự, 2005). Ngoài ra, điều
này có nghĩa là tất cả các quốc gia đều hội tụ

cùng một tỷ lệ lao động vốn, sản lượng bình
quân đầu người và tiêu dùng (k *, y *, c *)
với tốc độ tăng trưởng bằng nhau g.

Hình 1.1 Biểu diễn đồ thị của giả thuyết
hội tụ có điều kiện như được mô tả trong
mô hình Solow
y Y
L
yr*
yp*

y=f(k)
=nk
cr*
cp*

ir=srf(k)

ir *
ip*

ip=spf(k)

n
0

k K
Kp*

Kr*

L

Biểu đồ mô tả một tình huống trong đó kp* và kr* trình bày tỷ lệ lao động vốn ban đầu của
người nghèo và nước giàu tương ứng. Mô hình giả định rằng tất cả các yếu tố khác đều bằng
nhau và đòi hỏi các quốc gia phải giống.
Tài liệu kinh tế gần đây đang xôn xao với cuộc thảo luận về sự hội tụ có điều kiện và tăng
trưởng kinh tế. Hội tụ kinh tế có một số ý nghĩa quan trọng đối với các nước đang phát triển.
Không giống như lý thuyết về sự hội tụ tuyệt đối, sự hội tụ có điều kiện không bao hàm sự xóa
đói giảm nghèo cuối cùng. Tuy nhiên, điều đó cho thấy rằng, nếu một quốc gia có thể đạt được
các đặc điểm cấu trúc tương tự như các nước giàu hơn, thì theo thời gian, nó có thể trở nên giàu
hơn. Các chính sách viện trợ nước ngoài có vẻ hợp lý hơn trong trường hợp hội tụ có điều kiện,
vì chúng có thể giúp đất nước đạt được các đặc điểm cấu trúc cần thiết, nếu được nhắm đúng.
Thực tế là trong các nghiên cứu ban đầu không có đủ dữ liệu để đo lường chính xác quá trình
phát triển của một quốc gia. Tuy nhiên, một số công trình gần đây đã xác định một xu hướng

6


rõ ràng. Họ cho rằng tất cả các quốc gia, giàu và nghèo, trong khoảng thời gian dường như hội tụ
về phía nhau với tốc độ không đổi khoảng 2% mỗi năm (Quah, 1995).
Các bằng chứng khác cho sự hội tụ có điều kiện đến từ đa biến, hồi quy xuyên quốc gia:
Nếu tăng trưởng năng suất có liên quan chỉ với công nghệ cao thì sự ra đời của công nghệ
thông tin đã dẫn đến khả năng tăng tốc hiệu suất đáng chú ý hơn hai mươi năm qua. Thay vào đó
năng suất thế giới dường như đã tăng tương đối đều đặn kể từ thế kỷ XIX.
Phân tích kinh tế trên Singapore và các "con hổ Đông Á" khác đã sản xuất các kết quả
đáng ngạc nhiên là mặc dù sản lượng của mỗi công nhân đã được tăng lên, hầu như không tăng
trưởng nhanh chóng của họ đã là do tăng năng suất bình quân đầu người.
1.2.3 Các điều kiện tác động đến hội tụ

Bảng 1.1 Các điều kiện tác động đến hội tụ
Biến số
Tham nhũng
Tự do hóa tài
khoản vốn
Dân chủ
Bất ổn chính trị
Giáo dục
Sự chia rẽ về
ngôn ngữ và sắc
tộc
Tỉ lệ sinh sản
Tiêu dùng của
chính phủ
)Pháp quyền
Phát triển thị
trường tài chính
Tự do hóa
thương mại
Tự do hóa
thương mại
Bất bình đẳng
Bất bình đẳng
Tôn giáo
Tôn giáo
Tôn giáo
Tôn giáo

Phát hiện
Tham nhũng làm giảm đầu tư theo đó là tác động tăng

trưởng
Tự do hóa thúc đẩy tăng trưởng trong giai đoạn ổn
định và làm chậm tăng trưởng trong giai đoạn bất ổn
Dân chủ gắn liền với pháp quyền, sự hình thành vốn
con người và thị trường tự do, đều tốt cho tăng trưởng;
nhưng phải tự do hóa nên kinh tế trước
Bất ổn không tốt cho tăng trưởng

Trích dẫn
Mauro (1995)

Không rõ liệu giáo dục tạo ra tăng trưởng hay ngược
lại
Sự chia rẽ không tốt cho chính sách, thể chế và tăng
trưởng

Elchengreen and
Leblang (2003)
Barro (1996)
Tabellini and
Persson (2006)
Barro and Lee
(1994)
Bils and Klenow
(2008)
A.F.Alesina et al
(2003)

Tỉ lệ thụ thai thấp tốt cho tăng trưởng
Ít tiêu dùng chính phủ tốt cho tăng trưởng

Barro (1996)
Barro (1996)

Tốt cho tăng trưởng
Thị trường tài chính sâu hơn tốt cho tăng trưởng

Barro (1996)
Ross Levine
(2005)
Mở cửa thương mại đồng hành với tăng trưởng
Sachs and
Warner (1995)
Không có mối quan hệ giữa thương mại và tăng trưởng Rodriguez and
Rodrik (2000)
Bất bình đẳng tốt cho tăng trưởng
Forrbes (2000)
Bất bình đẳng không tốt cho tăng trưởng
A.Alesina and
Rodrik (1994)
Các nước Phật giáo và Khổng giáo tăng trưởng nhanh Barro (1996)
hơn
Các nước Hồi giáo tăng trưởng nhanh hơn
Barro (1996)
Các nước Đạo Tin làm tăng trưởng nhanh hơn
Barro (1996)
Các nước Đạo Tin làm tăng trưởng chậm hơn
Sala-I-Martin
(1997)

7


1.3 Sử dụng mô hình Solow giải thích xu hướng hội tụ có điều kiện
1.3.1 Những giả định cơ bản của mô hình tăng trưởng Solow
-

Nền kinh tế có một đầu ra đồng nhất, duy nhất (Y hay GDP) được sản xuất bằng hai loại
đầu vào là tư bản (K) và lao động (L)

-

Nền kinh tế là cạnh tranh và luôn hoạt động ở mức toàn dụng nhân công, do đó có thể
phân tích mức tăng trưởng của sản lượng tiềm năng.
Đồng nhất về dân số và lực lượng lao động

-

Hàm sản xuất Cobb- Douglas đồng nhất tuyến tính (tức là công nghệ không thay đổi) và có hiệu suất không đổi
1theo quy mô: Y = A. K∝ L ∝

-

Vốn và lao động tuân theo quy luật năng suất cận biên giảm dần (0<α<1)

-

Công nghệ và tốc độ tăng trưởng lao động là các yếu tố ngoại sinh làm thay đổi được tốc
độ tăng trưởng kinh tế ở trạng thái dừng.

1.3.2 Một số lý giải
1.3.2.1 Vai trò của tích lũy tư bản
Hàm sản xuất Cobb- Douglas có dạng: Y = A.

∝

1−∝

hay =

.

∝ 1−∝

∝

=A.(
)

Đặt y=

Y

, k=
ta có: y= A.

∝

= f(k)

L

Lúc này, hàm sản xuất được viết dưới dạng: y= A.k^∝ = f(k). Cách viết này cho phép chúng ta tập trung vào việc giải thích các nhân tố
quyết định mức và sự tăng trưởng của sản lượng bình quân đầu người.

Bên cạnh đó, sản phẩm cận biên của tư bản là một yếu tố rất quan trọng trong mô hình này.
Trong trường hợp này, MPK phản ánh bao nhiêu sản lượng tăng thêm khi thêm một đơn vị tư
bản cho mỗi công nhân. Khi đó: MPK = f(k+1) – f(k)
Theo lý thuyết tân cổ điển, sản phẩm cận biên của tư bản (MPK) giảm khi trang bị tư bản cho một công nhân tăng. Tức là: k (= )↑ => MPK( =

=

)↓

Do vậy ban đầu k↑ => y↑ nhưng sau đó tốc độ tăng sẽ giảm dần. Hay khi lượng tư bản bình quân tăng làm tăng sản lượng bình quân tăng nhưng sau đó tốc độ tăng sẽ giảm dần.

Hình 1.2 Sản lượng, tiêu dùng và đầu tư
Mô hình Solow dựa trên
giả thuyết các thị trường hàng
hóa và thị trường nhân tố đều ở
trạng thái cân bằng. Để đơn
giản, chúng ta xét trên nền kinh
tế không có chính chủ
(G=T=0). Khi đó, điều kiện cân
bằng cho thị trường hàng hóa
được viết lại như sau:
Y=C+I

y
f(k)

2

y

ci

∆

y1

MPK

∆

y0

s.f(k)
∆

∆

i
i

k

8


Chia hay vế cho L ta được : = + => y = c +i



c= y – i

∝

Ta có đầu tư trên một công nhân là: c = y – i = s. A. ( ) = s. f(k)
Suy ra, tiêu dùng trên một công nhân có dạng: c = y – i = (1-s).y =(1-s).A. ( )∝= (1-s).f(k)

*Trạng thái dừng theo Quy tắc vàng:
Nếu tỉ lệ tiết kiệm cao có thể dẫn đến một trạng thái dừng tốt hơn theo nghĩa là mức thu
nhập trên đầu người cao hơn. Tuy nhiên, có một nghịch lý về tiêu dùng vào tiết kiệm: Tiết kiệm
càng nhiều thì tỷ phần của thu nhập dành cho tiêu dùng càng nhỏ. Khi các hộ gia đình tiêu dùng
ít đi có nghĩa là họ đang thụ hưởng ít hàng hóa và dịch vụ hơn cho bản thân, các doanh nghiệp
cũng bán được ít sản lượng hơn trong ngắn hạn. Vậy, sản lượng trong ngắn hạn bị giảm xuống.
Nếu coi phúc lợi kinh tế phụ thuộc vào tiêu dùng thì trạng thái dừng “tốt nhất” là trạng thái
dừng có mức tiêu dùng cao nhất, kí hiệu là c* g. Trạng thái này gọi là trạng thái dừng theo nguyên
tắc vàng.
Hình 1.3 Trạng thái vàng
Nền kinh tế không có xu
hướng điều chỉnh về trạng thái
vàng. Để đạt được trạng thái này
cần phải điều chỉnh tỉ lệ tiết kiệm
s. Mức tích lũy tư bản ở trạng thái

y, i,

y=f(k)

*

vàng k g đạt được khi sản phẩm
cận biên của tư bản đúng bằng tỉ
lệ khấu hao : MPK =
Trên đồ thị, đó là điểm mà tại đó

đường f(k) và đường có cùng độ
dốc khoảng cách giữa hai đường
này phản ánh mức tiêu

y
*

k =i

*

g

*

g

c

*

g

i = s.
f(k)

*

dùng cực đại c g.

k*

k

Giả thuyết về sự hội tụ có điều kiện nói rằng các quốc gia hội tụ đến cùng một điểm. Tuy
nhiên, có một điểm khác biệt quan trọng giữa hai nước: sau này đòi hỏi các quốc gia phải giống
nhau. Do đó, chỉ sau khi kiểm soát sự khác biệt về cấu trúc, chúng ta mới có thể quan sát mối
quan hệ tiêu cực giữa mức GDP ban đầu của mỗi công nhân và mức tăng trưởng tiếp theo.
Đối với hội tụ có điều kiện, dựa trên điều kiện cụ thể thì khi mức tư bản trên đầu người
thấp sẽ không cần đầu tư theo chiều rộng nhằm trang bị máy móc, thiết bị cho những nhân công
mới mà có thể đầu tư theo chiều sâu nghĩa là tăng lượng tư bản cho mỗi công nhân. Khi mức tư
bản trên đầu người đã cao thì vấn đề đầu tư theo chiều rộng hay chiều sâu đều cần phải tiết kiệm
và đầu tư rất nhiều. Chính vì thế các nước nghèo có thể tăng lượng tư bản trên đầu người để đạt
được mức tăng trưởng cao với tiết kiệm và đầu tư ít do chưa phải đầu tư theo chiều rộng.
Tuy nhiên không phải nước nghèo nào cũng có thể đạt mức tăng trưởng cao, nếu thu nhập
quá thấp, người dân sẽ phải tiêu dùng hết những gì mình làm ra và Do vậy, không có tiết kiệm để
đầu tư nhằm duy trì mức tư bản trên mỗi lao động khi dân số tăng và rơi vào một cái bẫy nghèo
đói.
9


1.3.2.2 Tác động của tăng trưởng dân số
Ở tại trạng thái dừng của nền kinh tế, tiểu dùng sẽ đạt được lớn nhất khi MPK = + hay

MPK - = . Biểu diễn trên đồ thị, ta nhận thấy trạng thái dừng theo quy tắc vàng đạt được ở

tại điểm mà đường f(k) và đường đầu tư vừa đủ ( + )k có cùng độ dốc.
Theo mô hình Solow,
Hình 1.4 Biểu đồ miêu tả trạng thái dừng của
với các điều kiện khác như
nhau thì các nước có tỷ lệ tăng
trưởng dân số cao hơn thì k ở
trạng thái dừng sẽ thấp hơn.
Xét thấy khi tang trưởng dân số
tăng từ n1 đến n2 sẽ làm cho
lượng đầu tư vừa đủ ( +

)k

tăng, làm giảm lượng tư bản
bình quân một công nhận( do k
= , K không đổi, L tăng nên

k giảm). Với hàm sản xuất
không đổi thì mức thu nhập
bình quân, y = sẽ giảm.

tăng trưởng dân số theo quy tắc vàng
y=f(k)

i=s.f(k)

(n+σ)k

Y,I,D
10
8
6

y

4

c*

i

2

K

0
0

10

20

30

40

50

60

70

Chính vì thế mô hình Solow đã dự báo rằng, khi mà các yếu tố khác không đổi thì với các
nước có tỷ lệ tăng trưởng dân số, mức thu nhập bình quân đầu người thấp. Để đảm bảo lượng lao
động mới được trang bị tư bản như những người hiện đang làm việc, đòi hỏi một lượng tiết kiệm
cao hơn.
1.3.2.3 Vai trò của tiến bộ công nghệ
Ở những phân tích trên, ta có thể thấy được rằng sự tăng trưởng ở tư bản và dân số chỉ là
nguồn gốc cho sự tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn. Dù xét theo nhân tố nào thì nền kinh tế
đều sẽ xuất hiện trạng thái dừng. Vậy nếu như nền kinh tế của các quốc gia với các điều kiện
tương tự nhau, đều sẽ phải gặp trạng thái dừng này thì phải chẳng đến một thời điểm nào đó các
quốc gia kém phát triển sẽ bắt kịp các quốc gia phát triển và tất cả các nền kinh tế sẽ gặp nhau tại
một điểm cân bằng, lúc này nền kinh tế ở các quốc gia sẽ có mức sống tương đương nhau.
Hình 1.5 Mối tương quan giữa tốc độ phát triển và mức GDP trên đầu người
của các nước thuộc OECD vào năm 1960

Từ hình trên ta có thể nhận thấy là vào năm 1960, các nước như Bồ Đào Nha, Tây Ban Nha,…
vào năm 1960 với nền kinh tế nghèo nàn đánh dấu một tốc độ tăng trưởng kinh tế cao hơn so với các
nước giàu có như Mỹ, Anh, Thụy Sĩ,… Cho rằng các điều kiện về tự nhiên và giáo dục

1
0


của các quốc gia này đều như nhau do phần đa các nước đều thuộc khu vực châu Âu, ta có thể
nhận thấy được sự chênh lệch đáng kể về mức GDP bình quân trên đầu người của các quốc gia
này. Các nước phát triển hơn cho dù có tốc độ tăng trưởng kinh tế cao hơn tuy nhiên con số này
vẫn cao hơn 0.

Về thực tế, ta nhận thấy mặc dù các quốc gia nghèo hơn sẽ có tốc độ tăng trưởng kinh tế
hay tốc độ tăng trưởng GDP cao hơn các quốc gia phát triển, theo như lý thuyết các quốc gia
đang giàu có sẽ tăng trưởng chậm hơn rồi dừng lại ở điểm cân bằng, lúc này tốc độ tăng trưởng
kinh tế sẽ bằng 0. Tuy nhiên mức sống của các cường quốc trên thế giới vẫn bỏ xa các quốc gia
thuộc nhóm đang phát triển mà mức độ tăng trưởng ở các quốc gia lớn này hoàn toàn không có
dấu hiệu dừng lại tại điểm cân bằng. Chính vì thế, yếu tốc tiến bộ công nghệ (T) đã được đưa
vào để giải thích cho việc mức sống tăng lên theo thời gian.
Tiến bộ công nghệ được hiểu là bất kỳ biện pháp nào làm tạo ra nhiều sản lượng hơn hoặc
chất lượng tốt hơn với khối lượng tư bản (K) và lao động (L) như cũ. Để đơn giản ta coi tiến bộ
công nghệ làm tăng năng suất lao động. Hàm sản xuất lúc này được điều chỉnh thành:
Y= F(K,EL) = ( )
Ở đây E biểu thị hiệu quả lao động, E càng lớn thì với số lao động như cũ sẽ tạo ra nhiều
sản lượng hơn. LE là số công nhận hiệu quả. Tiến bộ công nghiệp có tác động như sự gia tăng
lực lượng lao động. Nếu E hoặc L tăng thì sản lượng sẽ bị ảnh hưởng như nhau, nếu L tăng với
tỷ lệ n và E tăng với tỷ lệ g thì LE tăng với tỷ lệ (n+g).
Lúc này ta có =
là sản lượng trên một lao động hiệu quả
=
là lượng tư bản trên một lao động hiệu quả
∝

∝

Khi xét với tiến bộ công nghê cùng với dân số tăng, để giữ cho k không đổi, cần có những
sự đầu tư sau:
để thay hế phần tư bản đã bị hao mòn
nk để trang bị tư bản cho những lao động mới
gk để trang bị tư bản cho những lao động “hiệu quả” mới do sự tiến bộ công nghệ
Tương tự như những trường hợp trên, ta sẽ có: ∆
Tại trạng thái dừng khi ∆ = 0 thì

=

=

( )=

−(

+

)

−(

+

+

)

Xét ở trạng thái dừng, nếu E tăng với tỷ lệ là n thì để y, k, c không đổi thì Y/L, K/L, C/L
đều phải tăng với tỷ lệ là n. Như vậy, theo mô hình Solow, tiến bộ công nghệ là nguồn duy nhất
tạo ra tăng trưởng kinh tế theo thời gian.
Tương tự như những trường hơp trên, Quy tắc vàng khi có có tiến bộ công nghiệp là tiểu
dùng lớn nhất khi: MPK = n + g + σ.
Nền kinh tế không tự điều chỉnh về trạng thái vàng, mà để đạt trạng thái này cần điều
chỉnh tỷ lệ tiết kiệm.
Nhìn nhận thực tế, ta thấy phần lớn các tiến bộ công nghệ ra đời từ các quốc gia có nền
kinh tế phát triển, ở tại các quốc gia này chính phủ tạo nhiều điều kiện cho công dân có nền tảng

để nghiên cứu và sáng chế ra những phát minh mới, tạo môi trường để phát triển các ý tưởng
điều này làm cho tiến bộ công nghệ của các nước như Mỹ, Nhật Bản,… luôn đứng đầu thế giới,
mức sống nhân dân luôn ở mức cao, tốc độ phát triển kinh tế ở các quốc gia này được duy trì ổn
định và không có dấu hiệu xuất hiện của điểm cân bằng.

1
1


CHƯƠNG 2 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT HỘI TỤ CÓ ĐIỀU KIỆN
CỦA GDP BÌNH QUÂN ĐẦU NGƯỜI GIỮA CÁC TỈNH
THÀNH TẠI VIỆT NAM
2.1 Cơ sở lý thuyết và tổng quan nghiên cứu
2.1.1 Cơ sở lý thuyết
Theo Sala-i-Martin’s (1996), nếu giả thuyết hội tụ tuyệt đối thỏa mãn với các địa phương
thì mức GDP bình quân đầu người có thể được tính toán xấp xỉ theo công thức:
(1)
ln GDPit = α + (1 − β) ln GDPi,t−1 + uu′

trong đó:
lnGDPit là logarit tự nhiên của mức GDP bình quân đầu người c

ủa địa phương thứ i trong năm t.

(2)

Biến đổi công thức (1), ta được : ∆ ln GDPit = α − β ln GDPi,t−1 + uu′

Đại lượng ∆ ln GDP

= ln GDP
it

ln GDPit

− lnGDP = ln(
it

) cho biết mức độ tăng GDP

i,t−1
ln GDP i,t−1

bình quân đầu người của địa phương thứ i.
Tuy nhiên, nếu đo lường các mối quan hệ kinh tế mà bỏ qua sự tương quan không gian có
thể dẫn đến ước lượng bị chệch và không đáng tin cậy. Công cụ phổ biến nhất để đo lường sự
tương quan 72 kinh tế không gian giữa các đối tượng là chỉ số Moran’s I theo kiểm định của
Moran (1950).
∑
∑
[w

Công thức để xác định chỉ số Moran’s I như sau: L=

(∑

=1

∑

(X−X)(X

−X)]

2

=1

(3)

)∑
( − )

=1

=1

=1

2.1.2 Tổng quan nghiên cứu
Trong những năm gần đây, phương pháp hồi quy không gian đã được vận dụng rất nhiều
trong các nghiên cứu kinh tế sử dụng số liệu cấp địa phương hoặc cấp quốc gia, đặc biệt là khi
nghiên cứu về sự hội tụ beta. Anderson & Van Wincoop (2001) lập luận rằng các địa phương
trong cùng một quốc gia thường có mối liên kết chặt chẽ với nhau vì chúng chịu cùng chính sách
của chính phủ, giao dịch thương mại với nhau dễ dàng và thuận lợi hơn các vùng ở xa nhau, hội
tụ thu nhập giữa các địa phương cũng nhanh hơn và lạm phát lại có tính tương đồng. Bài nghiên
cứu cũng hàm ý rằng các nghiên cứu khác về hội tụ thu nhập cũng cần tính toán đến sự phụ
thuộc về mặt không gian giữa các địa phương trong cùng quốc gia cũng như giữa các địa phương
ở những quốc gia tiếp giáp nhau để kết quả ước lượng thu được là vững và không chệch.
Ở Việt Nam, có khá nhiều nghiên cứu nghiên cứu sự hội tụ thu nhập giữa các tỉnh thành

cũng như hội tụ thu nhập giữa các quốc gia.. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng có rất ít bằng chứng
cho thấy những tỉnh có mức năng suất nông nghiệp ban đầu cao hơn sẽ tăng trưởng ở mức thấp
hơn. Tuy nhiên, khi xét trong nội bộ từng vùng nông nghiệp thì bằng chứng về sự hội tụ năng
suất nông nghiệp rất mạnh mẽ.
2.2 Phương pháp nghiên cứu
Để thực hiện hồi quy không gian nhằm kiểm soát sự phụ thuộc không gian giữa các địa
phương, đề tài sử dụng ma trận trọng số liền kề.Trong trường hợp Việt Nam, ma trận trọng số sẽ
là ma trận cấp vuông 63 dòng và 63 cột, trong đó từng phần tử sẽ nhận giá trị 1 nếu hai địa
phương tương ứng có chia sẻ chung đường biên giới và nhận giá trị 0 nếu không có chung đường
biên. Việc xác định hai địa phương có chung đường biên hay không được trực tiếp dựa trên bản
đồ 63 tỉnh thành Việt Nam.
12


Trong nghiên cứu sự hội tụ tuyệt đối của thu nhập, để xét đến sự phụ thuộc về không gian của
các quốc gia, bài viết sử dụng biến phụ thuộc là tốc độ tăng GDP bình quân đầu người, ký hiệu là
lnGDPit và biến độc lập là thu nhập GDP bình quân đầu người ở kỳ trước, ký hiệu: lnGDP i,t-1.

Mô hình sai số không gian SEM: lnGDPit =

- lnGDPi,t-1 + I + Uit

Uit = (WU)it + it
Mô hình độ trễ không gian SAR: lnGDPit =

- lnGDPi,t-1 + (W lnGDP)it + i + it

Mô hình Durbin không gian SDM: lnGDPit =

i

- lnGDPi,t-1 + (WlnGDP)it + i + it

Hệ số beta trong các phương trình nếu mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê là dấu hiệu
của sự hội tụ tuyệt đối trong thu nhập giữa các quốc gia.
Trong nghiên cứu này, mối liên hệ không gian giữa các tỉnh thành ở Việt Nam được kiểm
định bước đầu bằng phương pháp kiểm định Moran’s I. Chỉ số thống kê của Moran’s I được tính
toán theo công thức (3) và được thể hiện bằng dạng biểu đồ Moran phân tán để kết quả kiểm
định được trực quan và dễ nhận thấy hơn. Biểu đồ Moran phân tán được đề xuất bởi Anselin
(1996), đồ thị này biểu diễn giá trị đã chuẩn hóa của biến phụ thuộc cần nghiên cứu lên trục
hoành của đồ thị ứng với trục tung là biến trễ không gian của chính nó. Chỉ số Moran’s I mang
dấu dương thể hiện ở việc đường thẳng Moran’s I trên đồ thị phân tán có hệ số góc dương.
2.3 Kết quả nghiên cứu
2.3.1 Kiểm định sự tương quan không gian về GDP bình quân đầu người giữa các tỉnh thành
Peracchi & Meliciani (2001) đã nhận định rằng có sự tồn tại mối tương quan mạnh trong
tăng trưởng kinh tế giữa các địa phương lân cận cũng như các quốc gia láng giềng. Các địa
phương gần nhau thường tương tác mạnh với nhau về mặt kinh tế thông qua các kênh thương
mại, luồng di chuyển vốn đầu tư, hiệu ứng lan tỏa của công nghệ và lan tỏa về chính sách kinh
tế. Mối liên hệ giữa các quốc gia này còn được gọi là sự tương quan không gian.
Thực tế, mối liên hệ không gian giữa các tỉnh thành Việt Nam đã được kiểm định bước đầu
bằng phương pháp kiểm định Moran’s I. Từ đó, chạy mô hình hồi quy, ta có:
Bảng 2.1 Chỉ số Moran's I của GDP bình quân đầu người theo ma trận trọng số liền kề
Thống kê

Giá trị ước lượng

Giá trị ngẫu nhiên

Moran's I
Mean

0.3311***
-0.0161

0.3311***
-0.0161

Std dev

0.0827

0.0790

Z-score

4.1979

4.3970

Phân tích kết quả:
Hệ số Moran’s I = 0.3111>0 , mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê; cho thấy có sự tự
tương quan không gian thuận chiều trong GDP bình quân đầu người ở các địa phương liền kề
giáp ranh nhau.
Mean: là giá trị kỳ vọng ( trung bình) của thống kê từ tất cả các thành phố trên cả nước.
Mean thường được dùng với vai trò ước lượng xu hướng trung tâm chẳng hạn số bình quân của
tổng thể chung.
1
3

Từ bảng có giá trị trung bình ở đây là -0.0161Std dev( độ lệch chuẩn): đo mức độ phân tán
của GDP dao động quanh giá trị trung bình của nó là 0.0827 theo giá trị ước lượng, là 0.0790
theo giá trị thống kê.
2.3.2 Kiểm định sự hội tụ có điều kiện khi bỏ qua sự tương quan không gian
Giả sử, nếu bỏ qua sự tương quan không gian giữa các tỉnh thành ở Việt Nam, chúng ta có
thể sử dụng các kỹ thuật xử lý dữ liệu bảng thông thường để hồi quy phương trình (2) nhằm tìm
ra tốc độ hội tụ tuyệt đối. Trong phương trình (2), hệ số β nếu thỏa mãn điều kiện 0 < < 1 sẽ cho
thấy có tồn tại sự hội tụ thu nhập tuyệt đối giữa các địa phương, và hệ số β cũng cho biết tốc độ
hội tụ về trạng thái cân bằng chung của tất cả các địa phương được xét.
Ta sử dụng 3 phương pháp là Pooled OSL, FEM và REM để ước lượng, trong đó:
+ Mô hình hồi quy Pool – OLS: Hồi quy kết hợp tất cả các quan sát
Yit = α1 + β1X1it +...+ βkXkit + Uit
Trong đó:
Yit: Biến phụ thuộc của quan sát i trong thời kỳ t
X2it, X3it: Biến độc lập của quan sát i trong thời kỳ t
+Mô hình hồi quy tác động cố định (FEM): là một dạng mở rộng của mô hình hồi quy
tuyến tính cổ điển, được cho bởi: Y itit = β11Xit1it1 + β22Xit2it2 + νii + εitit trong đó μitit = νii + εitit.
Sai số của mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển được tách làm hai thành phần. Thành phần νii đại
diện cho các yếu tố không quan sát được khác nhau giữa các đối tượng nhưng không thay đổi
theo thời gian. Thành phần εitit đại diện cho những yếu tố không quan sát được khác nhau giữa
các đối tượng và thay đổi theo thời gian.
+Mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) có dạng:
YitYit = α00Xit1Xit1 + β22Xit2Xit2 + μitit
Trong đó μitit = ωii + εitit. Một giả định quan trọng trong mô hình tác động ngẫu nhiên là
thành phần sai số μit không tương quan với bất kì biến giải thích nào trong mô hình.
Bảng 2.2 Kết quả ước lượng khi bỏ qua sự tương quan không gian giữa các địa phương
Biến độc lập

Pooled OSL
0.000217

[0.04]
Hệ số chặn
0.0740***
[4.81]
Số quan sát
252
Kiểm định 2.39***
Chow
Kiểm định
Hausman
Kiểm định
phương sai
thay đổi
lnGDP

i,t−1

FEM
0.0787***
[3.27]
0.320***
[4.24]
252

REM
0.00306
[0.49]
0.0829***
[4.17]
252

10.58***

1400000***

Phân tích kết quả:
Theo kết quả ước lượng bằng phương pháp Pooled OSL và phương pháp REM: hệ số beta
thỏa mãn điều kiện 0<β<1. Tuy nhiên hệ số β trong 2 trường hợp này lại không có ý nghĩa thống
kê vì t-stat < 1% nên ta bác bỏ. Vì vậy không thấy có bằng chứng thống kê về hội tụ tuyệt đối.
1
4


Theo kết quả ước lượng bằng phương pháp FEM: hệ số beta thỏa mãn điều kiện 0 < β <1
nên thỏa mãn, đồng thời hệ số β có ý nghĩa thống kê vì t-stat lớn hơn 1%.
Do đó ta có sự hội tụ beta tuyệt đối giữa các tỉnh thành ở Việt Nam, tốc độ hội tụ tính theo
FEM là 7,8% trong khi tính theo GLS là 0,04%.
Kết quả kiểm định Chow, kiểm định Hausman và kiểm định phương sai thay đổi Breusch –
Pagan cho thấy rằng GLS mang lại kết quả đáng tin cậy nhất trong số các phương pháp sử dụng.
Nhưng các kiểm định Moran’s I trong đã cho thấy rằng có sự phụ thuộc không gian giữa các địa
phương. Nếu bỏ qua sự phụ thuộc này có thể sẽ dẫn đến ước lượng hoặc là không vững, hoặc là
bị chệch.
2.3.3 Kiểm định sự hội tụ có điều kiện bằng hồi quy không gian
Kiểm định Moran’s I khẳng định có sự tương quan không gian về GDP bình quân đầu
người của các tỉnh thành, vì vậy cần thiết phải sử dụng phương pháp hồi quy không gian để tránh
định dạng sai mô hình.
Trong nghiên cứu sự hội tụ tuyệt đối của thu nhập( Khi tất cả các địa phương đều hội tụ về
cùng một trạng thái cân bằng bất kể xuất phát điểm của từng địa phương), để xét đến sự phụ thuộc
về không gian của các tỉnh thành, bài viết sử dụng biến phụ thuộc là tốc độ tăng GDP bình quân
đầu người, ký hiệu là lnGDPit và biến độc lập là thu nhập GDP bình quân đầu người ở kỳ trước, ký
hiệu là lnGDPi,t-1. Khi đó, các phương trình được viết theo dạng hồi quy không gian theo mô hình sai

số không gian SEM, mô hình độ trế không gian SAR và mô hình Durbin không gian SDM.

Từ đó, ta có bảng kết quả dưới đây:
Bảng 2.3 Hội tụ beta tuyệt đối với hồi quy không gian theo ma trận trọng số liền kề
Biến độc lập
lnGDPi,t-1
Hệ số chặn
Kiểm
Hausman
Lambda

định

Mô hình SEM
FEM
REM
***
0.0713
0.0145
[3.05]
[1.51]
0.0246
[0.81]
***
10.19

***

***

Rho

0.303

0.303

Log-likelihood
AIC
BIC

[44.96]
531.566
-1057.1
-1046.5

[47.07]
464.1728
-918.35
-900.7

Mô hình SAR
FEM
REM
***
0.108
0.00275
[3.22]
[0.44]
***
0.0819

[4.17]
***
7.12
0.0442
[1.58]
458.3686
-910.74
-900.15

Mô hình SDM
FEM
REM
***
0.350
0.00132
[8.48]
[0.17]
**
0.0479
[2.02]
***
75.07

0.000994
[0.04]
372.1396
-734.28
-716.63

***

***

0.303

0.303

[44.95]
485.9166
-963.83
-949.72

[44.92]
388.3451
-764.69
-743.51

Trong đó:
Tiêu chuẩn AIC: tiêu chuẩn thông tin Akaike (Akaike info criterion)
Kiểm định Hausman là một kiểm tra giả định thống kê trong kinh tế lượng được đặt theo tên của
James Durbin, De-Min Wu và Jerry A.Hausman. Thuật toán này sử dụng để so sánh hai phương
pháp ước lượng FEM và REM.
Rho: hệ số tự tương quan không gian λ
Lambda: là trung bình số lần xảy ra thành công của một sự kiện trong một khoảng thời gian nhất
định
Log-likelihood: Ước lượng hợp lý cực đại (trong tiếng Anh thường được nhắc đến với tên MLE,
viết tắt cho Maximum Likelihood Estimation) là một phương pháp trong thống kê dùng để ước
lượng giá trị tham số của một mô hình xác suất dựa trên những dữ liệu quan sát được
15

Bài viết lựa chọn mô hình phù hợp được dựa trên chỉ tiêu AIC và BIC. Theo các chỉ tiêu
thống kê thể hiện ở Bảng 4, mô hình sai số không gian SEM với dạng FEM ở cột (1) của Bảng
2.3 là mô hình có giá trị AIC và BIC nhỏ nhất nên được xem như là mô hình phù hợp nhất và
được sử dụng để phân tích sự hội tụ tuyệt đối. Theo kết quả ước lượng của mô hình SEM theo
dạng FEM, tốc độ hội tụ tuyệt đối về GDP bình quân đầu người giữa các tỉnh thành ở Việt Nam
là 7,13%. Với tốc độ hội tụ này, thời gian để giảm được một nửa khoảng cách thu nhập hiện nay
(half – life) là khoảng 10 năm. Nói một cách khác, nếu tốc độ hội tụ này tiếp tục được duy trì
cho nhiều năm tiếp theo, thì các tỉnh thành ở Việt Nam sẽ mất khoảng 20 năm để đạt được trạng
thái cân bằng chung về thu nhập GDP bình quân đầu người. Hệ số λ trong mô hình FEM mang
dấu dương, có độ lớn 0,303 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Sự có ý nghĩa của hệ số λ càng
củng cố thêm bằng chứng thống kê về mối liên hệ không gian giữa các tỉnh thành, điều mà đã
được khẳng định qua các chỉ số Moran’s I.
2.4 Kết luận
Kết quả kiểm định Moran’s I trên các chỉ tiêu về GDP bình quân đầu người với số liệu 63
tỉnh thành ở Việt Nam đều cho thấy có sự phụ thuộc không gian mang dấu dương. Các địa
phương ở lân cận nhau thì có mối quan hệ tương quan về GDP thực tế bình quân đầu người.
Sự tồn tại của mối tương quan không gian giữa các tỉnh thành cho thấy sự phù hợp và cần
thiết phải sử dụng công cụ hồi quy không gian khi phân tích các quan hệ kinh tế ở cấp độ tỉnh
thành.
Kết quả ước lượng hồi quy không gian cho thấy tốc độ hội tụ tuyệt đối về GDP bình quân
đầu người giữa các tỉnh thành ở Việt Nam là 7,13%. Với tốc độ hội tụ này, thời gian để giảm
được một nửa khoảng cách thu nhập hiện nay là khoảng 10 năm. Nói một cách khác, nếu tốc độ
hội tụ này tiếp tục được duy trì cho nhiều năm tiếp theo, thì các tỉnh thành ở Việt Nam sẽ mất
khoảng 20 năm để đạt được trạng thái cân bằng chung về thu nhập GDP bình quân đầu người.
Do có sự tương quan không gian giữa 63 tỉnh thành phố của Việt Nam, nên các mô hình
hồi quy xây dựng để nghiên cứu các yếu tố liên quan đến kinh tế - xã hội ở khu vực với số liệu
cấp tỉnh thành cần hết sức thận trọng để tránh trường hợp bỏ qua sự phụ thuộc theo không gian
này dẫn đến kết quả nghiên cứu không đáng tin cậy.
Sự tương quan không gian giữa các tỉnh thành là dương; do vậy khi một tỉnh thành hoạch

định chính sách kinh tế của địa phương sở tại cũng cần tính đến tác động của chính sách này đến
các tỉnh thành lân cận và ngược lại, một tỉnh thành đó cũng cần tính đến tác động từ việc thay đổi
chính sách của các tỉnh thành khác đến chính địa phương mình
Mặc dù có sự hội tụ beta tuyệt đối về thu nhập, nghĩa là khoảng cách thu nhập GDP đầu
người giữa các tỉnh thành ngày càng thu hẹp. Tuy nhiên, không nên trông chờ rằng bình đẳng thu
nhập sẽ tự điều chỉnh, hoặc chênh lệch giàu nghèo sẽ tự nhiên biến mất. Để đạt được trạng thái
cân bằng đòi hỏi một nỗ lực phát triển lâu dài và bền vững.

1
6


KẾT LUẬN
Qua nghiên cứu thì mô hình Solow đã giải thích được xu hướng các nước nghèo sẽ bắt kịp
tốc độ tăng trưởng của các nước giàu khi đặt trong những điều kiện nhất định, hay nói cách khác
là xu hướng hội tụ có điều kiện. Bằng việc phân tích các giả định của mô hình, ta thấy rằng các
giả định được đặt ra cũng có thể được xem như là những điều kiện bổ sung cho quá trình hội tụ.
Và chúng ta cũng có thể nhận ra rằng các nhân tố ngoại sinh tác động mạnh mẽ đến quá trình
tăng trưởng kinh tế của các quốc gia, tạo cơ sở cho hội tụ có điều kiện diễn ra.
Thông qua việc kiểm định giả thuyết hội tụ có điều kiện của GDP bình quân đầu người
giữa các tỉnh thành tại Việt Nam, ta nhận thấy rằng đến một thời điểm nhất định, sự hội tụ có
điều kiện sẽ diễn ra trong các mô hình được kiểm định với điều kiện đặt ra là có sự tương quan
giữa các tỉnh thành về trình độ công nghệ, mức độ gia tăng dân số cũng như mức đô tích lũy tự
bản. Điều này nhằm khẳng định tác động của mô hình tăng trưởng kinh tế tân cổ điển và ứng
dụng của nó để đánh giá các giả thuyết kinh tế, ở đây là giả thuyết hội tụ có điều kiện.
Tuy nhiên, trên thực tế, ta không khó để phát hiện ra rằng luôn tồn tại sự chênh lệch về ba
yếu tố trên giữa các tỉnh thành. Những tỉnh đã và đang giàu thì sẽ tiếp tục giàu lên còn những
tỉnh kém phát triển hơn thì sẽ khó lòng mà đuổi kịp nhịp độ tăng trưởng kinh tế của các tỉnh,
thành đó. Từ đó, ta phân tích rộng hơn về sự chênh lệch giữa các quốc gia, nếu áp theo thực tế thì
các nước thuộc thế giới thứ ba hay các nước đang và kém phát triển sẽ gần như không thể theo

kịp các nước phát triển. Điều này đồng nghĩa với việc, xu hướng hội tụ có điều kiện sẽ không
diễn ra trong ngắn hạn mà phải là dài hạn.
Với mục đích là giải thích cho người đọc hiểu rõ về xu hướng hội tụ có điều kiện cũng như
áp dụng vào nền kinh tế Việt Nam, chúng em đã đưa ra những kết quả nghiên cứu và từ đó đưa ra
những nhận xét chủ quan về tính khả thi của xu hướng hội tụ có điều kiện trong điều kiện nền
kinh tế Việt Nam. Dù vậy, chúng em hi vọng rằng người đọc sẽ có thể tự kiểm chứng khả năng
xảy ra của xu hướng có điều kiện thông qua kết quả mà bọn em đã đạt được.

1
7


TÀI LIỆU THAM KHẢO
Anderson, James E. and Eric Van Wincoop, 2001, “Gravity with Gravitas: A Solution to the
Border Puzzle”, National Bureau of Economic Research Working, 8079.
Anselin, L., Bera, A.K, 1998, “Spatial dependence in linear regression models with an
introduction to spatial econometrics”, Handbook of Applied Economic Statistics. Hullah, A.,
Gelis, D.E.A. (eds.), New York: Marcel Deker, 1998, 237–290.
Moran P.A.P.,1950, “A Test for Serial Correlation of Residuals”, Biometric, 37, 178-181.
Nguyễn Văn Công, 2008, Bài giảng và thực hành “Lý thuyết kinh tế vĩ mô”, NXB Lao Động, Hà
Nội.
Nguyễn Văn Công và các cộng sự, 2014, “Kiểm định giả thuyết hội tụ có điều kiện ở cấp tỉnh tại
Việt Nam trong giai đoạn 2000-2012”, Tạp chí Kinh tế & phát triển, số 204 tháng 6/2014, 36-41.
Phạm T.A, 2009, “Tăng trưởng kinh tế và sự hội tụ thu nhập giữa các vùng ở Việt Nam”, Tạp chí
Nghiên cứu Kinh tế.
M.V. Timakova, 2011, Conditional Convergence and the Solow Model: an Empirical Study,
Department of Economics, Rotterdam School of Economics, Eramus University Rotterdam.
– The Convergence Hypotheses, 12/05/2019 - /> - Giới thiệu về mô hình var, OLS và các kiểm định Hausman trong dữ
liệu mảng (Panel Data), 12/05/2019 - /> - AMOS, CFA, Mô hình SEM, 12/05/2019 - /> - Cơ sở lý thuyết của mô hình mạng (SEM) – Phần 2, 12/05/2019 https://
bitly.vn/3fqr

– Giả thuyết hội tụ, 12/05/2019 - />
1
8