Trong Chương 3 chúng ta đã quan sát một cách khái lược biến đổi trong mức giả cả, biến đổi trong sản lượng của các ngành kinh tế và diễn biến mậu dịch quốc tế sau năm 1986, khi mà chính sách Đổi mới bắt đầu được thực thi. Chương này sẽ đi sâu hơn vào công cuôc đánh giá chính sách Đổi Mới bằng cách đo ảnh hưởng của chính sách này trên GDP (tỗng sản lượng trong nước).

  Mục đích của chương này bao gồm trong ba điểm sau:

1)      Thức biệt ảnh hưởng của dân số lao động, tài sản cố định và tiến bộ kỷ thuật trên GDP,

2)      Đo ảnh hưởng của Đổi Mới trên GDP và

3)      Xác định biến đổi trong năng suất của các yếu tố đầu vào.

Xét trên mặt sản xuất, ảnh hưởng của Đổi Mới có thể được tóm lược trong hai điểm: gia tăng tài sản cố định mang đến bởi gia tăng vốn đầu tư, và tiến bộ kỷ thuật mang đến bởi cải thiện trên phương diện thị trường, tổ chức và công nghệ. Trước hết hàm số sản xuất (hàm số GDP) của Việt Nam sẽ được suy lượng từ số liệu thống kê có được trong các năm 1986-2000 để xác định liên hệ giữa GDP và các yếu tố đầu vào (lao động, tài sản cố định) và mức kỷ thuật trong nền kinh tế. Sau đó các trị số GDP trong trường hợp không có Đổi Mới (trị số giả thuyết, hypothetical values) sẽ được suy lượng từ các hệ số của hàm số sản xuất và các trị số giả định cho tài sản cố định, lao động và kỷ thuật trong trường hợp không có Đổi Mới. Chênh lệnh giữa trị số thật (trị số lý luận, theoretical values) và trị số giả thuyết của GDP chỉ ảnh hưởng của Đổi Mới.

1.      Mô hình phân tích

Như đã giải thích trong Chương 3, chính sách Đổi Mới bao gồm một loạt chính sách liên quan đến nhiều phương diện: từ việc thừa nhận các dạng thức kinh doanh theo hướng thị trường (nông nghiệp cá nhân, nông nghiệp gia đình, xí nghiệp tư nhân, xí nghiệp liên doanh, v.v.) cho đến việc hạn chế hay bãi bỏ can thiệp của chính phủ trên vật giá và thị trường ngoại tệ. Các chính sách này có thể được xem như đã tác dụng vào tổng sản phẩm trong nước qua hai lối: nâng cao năng suất tổng hợp (total productivity) và gia tăng tài sản cố định mang đến bởi gia tăng vốn đầu tư.

Thay đổi trong chính sách giá cả, trong đó bao gồm cả việc bãi bỏ chế độ đa giá (rationing price) trên các sản phẩm thiết yếu và trừ bỏ giá nhà nước (administered price) trên hầu hết sản phẩm và dịch vụ, và việc hợp pháp hoá các hình thức kinh doanh tư nghiệp và cá nhân có thể xem như có tác dụng trực tiếp vào việc nâng cao năng suất dưới hình thức cải thiện dạng thức phân phối tài nguyên giữa các hoạt động kinh tế và nâng cao năng suất của các yếu tố đầu vào. Thêm vào đó, các biện pháp chính sách về tài chính và tiền tệ như quyết định giảm giá đồng bạc Việt Nam, cải thiện hệ thống ngân hàng, quyết định nâng cao lãi suất và thuyên giảm thiếu hụt ngân uỷ nhà nước có tác dụng khuyến khích tiết kiệm trong và ngoài nước (domestic and foreign savings).

  Liên hệ giữa các biện pháp chính sách Đổi Mới và GDP có thể được trình bày một cách tóm lược bằng sơ đồ bên dưới (Hình 4-1).

  Đặt tổng sản phẩm trong nước là một hàm số của tài sản cố định, lượng lao động và mức kỷ thuật như sau:

         Y_t = f(K_t, L_t, D_t)                            (1)

trong đó

Y_t  : tổng sản lượng trong nước trong năm t tính theo giá cố định,

K_t, : tài sản cố định trong năm t tính theo giá cố định,

L_t  : lượng lao động trong năm t, và  

D_t  : một biến số dummy chỉ mức kỷ thuật trong năm t.  

Như trong phần nhiều công trình nghiên cứu về sản xuất, đặt thêm giả định phương trình (1) có dạng của hàm số Cobb- Douglas:

         Y_t = e^a+bDt K_t^α L_t^β                         (2)

Trong pgương trinh (2), phần e^a+bDt chỉ năng suất tổng hợp với độ cao thấp tuỳ thuộc vào biến số D_t, và K_t^α L_t^β chỉ tác dụng của lượng tài sản cố định và lượng lao động. Như sẽ được giải thích bên dưới, GDP trong trường hợp không có Đổi Mới sẽ được tính bằng cách dùng các trị số giả định về tài sản cố định và năng suất tổng hợp cho các biến số D_t và K_t trong phương trình (2). Hàm số có dạng tương tợ phương trinh (2) được đề xướng bởi Abramovitz (1956)[2] và Solow (1957)[3] và từ đó đã được phổ biến một cách rộng rãi trong các công trình nghiên cứu GDP của nhiều quốc gia trên thế giới (Chenery et. al., 1986, Nghiep, 1988)[4].

  Với giả định không có kinh tế qui mô (α+β=1), phương trình (2) trở thành

(Y_t /L_t )= e^a+bDt (K_t /L_t)^α                             (3)

hoặc dưới dạng giác số (lô-ga-rít) như sau:

ln(Y_t L_t )= a + bD_t + α(K_t /L_t)                        (4)

  Vì hầu hết các quốc gia trong vùng Châu Á đều gặp phải tình trạng rối loạn tiền tệ trong các năm cuối của thập niên 1990, hàm số GDP cần phải có thêm một biến số dummy để thu hút ảnh hưởng này. Đặt AC có trị 1 trong năm 1998 và 0 trong các năm khác, cuối cùng phương trình (5) sau đây sẽ được dùng trong phân tích hồi qui (regression analysis):

ln(Y_t L_t )= a + bD_t + cAC+α(K_t /L_t)                    (5)

2.  Số liệu thống kê

  Trước khi bước qua phần thích dụng phương pháp phân tích hồi qui để đo hàm số sản xuất, xin giải thích về một số số liệu thống kê dùng trong công trình nghiên cứu này.

  Tài sản cố đinh:

  Vì trong hiện tại không có số liệu đáng tin cậy về tài sản cố định, công trình suy lượng hàm số GDP của Viêt Nam phải bắt đầu bằng viêc thành lập số liệu thống kê thích hợp cho biến số này. Thông thường tài sản cố đinh trong một năm (chẳng hạn trong năm 2000) có thể được xem là kết quả của các công trinh đầu tư trước năm đó, và do đó có thể được suy lượng từ số liệu về vốn đầu tư trong quá khứ. Vì có một thay đổi lớn trên hệ thống thống kê về tài khoản quốc gia của Việt Nam trong năm 1986, chúng ta không có được số liệu thống kê về vốn đầu tư trước năm này. Vì lý do này, tài sản cố định dùng trong công trình nghiên cứu trình bày trong chương này đã được suy lượng theo phương cách sau:

1)      Suy lượng trị số K trong năm 1986 từ các hệ số giả định cho hàm số GDP, sản lượng GDP và lượng lao động và vốn đầu tư trong các năm 1986-88 (xem chi tiết trong Phu Lục)

2)      Suy lượng trị số K trong các năm 1987-2000 dựa theo giả thuyết:

       Kt = 0.94K_t-1 + I_t                           (6) 

Phương trình bên trên đặt giả định rằng tài sản cố định tiêu hao (giảm giá) 6% mỗi năm. Vì vậy trị số K ở một năm t (chẳng hạn năm 2000) bằng với trị số lượng K ở năm t-1 (năm 1999) trừ đi 6% tiêu hao và cộng thêm vốn đầu tư thực thi trong năm t.

  Bảng 4-1 chỉ vốn đầu tư (tính theo gia cố định năm 1994) và suất đầu tư (vốn đầu tư /GDP) trong khoảng thời gian 1986-2000. Mặc dầu chính phủ Việt Nam ban hành và thưc thi chính sách Đổi Mới từ năm 1986, vốn đầu tư không thay đổi nhiều trong các năm 1986-90. Bước vào thập niên 1990 thì vốn đầu tư bắt đầu gia tăng nhanh, từ 17 ngàn tỷ đồng (giá so sánh năm 1994) trong năm 1990 đến 75 ngàn tỷ đồng trong năm 2000, với tốc độ gia tăng trung bình hàng năm 15,7%. Suất đầu tư (tổng lượng vốn đầu tư / tổng sản phẩm trong nước) lên xuống trong khoảng 13-18% trong thời kỳ 1986-90 nhưng gia tăng rất nhanh trong thập niên 1990. Cũng quan sát được rằng trong các năm khủng hoảng tiền tệ vùng Châu Á (1997-99), suất đầu tư ở Việt Nam tuy có mòi thuyên giảm vẫn còn duy trì ở một mức khá cao.

Dạng thức biến đổi trong tổng lượng và suất đầu tư trong 14 năm này phản ảnh một cách trung thực tác dụng của chinh sách Đổi Mới trên câc hoạt động kinh tế trong nước: Mặc dầu Đổi Mới được tuyên bố vào năm 1986, phải đợi đến khoảng năm 1990 Việt Nam mới bắt đầu thu hút được nhiều vốn đấu tư tư nhân và nhà nước từ các quốc gia tiền tiến và các cơ quan quốc tế.

  Số liệu tài sản cố định trình bày trong Bảng 4-2 được tính từ số liệu vốn cố đinh trong Bảng 4-1 và phương trinh (6). Chúng ta cũng quan sát được rằng tài sản cố định tăng rất chậm trong thời kỳ trước năm 1990 (5,9% hàng năm) và rất nhanh trong thời kỳ sau năm 1990 (11,3% hàng năm).

  Giả thuyết về biến đổi trong năng suất tổng hợp

  Trong các công trinh nghiên cứu ứng dụng hàm số sản xuất trên số liệu thống kê qua thời gian, biến số thời gian (1, 2, 3...) thường được dùng để đo suất tiến bộ kỷ thuât. (rate of technical progress). Công trình suy lượng các hệ số của hàm số GDP trình bày trong chương này kiểm chứng suất tiến bộ kỷ thuật bằng cách dùng hai loạt số cho biến số dummy D_t như sau:

D₁ = (0, 0, 0, 0,5, 1, 2, 3, 4, 5, 6, 7,7,5, 8, 8,5, 9)

D₂ = (1, 2, 3, 4, 5, 6, 7, 8, 9,10, 11, 12, 13, 14)

  Hình 4-2 trình bày hai giả thuyết về dạng thức biến đổi năng suất tổng hợp. D₂ là loạt số thường dùng, ám chỉ rằng năng suất tổng hợp (cũng được gọi là mức kỷ thuật) biến đổi theo một suất cố định hàng năm. Loạt số D₁ đặt giả thuyết không có thay đổi trong năng suất tổng hợp trong ba năm đầu, năng suất tổng hợp gia tăng chậm trong hai năm 1988-90, nhanh trong các năm 1990-96 rồi chậm lại trong các năm 1996-2000. Thông thường quá trình phổ biến các kỷ thuật mới đi rất chậm các năm đầu, tiến nhanh trong các năm sau khi tin tức đã được truyền bá rộng, và cuối cùng giảm tốc khi suất phổ biến tiến gần đến mức bảo hoà. Loạt số D₁ được thích dụng vì Đổi Mới có thể được xem như một biến đổi lớn trên phương diện chế độ, tổ chức và kỷ thuât. Giả thuyết nào, giữa D₁ và D₂, gần với thực tế hơn sẽ được kiểm chứng bới số liệu thông kê (so sánh mức cao của các hệ số R², D. W., và dấu và mức cao của các sai số tiêu chuẩn của các hệ số trong hàm số GDP khi dùng D₁ và D₂).

3.  Kết quả phân tích hồi qui

  Bảng 4-2 trình bày các số liệu dùng trong phân tích hồi qui đê đo các hệ số của hàm số GDP. Số lượng về tổng sản phẩm trong nước biểu thị bằng đơn vị 1000 triệu VN$ theo giá so sánh (giá cố định) năm 1994. Tương tợ với trường hợp của số lượng về tài sản cố định, tổng sản phẩm trong nước tăng chậm trong thời kỳ 1986-90 (trung bình 4,8% hàng năm) và nhanh trong thời kỳ 1990-2000 (trung bình 7,6% hàng năm). Số lượng lao động chỉ số người lao động có năng lực làm viêc (economially active population) theo tài liệu thống kê của FAO. Ở đây không dùng số liệu về lao động đang làm việc (employed population) vì nghĩ rằng, cũng như trong trường hợp tài sản cố định, dùng số liệu về lao động có năng lực làm việc sẽ giúp biến số D_t phản ảnh rõ hơn gia giảm trên năng suất tổng hợp.[5]

  Bảng 4-3 trình bày ba hàm số GDP ước lượng từ số liệu thống kê trong trình bày Bảng 4-2. Hàm số (1) dùng biến số dummy D₁ với giả định rằng năng suất tổng hợp có suất tăng biến đổi theo từng thời kỳ. Hàm số (2) dùng biến số D₂, đặt giả thuyết năng suất tổng hợp có suất tăng cố định trong suốt thời kỳ 1986-2000. Hàm số (3) đặt giả thuyết năng suất tổng hợp không thay đổi trong suốt thời kỳ 1986-2000.

 

  Nói một cách tổng hoát cả ba hàm số đều có trị R² cao và các hệ số suy lượng có dấu thích hợp với lý luận. Tuy nhiên khi nhìn kỷ vào các con số trình bày trong bảng 4-3, nhất là trị số Dabin- Watson (D. W.) chúng ta có thể nhận thức được khác biệt giữa ba hàm số này. Giữa ba hàm số, Hàm số (1) có thể được xem là tốt nhất, không những chỉ vì có trị số R² cao nhất, mà còn có trị Dabin- Watson cao, ám chỉ rằng hàm số này không mắc phải vấn đề liên quan tự động (autocorrelation) giữa các phần thừa (residuals) như trong Hàm số (2) và Hàm số (3)[6]

 

  

Ở đây cũng cần lưu ý đến một điểm khác biệt giữa Việt Nam và các quốc gia vùng Đông Âu. Chính phủ trong các quốc gia Đông Âu đã tích cực xúc tiến các chương trình ‘tư doanh hoá’ (privatization) xí nghiệp quốc doanh, biến đổi xí nghiệp quốc doanh thành xí nghiệp tư doanh bằng cách bán cổ phần của xí nghiệp quốc doanh cho tư nhân. Ít nhất cho đến ngày tác giả viết các dòng này, mặc dầu chính phủ Việt Nam nhấn mạnh các công trình đa dạng hoá hình thức quản trị xí nghiệp, thừa nhận xí nghiệp tư và xí nghiệp có đầu tư nước ngoài, tích cực cải tiến năng suất xí nghiệp nhà nước, nhưng ‘tư doanh hoá’ không là đối sách chính thức và xí nghiệp nhà nước vẫn còn được cho giữ vai trò chủ yếu trong hầu hết mọi lãnh vực kinh tế của quốc gia.

  Hình 4-3 trình bày phần thừa (residual) của GDP (giác số) tính từ hai hàm số (1) và (2). Hai loạt phần thừa khác biệt trên hai điểm sau. Trước hết, Hàm số (1) có phần thừa nhỏ hơn trong hầu hết các năm trong thời kỳ 1986-2000. Kế đó, phần thừa của Hàm số (1) phân bố một cách không qui luật trong khi phần thừa của Hàm số (2) có dấu âm trong các năm 1989-91 và 1999-2000 và dấu dương trong các năm 1992-97. Điều này chứng tỏ rằng các trị số GDP suy lượng từ hàm số dùng D₂, với giả thuyết năng suất tổng hợp có suất tăng cố định trong suốt khoảng thời gian 1986-2000, lớn hơn trị số GDP thực (overestimate) trong các năm 1989-91 và 1999-2000 và nhỏ hơn trị số GDP thực (under- estimate) trong các năm 1992-97. Chỉ khi dùng D₁ như trong Hàm số (1) với giả định rằng năng suất tổng hợp không thay đổi trong các năm đầu, gia tăng chậm trong hai năm 1988-90, gia tốc trong các năm 1991-96 rồi giảm tốc trong các năm 1997-2000, chúng ta mới có được một hàm số thoả mản được điều kiện đòi hỏi cho công trình phân tích hồi qui dùng tài liệu thống kê qua thời gian.

  Giải thích bên trên cũng làm rõ ra điểm sau: Tương tợ với quá trình phổ biến kỷ thuật mới, Đổi Mới không mang đến ảnh hưởng mạnh trong các năm đầu, ảnh hưởng này tăng cường độ trong các năm 1992-97, và có phần giảm tốc trong các năm gần đây khi mà độ truyền bá thị trường tiến gần đến tình trạng bảo hoà.

  Quan sát bên cho phép chúng ta chọn Hàm số (1) để trình bày liên quan giữa các lượng yếu tố đầu vào (tài sản cố định và lao động) và mức kỷ thuật (năng suất tổng hợp) với GDP. Theo hàm số này, các yếu tố đầu vào có suất co dản 0, 3398 (tài sản cố định) và 0,6602 (lao động), và suất tăng kỷ thuật (suất tăng trong năng suất tổng hợp) hàng năm trong các năm 1992-97 bằng với 3,03 phần trăm. Các con số này sẽ được dùng trong các phân tích trình bày bên dưới.

 

 

4.  Đo ảnh hưởng của biến đổi trong tài sản cố định, lao động và kỷ thuật trên GDP

Hàm số sản xuất vừa tính được có thể dùng để đo ảnh hưởng của biến đổi trong lượng tài sản cố định, lượng lao động và tiến bộ kỷ thuật trên GDP dưới thời kỳ Đổi Mới. Dưới đây xin trình bày kết quả của một suy tính dựa theo phương pháp Kế Toán Thành Trưởng Kinh Tế (growth accounting).

Phương trình (4) có thể được viết lại dưới dạng biến đổi qua thời gian như sau:

ΔlnY = αΔlnK + βΔlnL + bD₁            (6)

Phương trình (6) chia biến đổi trong (giác số) tổng sản phẩm trong nước ra làm ba phần: phần do gia tăng trong lượng tài sản cố định, phần do gia tăng trong lượng lao động, và phần do tiến bộ kỷ thuật (gia tăng trong năng suất tổng hợp).

Bảng 4-4 trình bày kết quả của kế toán thành trưởng kinh tế của Việt Nam trong khoảng thời gian 1986-2000. Hàng một trong Bảng 4-4 chỉ gia tăng trong các biến số (lnK, lnL và D). Hàng hai ghi lại trị số của các hệ số trong Hàm số (1) trong Bảng 4-3. Hàng ba chỉ biến đổi trong lượng GDP (lnY) mang đến bởi các biến đổi của trị số K, L và D giữa hai năm 1986 và 2000, tính bằng cách nhơn các trị số trong hàng một với các hệ số trong hàng hai. Hàng bốn chỉ ảnh hưởng của từng yếu tố trên GDP dưới dạng phần trăm (đặt tổng gia tăng trong GDP = 100)..

Lối kế toán thành trưởng kinh tế giải thích bên trên cho ra kết quả sau. Trị số lý luận (theoretical values)[7] của GDP gia tăng lên 2,5 lần, từ 10919 tỷ đồng trong năm 1986 đến 27358 tỷ đồng trong năm 2000. Trên trị số giác lượng gia tăng này tương đương với 0,9128 (=ln27358 - ln10919), bao gồm 48% (0,4423) mang đến bởi gia tăng trong lượng tài sản cố định, 22% (0,1975) bởi gia tăng trong lượng lao động, và 30% (0,2728) bởi tiến bộ kỷ thuật. Các con số này cho chúng ta biết khuếch đại trên vốn đầu tư mang đến gia tăng lượng tài sản cố định và tiến bộ kỷ thuật là hai yếu tố chinh nằm sau tốc độ nhanh của sự phát triển kinh tế trong khoảng thời gian 1986-2000.

Lối kế toán bên trên thức biệt được vai trò lớn của các yếu tố bao gồm trong biến số D₁, nhưng không cho biết tin tức chi tiết về nội dung của các yếu tố này. Tuy vậy, như đã đề cập đến trong phần giải thích về loạt số bao gồm trong biến số D₁, các yếu tố này dính liền với tác dụng của Đổi Mới, gồm hai phần chính: cải thiện hệ thống giá cả và thi trường, và cải thiện trong dạng thức kinh doanh. Cải thiện trong hệ thống giá cả và thị trường có tác dụng lớn trên phương diện phân phối tài nguyên (resource allocation), và cải cách dạng thức kinh doanh, bao gồm việc thừa nhận xí nghiệp tư nhân, nông nghiệp gia đình, v. v., có tác dụng nâng cao năng suất sản xuất.

Cũng cần nêu lên một điểm quan trọng về tiềm năng xã hội của Việt Nam ở điểm khởi đầu của Đổi Mới. So sánh số liệu thống kê về trình độ giáo dục và tình trạng cung cấp các dịch vụ y tế giữa Việt Nam và các quốc gia khác ở cùng mức thu nhập trên đầu người trong thập niên 1980 cho biết rằng Việt Nam có tiềm năng xã hội tương đối cao so với các quốc gia khác. Vì vậy gia tăng nhanh trên năng suất tổng hợp quan sát được dưới thời kỳ Đổi Mới có thể được giải thích một phần bởi tích luỹ tìm năng xã hội trước thời kỳ Đổi Mới[8].

 

Năng suất tổng hợp và năng suất cận biên của các yếu tố đầu vào

  Năng suất tổng hợp (total productivity) và năng suất cận biên (marginal productivity) của tài sản cố định và lao động được tính bằng các phương trình sau.

  Năng suất tổng hợp:

  e^a+bDt                                       (7)

  Năng suất cận biên của tài sản cố định:

δY_t/δK_t = αe^a+bDtK_t^α-1L_t^β= αY_t/K_t           (8)

  Năng suất cận biên của lao động:

δY_t/δL_t = βe^a+bDtK_t^αL_t^β-1 = βY_t/L_t           (9)

  Bảng 4-5 trình bày các trị số của ba loạt năng suất tính từ các phương trình bên trên. Như có thể suy luận được từ các trị số của biến số D trong phương trình (7), năng suất tổng hợp không thay đổi trong ba năm 1986-88, gia tăng 1,5% hàng năm trong các năm 1988-90, gia tăng 3,0% hàng năm trong các năm 1990-1996, và gia tăng 1,5% trong các năm 1996-2000.

 

  Năng suất cận biên của tài sản cố định giảm trong các năm 1986-89, gia tăng trong các năm 1989-92 rồi giảm nhanh trong suốt khoảng thời gian 1992-2000. Để hiểu rõ các nguyên nhân nằm sau các con số này cần phải quan sát các yếu tố cấu tạo năng suất cận biên của tài sản cố đinh như trình bày trong phương trinh (7). Năng suất cận biên của tài sản cố định gia tăng khi có gia tăng trong lượng lao động hoặc/ và gia tăng mức kỷ thuật (năng suất tổng hợp) và giảm khi có gia tăng trong lượng tài sản cố định. Trong các năm 1989-92, Đổi Mới đã bắt đầu mang đến ảnh hưởng trên GDP qua gia tăng trên mức kỷ thuật nhưng vốn đầu tư còn duy trì ở mức độ thấp, do đó tốc độ tích luỷ tư bản (hình thành tài sản cố định) đi chậm hơn gia tăng trong lượng lao đông và tốc độ tiến bộ kỷ thuật. Bắt đầu từ khoảng năm 1992 thì vốn đầu tư trong nước và từ nước ngoài gia tăng nhanh, làm thuyên giảm tình trạng khan hiếm tư bản. Nhưng chúng ta cũng phải lưu ý rằng ngay đến năm 2000, khi mà năng suất cận biên của tài sản cố định giảm đến mức thấp nhất, năng suất này cũng còn giử trị số cao hơn lãi suất thực (real interest rate). Điều này cho phép chúng ta suy đoán được rằng cho đến năm 2000 các hoạt động kinh tế trong nước còn dư tiềm năng để thu hút thêm vốn đầu tư trong và ngoài nước [9]

  Năng suất cận biên của lao động gia tăng 85% trong thời kỳ giữa năm 1986 và năm 2000. Mức độ gia tăng này mang một ý nghĩa rất quan trọng vì trong 14 năm này lượng lao đông gia tăng 35%, từ 30,4 triệu người đến 40 triệu người (nếu không có thay đổi trong tài sản cố định và mức kỷ thuật thì gia tăng trong lượng lao động sẽ đem đến thuyên giảm trong năng suất lao động). Vì vậy có thể nói đựoc rằng nhờ vào gia tăng vốn đầu tư và tiến bộ kỷ thuật, trong khoảng thời gian 1986-2000 nền kinh tế Việt Nam đã phát triển nhanh đến mức không những đâ thu hút được dân số lao động ngày một gia tăng mà còn nâng cao được năng suất cận biên của lao động.

5.  Đo ảnh hưởng của Đổi Mới trên GDP

Ảnh hưởng của Đổi Mới trên GDP sẽ được tính bởi chênh lệch giữa GDP trong trường hợp có Đổi Mới tức trị số lý luận ( theoretical value) của GDP và trị số giả thuyết (hypothetical value ) của GDP trong trường hợp không có Đổi Mới. Trị số lý luận và trị số giả thuyết của GDP được tính như sau.

 

 

 

Trị số lý luận: Tính trị só của Y trong phương trình (3) bằng cách dùng các hệ số của hàm số (1) trong Bảng 4-2 và các trị số thật của tài sản cố đinh K, lao động L và biến số dummy D₁.

Trị số giả thuyết: Trong trường hợp không có Đổi Mới giả định rằng:

(1)         Suất đầu tư I/Y trong các năm 1987-2000 tiếp tục duy trì suất đầu tư trung bình trong các năm 1986-88 (=16%).

(2)         Năng suất tổng hợp tiếp tục duy trì mức độ trong các năm 1986-88 (D₁ = 0) .

(3)         Trị số K được tính tuần tự như sau: K₈₈ -> GDP₈₉ ->  I₈₉ -> K₉₀ -> GDP₉₀ -> I₉₀ -> K₉₁ -> GDP₉₁ ...

 

 

  Bảng 4-6 trình bày kết quả tính được từ phương cách kể bên trên. Có thể quan sát được rằng ảnh hưởng của Đổi Mới ước lượng tương đối nhỏ trong các năm đầu (2% của mức GDP trong trường hợp không có Đổi Mới trong năm 1989) dần dần khuếch đại và đạt đến mức 36% trong năm 2000. Trị số lý luận của GDP (GDP trong trường hợp có Đổi Mới) tăng 6,8% trung bình hàng năm trong khi trị số GDP giả thuyết (GDP trong trường hợp không có Đổi Mới) chỉ tăng 3,5 % hàng năm trong thời gian 1986-2000. Cũng được tình ra rằng phân nửa của chênh lệch này do ở chênh lệch trên năng suất tổng hợp và phân nửa do ở chênh lệch trên vốn đầu tư.

 

 

Phụ Lục: Ước lượng tài sản cố định

  Trong một công trình nghiên cứu trước[10] tác giả đã trình bày tài sản cố định trong một năm có thể được định nghĩa như tích luỹ của vốn đầu tư trong 15-20 năm trước và xác nhận rằng phương pháp ước lượng số lượng về tái sản cố định này rất tiện lợi cho các công trình nghiên cứu về diễn biến kinh tế trong các quốc gia đang phát triển vì các quốc gia này thường thiếu tài liệu thống kê về tái sản cố định. Nhưng trong trường hợp của Việt Nam chúng ta không thể dùng ngay cả phương pháp này vì không có số liệu về vốn đầu tư cho một khoảng thời gian dài.

  Trong chương này tài sản cố định trong năm t được tính từ tài sản cố định năm t-1 và vốn đầu tư trong năm t dựa vào phương trình (10) bên dưới.

K_t = K_t-1(1-σ) + I_t                                    (10)

với

K_t: tài sản cố định trong năm t,

I_t: vốn đầu tư trong năm t,

σ: suất khấu hao (depreciation rate)

  Số liệu tài sản cố định trong trong mỗi năm trong thời gian 1986-2000 có thể tính được nếu có được trị số của tài sản cố định trong năm 1986 và suất khấu hao.

 Tính K trong năm 1986 bằng số liệu về GDP, vồn đầu tư, lao động trong các năm đầu và trị số đàn lực sản xuất và suất tiêu hao như sau. Trước hết trình bày suất tăng GDP bằng một phương trình bậc nhất của suất tăng tài sản cố định và lao động và suất tiến bộ kỷ thụât như phương trình (11) bên dưới.

g_Y =　αg_K + βg_L +b                               (11)

và từ đó,

g_Y =　α(I-σK)/K + βg_L +b                         (12)

với

g_Y: suất tăng hàng năm của GDP,

g_K: suất tăng hàng năm của K,

g_L: suất tăng hàng năm của L,

I: vốn đầu tư,

K: tài sản cố định.

b: suất tiến bộ kỷ thuật hàng năm,

α và β: đàn lực co dản sản xuất của tài sản cố định và lao động.

 
 

  Đặt α=β=0,5, b= 0 g_Y = 0,0482, g_L =0,0275, I= 18388 (vốn đầu tư trung ình hàng năm trong giai đoạn 1986-88) sẽ tình ra được K₁₉₈₆ = 124970 trong trường hợp đặt σ= 0,08 và K₁₉₈₆ = 144384 trong trường hợp đặt σ= 0,06.

  Bảng 4-7 trình bày hai loạt tài sản cố định ước lượng theo phương pháp giải thích bên trên cho khoảng thời gian 1986-2000. Kết quả của phân tích hồi qui trình bày trong Bảng 4-3 dùng loạt tài sản cố định ước lượng dưới giả định σ= 0,06