Nghiên cứu tác động phi tuyến tính của chất lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế: Bằng chứng từ mô hình GMM

Nội dung text: Nghiên cứu tác động phi tuyến tính của chất lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế: Bằng chứng từ mô hình GMM

1. Nghiên cứu tác động phi tuyến tính của chất lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế: Bằng chứng từ mô hình GMM Trương Hoàng Diệp Hương Viện Nghiên cứu khoa học Ngân hàng, Học viện Ngân hàng Đỗ Thành Nam Công ty Cổ phần dịch vụ di động trực tuyến Momo Ngày nhận: 25/08/2021 Ngày nhận bản sửa: 15/09/2021 Ngày duyệt đăng: 21/09/2021 Tóm tắt: Tăng trưởng kinh tế luôn là một chủ đề hấp dẫn không chỉ các nhà kinh tế mà còn đối với mọi người, thành phần trong xã hội. Với dữ liệu 71 quốc gia trong giai đoạn 1986- 2015, nghiên cứu sử dụng mô hình GMM phát hiện ra rằng ngoài nhân tố kinh tế truyền thống như vốn, lao động, năng suất nhân tố tổng hợp (TFP) , chất lượng thể chế có vai trò nền tảng hỗ trợ tăng trưởng kinh tế trong dài hạn. Tuy nhiên, chất lượng thể chế chỉ phát huy hiệu quả thúc đẩy tăng trưởng khi đạt đến ngưỡng nhất định, dưới ngưỡng này, sự cải thiện chất lượng thể chế có tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế. Từ khóa: chất lượng thể chế, tăng trưởng kinh tế, dài hạn, GMM Studying the non-linear effects of institutional quality on economic growth: evidence from the GMM model Abstract: Economic growth has been an attractive topic. In this paper, with data from 71 countries in the period of 1986-2015, we employed GMM model and found that institutional quality plays a fundamental role in supporting support economic growth in the long run, in addition to traditional economic factors such as capital, labor, TFP, etc However, institutional quality only promotes economic growth when reaching a certain threshold. Hence, below this threshold, the improvement of institutional quality has a negative impact on economic growth. Keywords: institutional quality, economic growth, long-run, GMM Truong, Hoang Diep Huong Email: huongthd@hvnh.edu.vn Banking Academy of Vietnam Do, Thanh Nam Email: dothanhnam@gmail.com Mobile Service Joint Stock Company © Học viện Ngân hàng Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng ISSN 1859 - 011X 59 Số 232- Tháng 9. 2021
2. Nghiên cứu tác động phi tuyến tính của chất lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế: Bằng chứng từ mô hình GMM 1. Đặt vấn đề sự, 2015). Như trong mô hình tăng trưởng tân cổ điển mở rộng, giá trị dài hạn của Tăng trưởng kinh tế dài hạn có ý nghĩa lớn GDP đầu người được quyết định bởi đầu tư đối với sự thịnh vượng của một quốc gia. (hay tích lũy vốn), tăng trưởng dân số, và Kuznets (1995) đã nhấn mạnh tăng trưởng nguồn nhân lực (Mankiw, Romer, và Weil, không quan trọng mà quan trọng là nó có 1992). Sau này, các lý thuyết kinh tế học được duy trì bền vững hay không. Khả mới đã mở rộng kinh tế học tân cổ điển, bổ năng nâng cao mức sống người dân của một sung vào các nhân tố gián tiếp như vị trí địa nước phụ thuộc phần lớn vào năng lực duy lý, hội nhập thương mại Đặc biệt, kinh tế trì tăng trưởng trong thời gian dài. Những học thể chế mới đề cập đến chất lượng thể khác biệt nhỏ về tốc độ tăng trưởng sẽ làm chế và chính sách Chính phủ như một trong nên những khác biệt lớn khi tích tụ lại qua những nhân tố khác có tác động quan trọng nhiều năm. Tăng trưởng kinh tế dài hạn tới GDP đầu người trong dài hạn (Barro và giúp các quốc gia nghèo có thể “đuổi kịp” Lee, 1994, North và Thomas, 1973). với các quốc gia giàu có hơn. Thực tế đã Nghiên cứu này sẽ khai thác dữ liệu từ 71 chứng kiến sự trỗi dậy của các nước Châu quốc gia trong giai đoạn 1986- 2015 nhằm Á như Hàn Quốc, Nhật Bản, Đài Loan giai phân tích tác động của chất lượng thể chế đoạn 1960- 1990 đã có những bước tiến đến tăng trưởng kinh tế dài hạn, từ đó, đưa lớn gần với các nước phát triển. Giữa các ra một số khuyến nghị chính sách. nhóm nước phát triển với nhau, các nước phát triển khác (như Đức, Ý, Nhật) cũng 2. Tổng quan nghiên cứu đã dần đuổi kịp Mỹ. Trung Quốc cũng là một hiện tượng tăng trưởng đáng học hỏi North và Thomas (1973) định nghĩa thể chế sau khi chấm dứt cách mạng văn hoá năm là “luật chơi”, là những ràng buộc chính 1978 khi tốc độ tăng trưởng hàng năm bình thức hoặc những quy tắc ngầm do con quân lên tới 9,5%/năm trong thời gian dài người nghĩ ra để định hình các tương tác đã giúp quy mô tổng sản phẩm quốc dân trong xã hội. Các thể chế chính thức chủ đứng thứ 2 thế giới hiện nay. yếu đề cập đến hiến pháp, quy chế và các Trong nhiều thập kỷ, các nhà kinh tế học quy tắc được quy định rõ ràng của Chính luôn mong muốn tìm ra câu trả lời cho câu phủ, được hệ thống hóa và thực thi bởi Nhà hỏi tại sao các quốc gia có mức độ phát nước với quyền lực cưỡng chế của mình. triển kinh tế mạnh mẽ trong khi các quốc Trong khi đó, các ràng buộc phi chính thức gia khác lại có mức phát triển thấp hơn? bao gồm các quy tắc bất thành văn như giá Các lý thuyết kinh tế học liên tục chỉ ra các trị truyền thống, chuẩn mực và các quy nhân tố tác động đến mức độ phát triển của tắc, những điều cấm kỵ dựa trên các ràng các quốc gia. Theo đó, để đạt được mức buộc và quan hệ giữa các cá nhân (Chong tăng trưởng GDP ổn định trong dài hạn, và Calderons, 2000). Nghiên cứu này xác một quốc gia cần đáp ứng nhiều điều kiện, định chỉ tập trung vào tác động của các quy bao gồm cả các điều kiện trực tiếp và điều tắc chính thức, được thể hiện thông qua kiện gián tiếp. Trước đây, các lý thuyết kinh ổn định chính trị và hiệu quả quản lý Nhà tế học chú trọng nhiều hơn tới các tác nhân nước, đến tăng trưởng kinh tế dài hạn. trực tiếp tác động tới mức độ phát triển kinh Một mặt, các lý thuyết kinh tế chỉ ra chất tế của một quốc gia (Diamond, 1997; Ace- lượng thể chế có ảnh hưởng tích cực tới moglu & Robinson, 2012; Perkins và cộng GDP bình quân đầu người. Trường phái 60 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 232- Tháng 9. 2021
3. TRƯƠNG HOÀNG DIỆP HƯƠNG - ĐỖ THÀNH NAM kinh tế học thể chế mới nhấn mạnh vai trò với mẫu các quốc gia lựa chọn, cũng như với quan trọng của các thể chế khách quan và kỹ thuật ước lượng được sử dụng. Cụ thể, tại công bằng, xuất phát từ vai trò trung tâm các quốc gia khác nhau hoặc với các phương của việc xác nhận và bảo vệ quyền tài sản pháp ước lượng khác nhau, tác động từ chất và các hợp đồng thương mại, cho phép mở lượng thể chế đến tăng trưởng kinh tế có rộng trao đổi thị trường, đầu tư và đổi mới thể thay đổi từ tiêu cực sang tích cực, hoặc trên các lĩnh vực kinh tế và khu vực địa lý ngược lại. Tương tự, nghiên cứu của Teles với chi phí hợp lý. Tương tự, một số nghiên (2007) chỉ ra mức độ ảnh hưởng cận biên cứu (Shleifer và Vishny, 1991, Ehrlich và của tham nhũng tới tăng trưởng phụ thuộc Lui, 1999) tìm thấy bằng chứng về kiểm chủ yếu vào các khía cạnh thể chế khác của soát tham nhũng có tác động tích cực cho nền kinh tế. Cụ thể, nếu một quốc gia chỉ có tăng trưởng kinh tế. nhiều tham nhũng trong hoạt động tư pháp Mặt khác, dù đồng ý với các lập luận chính hoặc quan liêu, thì quốc gia đó có thể phát của Shleifer và Vishny (1991), Bardhan triển với tốc độ cao, nhưng khi hai loại tham (1997) cho rằng với quốc gia được đặc nhũng này xảy ra cùng một lúc, thì nền kinh trưng bởi các quy định phổ biến và rườm tế sẽ ở mức tăng trưởng thấp. Điều này gợi ý rà, thì vấn đề về tham nhũng lại giúp cải rằng tác động của chất lượng thể chế tới tăng thiện hiệu quả xử lý các thủ tục hành chính trưởng kinh tế có thể không theo dạng tuyến và từ đó thúc đẩy tăng trưởng. Ngoài ra, sự tính đơn thuần. gia tăng chất lượng thể chế, liên quan đến Có thể thấy, các nghiên cứu lý thuyết và việc bắt đầu áp dụng các loại thuế mới, các thực nghiệm trên ủng hộ giả thuyết về mối hạn chế mới đối với các hoạt động kinh tế, quan hệ phi tuyến tính giữa chất lượng thể hoặc yêu cầu tuân thủ nghiêm ngặt hơn với chế và tăng trưởng kinh tế. Hai biến số các quy tắc và quy định mới, sẽ có tác động này có thể tương quan với nhau theo dạng đáng kể đến khu vực kinh tế ngầm. Với các chữ U. Ở giai đoạn đầu khi thể chế Nhà quốc gia có tỷ trọng kinh tế ngầm lớn, như nước có chất lượng thấp, việc cải thiện chất trường hợp của các nước Mỹ Latin và Châu lượng thể chế có thể gây ra những tác động Á, nghiên cứu của Perera và Lee (2013) chỉ nhất định đến tăng trưởng kinh tế. Khi chất ra tác động tiêu cực ban đầu của chất lượng lượng thể chế vượt qua ngưỡng, cải thiện thể chế đến hiệu quả kinh tế. chất lượng thể chế sẽ có đóng góp tích cực Về mặt thực nghiệm, các nghiên cứu cùng vào hiệu quả kinh tế dài hạn. Trên cơ sở chủ đề đưa ra những kết quả không thống các nghiên cứu thực nghiệm và lý thuyết nhất. Ví dụ, trong khi nghiên cứu của Vale- trên, nghiên cứu này xây dựng giả thuyết riani và Peluso (2011) cho thấy chất lượng nghiên cứu: thể chế có mối quan hệ tích cực tới tăng H0: Chất lượng thể chế có tác động phi tuyến trưởng kinh tế, nghiên cứu do Butkiewicz tính dạng chữ U tới tăng trưởng kinh tế và Yanikkaya (2006) thực hiện cho thấy Phần lớn các nghiên cứu trước đó liên quan kết quả tác động của các tiêu chí khác nhau tới chủ đề này đều đánh giá tác động tuyến của chất lượng thể chế là khác nhau. Cụ thể, tính của chất lượng thể chế đến tăng trưởng nếu việc duy trì quyền lực Nhà nước (rule kinh tế (như Valeriani và Peluso, 2011; of law) thúc đẩy tăng trưởng, thì nâng cao Butkiewicz và Yanikkaya, 2006; và Teles, chất lượng thể chế lại không có tác động cải 2007). Một số ít nghiên cứu tập trung vào tác thiện hiệu quả kinh tế. Hai tác giả trên còn động phi tuyến tính của chất lượng thể chế cho thấy các kết luận đưa ra rất nhạy cảm lại giới hạn vào một nhóm các quốc gia hoặc Số 232- Tháng 9. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 61
4. Nghiên cứu tác động phi tuyến tính của chất lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế: Bằng chứng từ mô hình GMM một khía cạnh của chất lượng thể chế, như hình 2): 2 nghiên cứu của Trần và cộng sự (2021) tại DYi, t = β0 + β1 log(Yi,t) + β2INSi,t + β3INS i,t các quốc gia Asean, nghiên cứu của Saha và + β4Xi,t + εi,t (2) Gounder (2012) về tác động của tham nhũng Trong đó: tới tăng trưởng Đóng góp của nghiên cứu - DY là tốc độ tăng trưởng kinh tế, đo lường này bao gồm: (1) xem xét tác động của chất bằng tốc độ tăng GDP bình quân đầu người. lượng thể chế tổng thể tới tăng trưởng kinh - Y là mức độ phát triển kinh tế, đo lường tế, (2) nghiên cứu trên các quốc gia đang bằng GDP bình quân đầu người. phát triển và phát triển, (3) sử dụng mô hình - INS là chất lượng thể chế, đo lường bằng GMM 2 bước giúp kiểm soát vấn đề nội sinh giá trị bình quân của 5 nhân tố đại diện chất giữa các biến trong mô hình. lượng thể chế, bao gồm: trách nhiệm dân chủ, sự ổn định của Chính phủ, chất lượng 3. Phương pháp nghiên cứu Chính phủ, kiểm soát tham nhũng, pháp luật và mệnh lệnh. Để kiểm tra độ vững của 3.1. Mô hình nghiên cứu mô hình, tác giả sử dụng thêm biến kiểm soát tham nhũng, thay vì biến chất lượng Lý thuyết hội tụ có điều kiện cho rằng mỗi thể chế tổng thể, do các nghiên cứu trước quốc gia có một trạng thái ổn định về sản đó (như Saha và Gounder, 2012) đã tìm lượng trên đầu người mà theo thời gian giá ra mối quan hệ giữa biến số này với tăng trị này sẽ hội tụ về. Theo đó, tốc độ tăng trưởng kinh tế. trưởng GDP đầu người tại quốc gia i trong - Xi,t là vector các biến có ảnh hưởng tới giai đoạn t có mối quan hệ ngược chiều với mức độ cân bằng dài hạn của GDP đầu giá trị GDP đầu người của quốc gia tại thời người. Tập hợp đại diện của các biến giải điểm đó, thể hiện việc hội tụ có điều kiện thích, Xi bao gồm vốn đầu tư, tỷ lệ sinh của GDP đầu người về điểm cân bằng của sản, TFP, và vốn con người như các nhân chính nó theo thời gian. Trong bối cảnh so tố tăng trưởng cơ bản. Các biến khác được sánh giữa các nước, quốc gia có mức sản thêm vào mô hình để đo lường tác động của lượng đầu người cao sẽ thường tăng trưởng vị trí địa lý, chính sách của chính phủ và chậm hơn các quốc gia có sản lượng bình hội nhập bao gồm: chi tiêu chính phủ, tỷ quân đầu người thấp, sau khi đã kiểm soát lệ lạm phát, độ mở thương mại, FDI, tốc cho các biến số có tác động đến giá trị cân độ tăng tỷ lệ trao đổi thương mại (terms of bằng dài hạn. Nhất quán với lý thuyết về trade), và vị trí địa lý. Các biến phụ thuộc hàm sản xuất, biến phụ thuộc trong mô được lựa chọn vào mô hình một cách cẩn hình, tăng trưởng kinh tế được đo lường thận dựa trên các lý thuyết phát triển kinh bằng tốc độ tăng trưởng GDP bình quân tế, tránh tình trạng thêm biến một cách “tùy đầu người. Mô hình thực nghiệm có thể tiện” dễ làm tăng nội sinh trong mô hình. được trình bày dưới dạng rút gọn như sau Ngoài ra, biến giả thời gian được bổ sung (Mô hình 1): trong mô hình trên nhằm kiểm soát cho các DYi, t = β0 + β1 log(Yi,t) + β2Xi,t + εi,t (1) cú sốc thông thường đến tăng trưởng GDP Dựa trên cơ sở lý thuyết và các nghiên cứu đầu người tại tất cả các quốc gia. thực nghiệm đi trước, mô hình hồi quy cho - i, t lần lượt đại diện cho quốc gia và thời gian. phép sự xuất hiện của biến đơn và biến - ε là sai số trong mô hình. bình phương của chất lượng thể chế, và Chất lượng thể chế có mối quan hệ phi được xác lập để kiểm nghiệm như sau (Mô tuyến tính dạng chữ U với tăng trưởng 62 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 232- Tháng 9. 2021
5. TRƯƠNG HOÀNG DIỆP HƯƠNG - ĐỖ THÀNH NAM kinh tế khi β2 âm và β3dương và có ý nghĩa ước lượng GMM về N lớn và T nhỏ. thống kê. Theo Kaufmann và cộng sự (2010) để định nghĩa chất lượng thể chế là “các giá trị truyền 3.2. Dữ liệu nghiên cứu thống và thể chế mà qua đó thẩm quyền của một quốc gia được thực thi”. Chất lượng thể Dựa trên độ sẵn có của dữ liệu, Mô hình (2) chế phản ánh năng lực của Chính phủ trong được kiểm nghiệm cho 71 quốc gia trong việc xây dựng và thực hiện chính sách, kiểm giai đoạn 1986- 2015. Chuỗi dữ liệu được soát tham nhũng, cũng như cách Chính phủ cấu trúc thành 6 giai đoạn 5 năm bao gồm được lựa chọn và giám sát, được thể hiện từ 1986 - 1990, 1991 - 1995, 1996 - 2000, ở 5 khía cạnh, bao gồm: (1) trách nhiệm 2001 - 2005, 2006 - 2010, và 2011 - 2015. dân chủ, (2) sự ổn định của Chính phủ, (3) Việc tính trung bình 5 năm là một phép biến chất lượng Chính phủ, (4) kiểm soát tham đổi thường thấy trong nghiên cứu kinh tế nhũng, và (5) pháp luật và mệnh lệnh. Tất cả dài hạn, được thực hiện với mục tiêu loại bỏ năm thành phần của chất lượng thể chế đều sự biến thiên trong ngắn hạn của các yếu tố được lấy từ nguồn dữ liệu của ICRG. Nhóm kinh tế, cũng như nhằm đáp ứng yêu cầu của Tác giả tổng hợp năm thành phần của chất Bảng 1. Các biến số trong mô hình Ký hiệu Tên biến Đo lường Nguồn dữ liệu GDPpcg Tăng trưởng GDP đầu Tốc độ tăng trưởng GDP đầu người, % năm WDI người GDPpc GDP đầu người Logarit tự nhiên GDP đầu người thực, PPP WDI (giá $ 2017) Ins Chất lượng thể chế Giá trị trung bình của 5 biến đại diện chất ICRG lượng thể chế, bao gồm: trách nhiệm dân chủ, sự ổn định của Chính phủ, chất lượng Chính phủ, kiểm soát tham nhũng, pháp luật và mệnh lệnh Cor Kiểm soát tham nhũng Chất lượng kiểm soát tham nhũng ICRG TFP Năng suất tổng hợp TFP thực PWT 9.1 FDI Đầu tư nước ngoài Đầu tư nước ngoài vào ròng trên GDP, % WDI Lfer Tỷ lệ sinh nở Logarit tự nhiên số con bình quân một phụ nữ WDI HC Vốn con người Số năm đi học bình quân cộng quay trở lại PWT 9.1 học tập Trade Độ mở thương mại Tổng giá trị xuất nhập khẩu trên GDP, % WDI Gov Chi tiêu Chính phủ Chi tiêu Chính phủ trên GDP, % WDI CF Tích lũy vốn Tích lũy vốn tổng trên GDP (%) (gross WDI capital formation) INF Tỷ lệ lạm phát Tỷ lệ lạm phát hàng năm, % WDI TOTg Tốc độ tăng tỷ lệ trao Tỷ lệ trao đổi thương mại được tính bằng PWT 9.1 đổi thương mại giá xuất khẩu/giá nhập khẩu Distance Vị trí địa lý Logarit tự nhiên của khoảng cách đến đường xích đạo Nguồn: Tác giả tổng hợp Số 232- Tháng 9. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 63
6. Nghiên cứu tác động phi tuyến tính của chất lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế: Bằng chứng từ mô hình GMM lượng thể chế thành một chỉ số tổng thể theo lẫn nhau. Hậu quả là các kết quả hồi quy, phương pháp bình quân gia quyền. nếu sử dụng phương pháp ước lượng OLS Các dữ liệu nghiên cứu được lấy từ những thông thường, sẽ dễ dẫn tới kết quả giả mạo nguồn uy tín, bao gồm bộ dữ liệu về tăng (Roodman, 2009). Để giải quyết vấn đề trưởng thế giới (World Development Indi- nội sinh, nhiều phương pháp ước lượng đã cator, WDI) của Worldbank (2020), Penn được phát triển, với vai trò trung tâm là sử World Table phiên bản 9.1 của Feenstra, và dụng các biến công cụ. Trong đó, GMM là Robert Inklaar và Timmer (2015). Các biến một trong các ước lượng được sử dụng phổ số trong mô hình được đo lường dựa vào biến nhất, cho phép khắc phục được khó các nghiên cứu thực nghiệm của các tác giả khăn của việc lựa chọn biến công cụ và giải đi trước với mục tiêu tương ứng, như Ro- quyết vấn đề nội sinh. drik (2002), Lee (2016), Gallup, Sachs và Đối với mục tiêu nghiên cứu tác động của Mellinger (1999), Butkiewicz và Yanikka- chất lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế, ya (2006). Đo lường cụ thể các biến trong ước lượng GMM hệ thống 2 bước (two mô hình và nguồn dữ liệu được trình bày step system GMM) được lựa chọn sử dụng tại Bảng 1. do tính hiệu quả của phương pháp này so với ước lượng GMM khác biệt (different 3.3. Phương pháp ước lượng GMM) hoặc ước lượng 1 bước (one step system GMM). Ngoài ra, sai số trong mô Một vấn đề thường gặp trong hồi quy các hình hồi quy hai bước sẽ không đáng tin biến số kinh tế vĩ mô là xuất hiện tình trạng cậy nếu chưa được chuẩn hóa. Do đó, tác nội sinh trong mô hình. Nội sinh xảy ra khi giả sử dụng hiệu chỉnh mẫu Windmeijer các biến vừa tác động, vừa chịu tác động (2005) để ước lượng sai số chuẩn mạnh (ro- Bảng 2. Thống kê mô tả các biến sử dụng trong mô hình Biến Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Min Max GDPpcg 538 2,26 3,16 -19,86 15,20 GDPpc 545 9,44 1,12 6,14 11,60 Ins 508 4,36 1,02 1,12 6,6 Cor 508 3,26 1,31 0,01 6 TFP 444 0.96 0,14 0,32 2,03 FDI 535 4,27 11,40 -1,90 222,00 Lfer 558 0,83 0,46 0,14 2,03 HC 534 2,57 0,64 1,11 3,72 Trade 539 79,36 53,05 13,37 396,97 Gov 532 16,19 5,00 4,14 35,65 CF 536 24,27 6,13 10,03 47,67 INF 521 37,47 190,24 -0,44 2342,221 TOTg 465 1,91 7,43 -23,45 124,861 Distance 546 7,96 0,88 4,71 8,86 Nguồn: Tính toán của tác giả 64 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 232- Tháng 9. 2021
7. ưc ầ đ, ố ưn các lượng số đủ, đầy được hình tại một số quốc gia không thống kê một số biến trong mô chất lượng thể chế. Do dữ liệu là quốc gia thuộc nhóm đầu về cũng thời đồng giới, thế trên nhất cao tế kinh trưởng tăng độ tốc có gia quốc là Ireland 2015, năm Tại điểm. 4,36 là quân bình chế thể lượng chất mức khi trong đoạn 2015, - giai 1986 trong 2,26% người đạt đầu quân bình GDP trong trưởng tăng Mức này. viết bài dụng sử biến các của quan tương trận ma và tả mô kê thống tả diễn 3 và 2 Bảng 4.1. Thốngkêmôtả thảo luận 4. phương phápGMM. của xác chính tính về chứng bằng cấp cung H0 thuyết giả nhận chấp Việc dụng. sử cụ thấy công biến cho các của lượng chất đó qua hình, mô trong 2 bậc chuỗi quan tương Kiểm định AR (2) đánh giá về mức. quá cụ công sử biến dụng về đề vấn giá đánh giúp J-test (1998) kiểm Hansen nghiệm đó, Theo dụng. sử cụ công biến các của trị giá và chuỗi quan tương có không số sai định giả vào thuộc phụ Độ vững của ước lượng GMM các quốcgia. tương quan theo thời gian giữa thời trừ loại để hình mô trong gian giả biến thêm sung bổ bust standard error), đồng thời ế qả gin ứ và cứu nghiên quả Kết Số 232-Tháng 9.2021-Tạp chíKhoahọc&Đào tạoNgân hàng Bảng 3. Ma trận tương quan giữa các biến trong mô hình GDPpcg GDPpc Ins Cor TFP FDI lfer HC Trade Gov CF INF TOTg Distance HƯƠNG DIỆP HOÀNG TRƯƠNG GDPpcg 1 GDPpc -0,03 1 Ins 0,03 0,72 1 TFP 0,63 0,01 0,04 -0,09 1 FDI 0,08 0,12 0,13 0,02 0,01 1 lfer -0,16 -0,72 -0,59 -0,34 -0,21 -0,14 1 HC 0,02 0,79 0,67 0,45 0,18 0,12 -0,78 1 Trade 0,09 -0,33 0,26 0,12 0,04 0,43 -0,32 0.26 1 - Gov -0,21 0,46 0,5 0,46 -0,07 0,06 -0,31 0,44 0,11 1 ĐỖ THÀNH NAM CF 0,32 0,01 0,01 -0,08 0,19 0,04 -0,17 0,04 0,16 -0,07 1 INF -0,37 -0,09 0,14 -0,01 -0,12 -0,04 0,01 -0,03 -0,03 0,01 -0,02 1 TOTg -0,11 -0,08 -0,2 -0,14 -0,01 -0,01 0,04 -0,04 0,01 -0,08 0,02 -0,02 1 Distance -0,02 0,31 0,32 0,31 0,04 0,06 -0,36 0,33 -0,01 0,26 0,03 0,01 0,01 1 Nguồn: Tính toán của tác giả 65
8. Nghiên cứu tác động phi tuyến tính của chất lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế: Bằng chứng từ mô hình GMM biến quan sát với từng biến có sự dao động. hình GMM với mục tiêu tìm ra các nhân tố ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế dài hạn. 4.2. Kết quả mô hình hồi quy Chuỗi dữ liệu bảng gồm 71 quốc gia, được cấu trúc thành 6 giai đoạn 5 năm từ 1986 - 2015. Mục này báo cáo kết quả ước lượng từ mô Cột 1 trong Bảng 4 thể hiện kết quả hồi Bảng 4. Kết quả hồi quy mô hình Tên biến (1) (2) 0,148 0,232 Biến trễ của biến phụ thuộc (0,058) (0,062) -1,681* -1,301 GDP đầu người (0,887) (0,897) -6,502 Chất lượng thể chế (3,081) 0,728 Chất lượng thể chế bình phương (0,348) -2,911 Kiểm soát tham nhũng (0,868) 0,452 Kiểm soát tham nhũng bình phương (0,131) 1,645 2,279 TFP (2,735) (3,446) -0,005 -0.003 Đầu tư nước ngoài (0,015) (0,015) -2,685 -3,105 Tỷ lệ sinh nở (1,066) (1,130) 1,392* 0,529 Vốn con người (0,739) (0,707) 0,003 0,002 Độ mở thương mại (0,006) (0,006) -0,221 0,239 Chi tiêu Chính phủ (0,080) (0,072) 0,229 0,191 Tích lũy vốn (0,078) (0,072) -0,054* -0,051* Tỷ lệ lạm phát (0,029) (0,027) 0,111 0,110* Tốc độ tăng tỷ lệ trao đổi thương mại (0,054) (0,058 0,149 -0,119 Vị trí địa lý (0,265) (0,279) 19,809 Hệ số chặn - (7,646) Biến giả thời gian Có Có AR(2) p-value 0,169 0,114 Hansen P value 0,618 0,749 Ghi chú: , , * có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, 5%, 10%. Sai số chuẩn vững trong ngoặc đơn Nguồn: Tính toán của tác giả 66 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 232- Tháng 9. 2021
9. TRƯƠNG HOÀNG DIỆP HƯƠNG - ĐỖ THÀNH NAM quy của Mô hình (2) với chất lượng thể Cột 2 thể hiện ước lượng của Mô hình (2) chế được đo lường bằng giá trị trung bình khi thay biến chất lượng thể chế bằng biến không trọng số của 5 biến số là trách nhiệm kiểm soát lạm phát. Các hệ số ước lượng dân chủ, sự ổn định của Chính phủ, chất tương tự như tại cột (1), thể hiện mối quan lượng Chính phủ, kiểm soát tham nhũng, hệ phi tuyến tính giữa kiểm soát lạm phát và pháp luật và mệnh lệnh. Hệ số ước lượng tăng trưởng GDP trên đầu người bình quân. âm của biến giải thích đầu tiên sau biến trễ Nhân tố khác của biến phụ thuộc, giá trị logarit tự nhiên Trong giai đoạn 30 năm từ 1986, các nhân của GDP đầu người tại đầu mỗi giai đoạn, tố truyền thống như tỷ lệ đầu tư và vốn con thể hiện hiệu ứng hội tụ có điều kiện mạnh người vẫn tiếp tục đóng vai trò quan trọng mẽ. Ước lượng tốc độ hội tụ có điều kiện thúc đẩy hiệu quả kinh tế. Tỷ lệ đầu tư (hay là 1,68% một năm, thể hiện rằng một quốc tỷ lệ tích lũy vốn) và vốn con người có tác gia có mức GDP đầu người ở khoảng ½ động dương và có ý nghĩa thống kê với mức của quốc gia khác sẽ có xu hướng tăng tăng trưởng. Trong khi đó, giá trị logarit tự trưởng cao hơn 1,16% so với quốc gia giàu nhiên của tỷ lệ sinh nở có giá trị âm và có hơn (=1,68*ln(2)), với giả định về mức ý nghĩa thống kê, thể hiện kế hoạch hóa gia GDP đầu người dài hạn là tương đương. đình có ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng Nhân tố chất lượng thể chế có mối quan hệ kinh tế. Tốc độ tăng trưởng TFP, nếu được phi tuyến tính với tăng trưởng kinh tế. Hệ sử dụng để thay thế cho giá trị TFP thực, số tương quan của biến chất lượng thể chế sẽ có tác động tích cực và có ý nghĩa thống và bình phương của nó lần lượt là âm và kê đến tăng trưởng kinh tế. Các kết quả này dương, với cả hai hệ số kết hợp có ý nghĩa nhất quán với những nghiên cứu trước đây. thống kê. Chiều của hệ số tương quan của Tốc độ tăng tỷ lệ trao đổi thương mại cao chất lượng thể chế và bình phương của nó có tác động mạnh, tích cực đến tăng trưởng thể hiện rằng tốc độ tăng GDP đầu người sẽ kinh tế. Tỷ lệ hội nhập thương mại quốc tế giảm tương ứng với việc cải cách thể chế ở dù có tác động dương nhưng không có ý mức chất lượng thể chế thấp, nhưng sẽ tăng nghĩa thống kê với tăng trưởng. Một vấn đề với hiệu quả quản lý Nhà nước khi quốc gia cần làm rõ ở đây là, thương mại, hay chính đã duy trì được mức chất lượng thể chế nhất định. Nghiên cứu thực hiện thêm kiểm định Bảng 5. Kết quả kiểm định Lind- Mehlum Lind-Mehlum U-test để làm rõ về sự tồn tại test của mối quan hệ dạng chữ U. Kết quả xác (1) (2) nhận tương quan phi tuyến tính giữa chất Lower bound lượng thể chế và tăng trưởng kinh tế, với p-value ở mức 0,038 và giá trị giới hạn là Slope -4,870 -3,002 4,46. Kết quả này hàm ý rằng với các quốc p>/t/ 0,019 0,000 gia có chất lượng thể chế thấp hơn ngưỡng Upper bound 4,46 (như Việt Nam vào khoảng 4,11), thì Slope 3,114 2,393 cải cách Nhà nước có thể có tác động tiêu p>/t/ 0,038 0,010 cực đến tốc độ tăng trưởng kinh tế trong giai đoạn đầu. Trong giai đoạn sau, khi SLM test các chủ thể kinh tế đã thích nghi được với t-value 1,80 2,36 đổi mới, sự cải thiện hiệu quả quản lý Nhà p>/t/ 0,038 0,0105 nước sẽ là nền tảng cho tăng trưởng kinh tế. Nguồn: Tính toán của tác giả Số 232- Tháng 9. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 67
10. Nghiên cứu tác động phi tuyến tính của chất lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế: Bằng chứng từ mô hình GMM sách ngoại thương được đo lường thông qua phát sẽ tốt cho tăng trưởng kinh tế. Với các độ mở kinh tế tương đối (tổng xuất nhập quốc gia có độ mở kinh tế cao, cú sốc giá cả khẩu trên GDP), do đó, không phản ánh rõ thế giới lớn khiến cho khả năng nhập khẩu sự tăng lên trong giá trị tuyệt đối của xuất lạm phát cao. Ổn định vĩ mô nói chung và nhập khẩu, cũng như không thể hiện được lạm phát nói riêng là mục tiêu quan trọng các khía cạnh khác của xuất nhập khẩu có với nhiều nước có độ mở kinh tế lớn như thể có tác động đến tăng trưởng kinh tế, ví Việt Nam. dụ như đa dạng hóa thương mại. Chi tiêu Chính phủ có ảnh hưởng âm đối Mặc dù được nhắc tới nhiều trong quá khứ, với tăng trưởng kinh tế dài hạn với mức ý vai trò của địa lý không được chứng minh nghĩa 1%. Điều này phản ánh chi tiêu Chính trong mô hình nghiên cứu, thể hiện ở hệ phủ là không tốt cho tăng trưởng kinh tế dài số hồi quy dương nhưng không có ý nghĩa hạn. Mối quan hệ giữa chi tiêu Chính phủ thống kê. Nếu trong các nghiên cứu về giai và tăng trưởng kinh tế có sự khác nhau giữa đoạn trước cho thấy vị trí địa lý là một biến các mô hình hồi quy tuỳ vào bối cảnh thời ngoại sinh quan trọng tác động đến tăng gian và không gian. Chi tiêu Chính phủ trưởng kinh tế (nổi tiếng nhất là nghiên cứu không được quản lý tốt sẽ dẫn đến có hại của Diamond (1997) và nhóm học giả Gal- cho tăng trưởng và ngược lại. Tuy nhiên, lup, Sachs, và Mellinger (1999)), thì các nếu để thị trường tự do điều tiết, không nghiên cứu trong giai đoạn gần đây (như cần sự tham gia Chính phủ thì những thất He và Xu, 2019) dường như bỏ qua nhân bại thị trường như bất cân xứng thông tin, tố này. Mô hình nghiên cứu không tìm thấy ngoại ứng tiêu cực, thiếu hụt hàng hoá phục bằng chứng về mối quan hệ có ý nghĩa vụ mục đích công cộng sẽ xảy ra. thống kê giữa vị trí địa lý và GDP đầu người, kể cả khi đã sử dụng thêm các biến 5. Kết luận số khác liên quan tới địa lý, như biến giả landlock (quốc gia có hay không có đường Tăng trưởng kinh tế dài hạn đóng vai trò bờ biển) hoặc đặc điểm khí hậu (ôn đới, địa quan trọng đối với các quốc gia, đặc biệt trung hải, nhiệt đới ). Điều này có thể giải là nhóm nước đang phát triển. Mặc dù tăng thích rằng vị trí địa lý đóng vai trò quan trưởng kinh tế không chắc dẫn đến phát triển trọng trong việc tạo lập vốn con người và kinh tế khi còn phụ thuộc vào chất lượng vốn tài sản trong giai đoạn đầu của lịch sử tăng trưởng, đối với các quốc gia đang kinh tế thế giới, nhưng trong giai đoạn sau, phát triển, việc duy trì tăng trưởng kinh các yếu tố như tiến bộ khoa học công nghệ, tế mang ý nghĩa quan trọng trong việc cải y sinh học cùng với toàn cầu hoá cao có thể thiện mức sống và nó chính là phương tiện đã làm xóa mờ ảnh hưởng của vị trí địa lý để tiến đến phát triển kinh tế hay gia tăng trong việc giải thích hiệu quả tăng trưởng “sự tự do” cho con người (Sen, 1980). Các giữa các quốc gia. quốc gia đang phát triển nếu không có tăng Tỷ lệ lạm phát có ảnh hưởng tiêu cực đối trưởng kinh tế nhanh thì bị tụt hậu. Nghiên với tăng trưởng kinh tế dài hạn với mức ý cứu chỉ ra tầm quan trọng của thể chế đối nghĩa dưới 10%. Lạm phát làm xói mòn sức với tăng trưởng kinh tế dài hạn thông qua mua và niềm tin của công chúng đối với mô hình dữ liệu bảng thu thập từ 71 quốc nền kinh tế. Điều này đã tìm thấy từ nhiều gia trong giai đoạn 1986- 2015. Ngoài các nghiên cứu trước (Sequeira, 2021; Man- nhân tố truyền thống như tích luỹ vốn, lao deya và Ho, 2021), hàm ý sự ổn định lạm động có ảnh hưởng tới tăng trưởng kinh tế 68 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 232- Tháng 9. 2021
11. TRƯƠNG HOÀNG DIỆP HƯƠNG - ĐỖ THÀNH NAM dài hạn, bằng chứng cho nhân tố địa lý trở thiện năng suất sản xuất sản phẩm vẫn đóng nên kém thuyết phục so với các nghiên cứu vai trò trực tiếp. Điều này lại cần tới các trước. Điều này cho thấy địa lý không còn chính sách công nghiệp chủ động từ phía là yếu tố quyết định chủ yếu đến mức độ các quốc gia. Đây cũng là chủ đề mở rộng phát triển kinh tế tại một quốc gia. Với thế tiếp theo của nghiên cứu này trong tương chế tốt làm nền tảng, đặc biệt là thể chế hỗ lai. Ngoài ra, nghiên cứu này mới đánh giá trợ tăng trưởng kinh tế và khuyến khích đổi tác động trực tiếp từ chất lượng thể chế tới mới sáng tạo, có thể giúp tăng trưởng kinh tăng trưởng kinh tế chứ chưa đánh giá được tế trong dài hạn. Tuy nhiên, mô hình ngụ ý vai trò trung gian của chất lượng thể chế chất lượng thể chế và tăng trưởng đi theo qua các biến số khác, như đầu tư, thương dạng chữ U, theo đó, các nước đang phát mại, giáo dục , tới tăng trưởng kinh tế. triển có thể cần hy sinh tăng trưởng trong Đây là hạn chế của nghiên cứu này và cũng bối cảnh thúc đẩy chất lượng thể chế ban là gợi ý cho các hướng nghiên cứu tiếp theo đầu ở mức thấp. Cuối cùng, thể chế tốt chỉ về kinh tế học thể chế ■ có thể là nền tảng cho tăng trưởng kinh tế dài hạn, để tăng trưởng kinh tế dài hạn, cải Tài liệu tham khảo Acemoglu, D., and Robinson, J.A., 2012, Why Nations fail? The Origins of Power, Property and Poverty, New York: Crown Publisher Bardhan, P. (1997). Corruption and Development: A Review of Issues, Journal of Economic Literature, 35, pp.1320- 1346 Barro, Robert J., and Jong-Wha Lee., 1994, Sources of economic growth, Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy 40 (June): 1–46. doi:10.1016/0167-2231(94)90002-7. Butkiewicz, J., & Yanikkaya, H., (2006), Institutional quality and economic growth: Maintenance of the rule of law or democratic institutions, or both?, Economic Modelling, 23 (4), pp. 648-661 Chong, A., & Calderon, C., (2000) Institutional Quality and Income Distribution, Economic Development and Culture Change, 48 (4), 761-86 Diamond, J., (1997), Guns, Germs and Steels: The Fates of Human Societies. Ehrlich, I. & Lui, F. (1999) Bureaucratic Corruption and Endogenous Economic Growth, Journal of Political Economy, 107 (6), pp270-293 Feenstra, R., Inklaar, R., & Timmer, M., (2015) The Next Generation of the Penn World Table, American Economic Review, 105 (10), pp. 3150-82 Gallup, J., Sachs, J. & Mellinger (1999) Geography and Economic Development, CID Working Paper No. 1 He, Q., and Xu. B. (2019). Determinants of economic growth: A varying-coefficient path identification approach. Journal of Business Research, 101, 811-818. ICRG (2021): International Country Risk Guide. Truy cập tại: country-risk-guide-icrg# Kaufmann, Daniel and Kraay, Aart and Mastruzzi, Massimo, The Worldwide Governance Indicators: Methodology and Analytical Issues (September 2010). World Bank Policy Research Working Paper No. 5430, Available at SSRN: Kuznets, S. (1955). Economic Growth and Income Inequality. The American Economic Review, 45(1), 1-28. Retrieved September 4, 2021, from Lee, J.W, 2016, The Republic of Korea’s Economic Growth and Catch-up: Implications for the People’s Republic of China, ADB Working Paper Series No.571 Mandeya, S. and Ho, S.Y. (2021). Inflation, Inflation Uncertainty and the Economic Growth Nexus: An Impact Study of South Africa. MethodsX, 8, 101501 Mankiw, N.G., D. Romer, and D.N. Weil., 1992‚ A contribution to the empirics of economic growth, The quarterly journal of economics 107 (2): 407. North, D., & Thomas, R.P. (1973) The Rise of the Western World A New Economic History, CBO9780511819438 Số 232- Tháng 9. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 69
12. Nghiên cứu tác động phi tuyến tính của chất lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế: Bằng chứng từ mô hình GMM Oanh Kim Thi Tran, Hac Dinh Le and Anh Hong Viet Nguyen (2021). Role of institutional quality in economic development: A case study of Asian countries. Problems and Perspectives in Management, 19(2), 357-369. Perera, H. & Lee, H.Y. (2013), Have economic growth and institutional quality contributed to poverty and inequality reduction in Asia? Journal of Asian Economics, Vol. August (27), pp.71-86 Perkins, D.H., Radelet, S., Lindauer, D., and Block, S., 2013, Economics of Development, NewYork: WWNorton and Company (7th edition). Rodrik, D., 2002‚ Institutions, Integration and Geography: In search of the deep determinants of Economic growth, Working Paper Roodman, D., (2009) How to do Xtabond2: An Introduction to Difference and System GMM in Stata, Research Article, Saha, S., and Gounder, R. (2012). Corruption and economic development nexus: Variations across income levels in a non-linear framework. Economic Modelling, 31, 70-79. Sen, Amartya, 1999, Development as freedom. Oxford: Oxford University Press. Sequeira, T.N. (2021). Inflation, economic growth and education expenditure. Economic Modelling, 99, 105475 Shleifer, A., & Vishny, R., (1991), Corruption, The Quarterly Journal of Economics, Vol. 108(3), pp. 599-617 Teles, V. K. (2007) Institutional quality and endogenenous economic growth. Journal of Economic Studies, 43(1), pp. 29-41 Valeriani and Peluso (2011). The Impact Of Institutional Quality On Economic Growth And Development: An Empirical Study. Journal of Knowledge Management, Economics and Information Technology, 11(6), pp.1-25 Windmeijer, F., (2005), A finite sample correction for the variance of linear efficient two-step GMM estimators, Journal of Econometrics, 126(1), pp.25-51 70 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 232- Tháng 9. 2021