Tác động của chi tiêu công lên tăng trưởng kinh tế Đông Nam Bộ: Bằng chứng thực nghiệm

Nội dung text: Tác động của chi tiêu công lên tăng trưởng kinh tế Đông Nam Bộ: Bằng chứng thực nghiệm

1. 118 Nguyễn Văn Bổn. HCMCOUJS-Kinh tế và Quản trị Kinh doanh, 16(2), 118-126 Tác động của chi tiêu công lên tăng trưởng kinh tế Đông Nam Bộ: Bằng chứng thực nghiệm The effect of public expenditure on economic growth in the Southeast region of Vietnam: Empirical evidence Nguyễn Văn Bổn1* 1Khoa Tài chính - Ngân hàng, Trường Đại học Tài chính - Marketing (UFM), Việt Nam *Tác giả liên hệ, Email: nv.bon@ufm.edu.vn; boninguyen@gmail.com THÔNG TIN TÓM TẮT DOI:10.46223/HCMCOUJS. Đông Nam Bộ được đánh giá là khu vực kinh tế trọng điểm econ.vi.16.2.920.2021 và phát triển năng động ở phía Nam trong đó Thành phố Hồ Chí Minh được xem là đầu tàu kinh tế của toàn bộ khu vực phía Nam. Khu vực này nhận được khá nhiều chi tiêu công của nhà nước cho cả chi thường xuyên lẫn chi đầu tư, liệu việc chi tiêu này có hiệu quả hay không khi xét ở góc độ tăng trưởng kinh tế ở khu Ngày nhận: 25/08/2020 vực này? Để trả lời câu hỏi nghiên cứu này, bài viết đánh giá thực Ngày nhận lại: 02/11/2020 nghiệm tác động của chi tiêu công lên tăng trưởng kinh tế ở 06 tỉnh/thành ở khu vực Đông Nam Bộ từ 2005 đến 2018 bằng Duyệt đăng: 04/12/2020 phương pháp ước lượng GMM sai phân. Tính bền của các ước lượng được kiểm tra bằng phương pháp IV-FE. Kết quả ước lượng cho thấy chi tiêu công làm giảm tăng trưởng kinh tế ở khu vực này. Tuy nhiên, dân số và cơ sở hạ tầng lại thúc đẩy tăng Từ khóa: trưởng kinh tế. Các phát hiện này đề xuất một số hàm ý chính chi tiêu công, tăng trưởng kinh tế, sách quan trọng liên quan đến chi tiêu công và tăng trưởng kinh Đông Nam Bộ, GMM sai phân, tế cho khu vực Đông Nam Bộ. IV-FE ABSTRACT The Southeast region is considered a key and dynamic economic area in Southern Vietnam of which Ho Chi Minh City is the economic leader. This region priorly receives public expenditure from the state for both recurrent and investment spending, but will public expenditure positively affect economic growth? To answer this research question, this paper empirically investigates the effect of public expenditure on economic growth in the Southeast region over the period 2005-2018 using the difference GMM Arellano-Bond estimator. The robustness of Keywords: estimates is checked by the FE-IV estimator. The estimated results indicate that public expenditure reduces economic growth public expenditure, economic growth, Southeast region, in this region. However, population and infrastructure stimulate difference GMM Arellano-Bond economic growth. These findings suggest some important policy estimator, FE-IV estimator implications related to public expenditure and economic growth in the Southeast region.
2. Nguyễn Văn Bổn. HCMCOUJS-Kinh tế và Quản trị Kinh doanh, 16(2), 118-126 119 1. Giới thiệu Mối quan hệ giữa chi tiêu chính phủ và tăng trưởng kinh tế luôn là một chủ đề có tính tranh luận cao giữa các nhà kinh tế học. Trường phái tân cổ điển do nhà kinh tế học Maynard Keynes khởi xướng luôn nhấn mạnh vai trò của chi tiêu công trong phát triển kinh tế nhằm khắc phục tính chu kỳ của nền kinh tế và giữ cho nền kinh tế tăng trưởng và phát triển ổn định. Chi tiêu công trong các lĩnh vực giáo dục, y tế, khoa học, công nghệ, góp phần quan trọng vào quá trình phát triển và tăng trưởng kinh tế trong tương lai (Bose, Haque, & Osborn, 2007). Chi tiêu công sẽ cung cấp các hàng hóa công cơ bản, qua đó giúp cho một bộ phận người dân có cơ hội tiếp cận được giáo dục, y tế và các dịch vụ công thiết yếu khác. Do vậy, các nhà kinh tế học thuộc trường phái Keynes ủng hộ gia tăng chi tiêu chính phủ để thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Ngược lại, một số nhà kinh tế học gần đây lại nhấn mạnh việc cắt giảm thâm hụt ngân sách là cần thiết để làm giảm lãi suất, tăng đầu tư, tăng năng suất và cuối cùng là thúc đẩy tăng trưởng. Liên quan đến nền tảng lý thuyết thì có hai hướng lập luận chính về tác động của chi tiêu công lên tăng trưởng kinh tế (Ahuja & Pandit, 2020). Trước hết, định luật Wagner nhấn mạnh tăng trưởng kinh tế được xem là yếu tố nền tảng đưa đến sự gia tăng trong chi tiêu công trong đó tăng trưởng kinh tế sẽ cung cấp cơ hội gia tăng nguồn thu từ thuế, do vậy tạo nên không gian tài khóa cho việc chi chuyển giao và giải ngân nhiều hơn của chính phủ (Wagner, 1958). Ngược lại, lý thuyết vĩ mô thuộc trường phái Keynes lập luận chi tiêu chính phủ sẽ định hình sự phát triển và tăng trưởng kinh tế. Sự gia tăng trong chi tiêu chính phủ thúc đẩy tiêu dùng nội địa, đặc biệt trong khoảng thời gian có suy thoái kinh tế, khi mà các lực tác động của thị trường tự do thất bại trong việc duy trì thế cân bằng của nền kinh tế. Quan điểm này nêu bật ý nghĩa của chi tiêu công và khẳng định tác động tích cực của chi tiêu công lên tăng trưởng kinh tế. Liên quan đến bối cảnh khu vực thì Đông Nam Bộ, khu vực kinh tế trọng điểm với đầu tàu kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh có đóng góp nhiều cho tăng trưởng kinh tế của cả nước. Khu vực này phát triển nhất Việt Nam với mức đóng góp hơn 2/3 thu ngân sách hàng năm, có tỷ lệ đô thị hóa 50% (HIDS, 2020). Chi tiêu công có ảnh hưởng quan trọng đến quá trình phát triển và tăng trưởng kinh tế ở khu vực này với mục tiêu của chính phủ là đưa khu vực này trở thành động lực phát triển chính, kéo theo sự phát triển của cả khu vực miền Nam và khu vực Nam Trung Bộ. Tuy vậy, liệu việc gia tăng chi tiêu công cho khu vực này có thúc đẩy tăng trưởng kinh tế hay không là điều mà bài viết này quan tâm? Tại Việt Nam, cho đến giờ chỉ có một vài nghiên cứu thuộc chủ đề này. Cụ thể, Nguyen và Tran (2014) áp dụng phương pháp ước lượng dữ liệu bảng (FEM và REM) cho mẫu các quốc gia Đông Nam Á trong giai đoạn 1995-2012 và kết quả cho thấy chi tiêu công thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Trong khi đó, Tran (2017) áp dụng phương pháp ước lượng GMM Arellano-Bond cho mẫu dữ liệu của 66 quốc gia đang phát triển từ 1998 đến 2016 và ghi nhận tác dụng làm giảm tăng trưởng kinh tế của chi tiêu công. Như vậy, chưa có một nghiên cứu nào thực hiện riêng cho khu vực Đông Nam Bộ. Do vậy, bài viết này đánh giá thực nghiệm tác động của chi tiêu công lên tăng trưởng kinh tế cho bộ dữ liệu bảng cân bằng của 06 tỉnh/thành thuộc khu vực Đông Nam Bộ trong khoảng thời gian 2005-2018 bằng phương pháp ước lượng GMM sai phân Arellano-Bond. Tính bền của các ước lượng sẽ được kiểm tra bằng phương pháp FE-IV. Cấu trúc của bài viết như sau. Phần 1 là giới thiệu trong khi phần 2 là tổng quan các nghiên cứu trước đây. Phần 3 trình bày phương pháp và dữ liệu nghiên cứu với việc đề câp đến đặc tính và sự phù hợp của phương pháp ước lượng GMM sai phân Arellano-Bond. Phần 4 là kết quả ước lượng và bàn luận. Cuối cùng, Phần 5 kết luận và đề xuất một số hàm ý chính sách.
3. 120 Nguyễn Văn Bổn. HCMCOUJS-Kinh tế và Quản trị Kinh doanh, 16(2), 118-126 2. Tổng quan các nghiên cứu trước đây Liên quan đến chủ đề nghiên cứu, một số nghiên cứu chỉ ra chi tiêu công lãng phí có thể làm cản trở tăng trưởng kinh tế trong khi một số nghiên cứu khác lại nhấn mạnh chi tiêu công phù hợp lại thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Đặc biệt, các khoản chi tiêu của chính phủ cho các thành phần chi tiêu tạo năng suất như cho giáo dục và y tế (phát triển vốn con người) và đường xá, điện nước, viễn thông (phát triển cơ sở hạ tầng) sẽ thúc đẩy tăng trưởng kinh tế trong khi các khoản chi tiêu không tạo năng suất vào các lĩnh vực như quốc phòng, an ninh, và duy trì bộ máy hoạt động của chính phủ sẽ làm suy giảm tăng trưởng kinh tế. Trong học thuật, hầu hết các nghiên cứu có liên quan chỉ ra chi tiêu công thúc đẩy tăng trưởng kinh tế (Cooray, 2009; Kolluri, Panik, & Wahab, 2000; Loizides & Vamvoukas, 2005; Liu, Hsu, & Younis, 2008; Nketiah-Amponsah, 2009; Odhiambo, 2015; Ono, 2014; Wu, Tang, & Lin, 2010). Kolluri và cộng sự (2000) áp dụng mô hình hiệu chỉnh sai số cho các quốc gia công nghiệp G7 từ 1960 đến 1993. Tương tự, Loizides và Vamvoukas (2005) cũng áp dụng mô hình hiệu chỉnh sai số cho dữ liệu chuỗi thời gian của Hy Lạp, Anh quốc, và Ireland trong giai đoạn 1948-1995. Liu và cộng sự (2008) lại sử dụng sử dụng phương pháp ước lượng OLS cho chuỗi dữ liệu thời gian của chính phủ liên bang Hoa Kỳ trong khoảng thời gian 1947-2002 với kết quả hoàn toàn nhất quán với lý thuyết của trường phái Keynes. Trong khi đó, Cooray (2009) sử dụng các phương pháp ước lượng OLS, GMM, và SUR cho 71 quốc gia từ 1996 đến 2003 nhưng Nketiah-Amponsah (2009) sử dụng phương pháp ước lượng OLS cho chuỗi dữ liệu thời gian của Ghana từ 1970 đến 2004. Bên cạnh đó, Wu và cộng sự (2010) áp dụng kiểm định nhân quả dữ liệu bảng Hurlin cho 182 quốc gia từ 1950 đến 2004 với kết quả ủng hộ quan điểm của Wagner về giả thuyết chi tiêu công giúp thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Song song đó, Ono (2014) dùng kỹ thuật đồng liên kết ngưỡng ADRL cho chuỗi dữ liệu thời gian của Nhật Bản trong giai đoạn từ 1960-2010 trong khi Odhiambo (2015) vận dụng cách tiếp cận ARDL cho chuỗi dữ liệu thời gian của Nam Phi từ 1970 đến 2013. Gần nhất có các nghiên cứu như Amusa và Oyinlola (2019) và Olaoye, Orisadare, Okorie, và Abanikanda (2020). Amusa và Oyinlola (2019) sử dụng kỹ thuật ước lượng ARDL cho Botswana trong khoảng thời gian từ 1985 đến 2016 trong khi Olaoye và cộng sự (2020) dùng GMM hệ thống hai bước Arellano-Bond cho 15 quốc gia Cộng đồng kinh tế Tây Phi (ECOWAS) trong giai đoạn 2005-2017. Hàm ý chính sách được rút ra từ các nghiên cứu này là các chính phủ nên gia tăng chi tiêu công ở các lĩnh vực phát triển vốn con người hay phát triển cơ sở hạ tầng phục vụ cho các hoạt động kinh tế trong nước đề từ đó thúc đẩy tăng trưởng và phát triển kinh tế. Tuy vậy, một vài nghiên cứu cũng chỉ ra chi tiêu công có thể làm giảm tăng trưởng kinh tế (Abu-Bader & Abu-Qarn, 2003) hoặc không có ý nghĩa gì đối với tăng trưởng kinh tế (Al- Faris, 2002; Olaoye, Orisadare, & Okorie, 2019). Thực vậy, Abu-Bader và Abu-Qarn (2003) sử dụng kỹ thuật đồng liên kết cho mẫu dữ liệu của Ai Cập, Israel, và Syria trong khoảng thời gian từ 1967 đến 1998 và phát hiện chi tiêu công có tác động âm lên tăng trưởng kinh tế. Hàm ý rút ra của nghiên cứu này là các chính phủ cẩn thận trọng trong việc sử dụng chi tiêu công cho mục tiêu tăng trưởng kinh tế. Trong khi đó, Al-Faris (2002) sử dụng kỹ thuật đồng liên kết cho bộ dữ liệu của 5 quốc gia gồm Arab Saudi, UAE, Kuwait, Oman, Qatar từ 1970 đến 1997 nhưng không tìm thấy tác động có ý nghĩa của chi tiêu công lên tăng trưởng kinh tế ở các quốc gia này. Gần đây, Olaoye và cộng sự (2019) áp dụng các phương pháp ước lượng PVAR và GMM hệ thống hai bước Arellano-Bond cho 15 quốc gia Cộng đồng kinh tế các quốc gia Tây Phi (ECOWAS) trong suốt khoảng thời gian 2002-2014 và cũng không phát hiện chi tiêu công có tác động lên tăng trưởng kinh tế.
4. Nguyễn Văn Bổn. HCMCOUJS-Kinh tế và Quản trị Kinh doanh, 16(2), 118-126 121 3. Phương pháp và dữ liệu nghiên cứu 3.1. Phương pháp nghiên cứu Dựa trên mô hình nghiên cứu của Olaoye và cộng sự (2020), mô hình thực nghiệm được bổ sung và mở rộng như sau: 푃푖푡 = 훽0 + 훽1 푃푖푡−1 + 훽2 푃푖푡 + 훽3 푃 푖푡 + 훽4푃 푃푖푡 + 훽5 퐿푖푡 + 휂푖 + 휉푖푡 (1) với i và t lần lượt là các chỉ số tỉnh/thành và thời gian. GDPit là thu nhập bình quân đầu người của các tỉnh/thành, đại diện cho tăng trưởng kinh tế, GDPit-1 là biến trễ của thu nhập bình quân đầu người, đại diện cho mức thu nhập bình quân đầu người lúc ban đầu, EXPit là chi tiêu công của các tỉnh/thành, CPIit là chỉ số giá tiêu dùng của các tỉnh/thành, đại diện cho lạm phát, POPit là dân số của mỗi tỉnh/thành, và TELit là số thuê bao điện thoại cố định trong 100 dân, đại diện cho cơ sở hạ tầng của các tỉnh/thành. ηi là tác động có đặc điểm địa phương, bất biến theo thời gian và không quan sát được, và ζit là đại lượng sai số do quan sát; β0, β1, β2, β3, β4 và β5 là các hệ số ước lượng. Các biến kiểm soát này được sử dụng trong mô hình nghiên cứu dựa trên việc lược khảo các nghiên cứu trước đây như lạm phát (Loizides & Vamvoukas, 2005; Olaoye et al., 2020), dân số (Loizides & Vamvoukas, 2005; Odhiambo, 2015), và cơ sở hạ tầng (Nketiah- Amponsah, 2009). Nghiên cứu sử dụng phương pháp ước lượng moment tổng quát (GMM) Arellano và Bond (1991) lần đầu được đề xuất bởi Holtz-Eakin, Newey, và Rosen (1988) cho việc ước lượng. Để ước lượng (1), sai phân bậc một được lấy ở các biến để loại bỏ các tác động có đặc điểm địa phương. Sau đó, các biến ở dạng sai phân được dùng như các biến được công cụ theo độ trễ với giả định các sai số thay đổi theo thời gian trong các mô hình gốc không tương quan chuỗi (Judson & Owen, 1999). Chiến lược này là ước lượng sai phân GMM (D-GMM), được biết là có khả năng xử lí các hiện tượng chệch khi ước lượng. Tính hiệu lực của các biến công cụ trong D-GMM được đánh giá thông qua thống kê Sargan và Arellano-Bond. Các kiểm định Sargan với giả thuyết H0: biến công cụ ngoại sinh chặt nghĩa là nó không tương quan với các sai số. Kiểm định Arellano-Bond được dùng để dò ra hiện tượng tự tương quan chuỗi ở dạng sai phân bậc nhất. Vì thế, kết quả kiểm định của AR(1) bị bỏ qua trong khi AR(2) được sử dụng. Trong khi đó, ước lượng FE-IV là ước lượng biến công cụ cho các mô hình dữ liệu bảng tác động cố định với các biến có khả năng nội sinh (Baum, Schaffer, & Stillman, 2003). Tính hiệu lực của các biến công cụ trong ước lượng FE-IV cũng được đánh giá thông qua thống kê Sargan. 3.2. Dữ liệu nghiên cứu Các biến chính là thu nhập bình quân đầu người, chi tiêu công, chỉ số giá tiêu dùng, dân số và cơ sở hạ tầng được lấy từ số liệu thống kê của Tổng cục thống kê Việt Nam (GSO, 2020). Mẫu nghiên cứu là bộ dữ liệu bảng cân bằng của 06 tỉnh/thành của Việt Nam, bao gồm Bình Phước, Tây Ninh, Đồng Nai, Bình Dương, Bà Rịa - Vũng Tàu, và Thành phố Hồ Chí Minh trong giai đoạn 2005-2018. Thống kê mô ta của dữ liệu được trình bày trong Bảng 1. Thu nhập bình quân đầu người ở khu vực Đông Nam Bộ trong giai đoạn 2002-2018 là 90,633 triệu đồng/người/năm trong đó thấp nhất là 7,7 triệu đồng/người ở Bình Phước vào năm 2005 và cao nhất là 393,9 triệu đồng/người ở Bà Rịa - Vũng Tàu vào các năm 2012 và 2013. Điều này cho thấy thu nhập bình quân đầu người có sự phân bổ không đồng điều giữa các tỉnh/thành trong khu vực này và khu
5. 122 Nguyễn Văn Bổn. HCMCOUJS-Kinh tế và Quản trị Kinh doanh, 16(2), 118-126 vực này cũng có mức thu nhập bình quân đầu người khá cao so với các khu vực còn lại của cả nước. Trong khi đó, chi tiêu công trung bình trong cùng giai đoạn này là 5,374% GDP với tỷ lệ nhất nhỏ là 1,02% ở Bà Rịa - Vũng Tàu vào các năm 2011 và cao nhất là 12,09% ở Bình Phước vào năm 2014. Tỷ lệ chi tiêu công cũng cho thấy sự không đồng đều giữa các tỉnh/thành trong khu vực. Bảng 2 trình bày ma trận tương quan giữa các biến. Chi tiêu công và lạm phát có mối quan hệ âm ý nghĩa với tăng trưởng kinh tế trong khi đó dân số và cơ sở hạ tầng lại có mối quan hệ dương không ý nghĩa. Các hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình đều có giá trị nhỏ hơn 0.8, loại trừ khả năng đa cộng tuyến giữa các biến này, điều mà có thể khiến cho kết quả ước lượng bị chệch. Do đó, tất cả các biến sử dụng trong mô hình đều được sử dụng phù hợp. Bảng 1 Thống kê mô tả các biến Quan Biến Trung bình Độ lệch chuẩn Nhỏ nhất Lớn nhất sát Thu nhập bình quân (GDP) 84 90.633 105.096 7.7 393.9 Chi tiêu công (EXP) 84 5.374 3.029 1.02 12.09 Chỉ số CPI (CPI) 84 108.01 6.092 99.7 125.4 Dân số (POP) 84 2485.126 2386.983 799.6 8643 Cơ sở hạ tầng (TEL) 84 11.732 5.647 2.1 24.8 Nguồn: Xử lý số liệu bằng Stata Bảng 2 Ma trận tương quan giữa các biến GDP EXP CPI POP TEL GDP 1 EXP -0.678 1 CPI -0.392 0.056 1 POP 0.128 -0.338 -0.098 1 TEL 0.137 -0.499 0.465 -0.026 1 Ghi chú: , và * ký hiêu cho mức ý nghĩa lần lượt ở 1%, 5%, và 10% Nguồn: Xử lý số liệu bằng Stata 4. Kết quả nghiên cứu và bàn luận 4.1. Kết quả ước lượng D-GMM Các kết quả ước lượng được trình bày trong Bảng 3. Trong quy trình ước lượng, biến dân số được dò ra có tính nội sinh, vì thế biến này được dùng như biến được công cụ trong thủ tục GMM-style và các biến còn lại như tăng trưởng kinh tế, chi tiêu công, lạm phát, và cơ sở hạ tầng được dùng như biến công cụ trong thủ tục IV-style. Để đánh giá tính hiệu lực của các biến công cụ này và tính tự tương quan chuỗi của sai số, các kiểm định Sargan và Arellano-Bond AR(2) được thực hiện. Trong Bảng 3 các kiểm định Sargan xác định là các biến công cụ có hiệu lực. Trong khi
6. Nguyễn Văn Bổn. HCMCOUJS-Kinh tế và Quản trị Kinh doanh, 16(2), 118-126 123 đó, kiểm định Arellano-Bond AR(2) chấp nhận giả thuyết không có tự tương quan chuỗi bậc hai. Các kết quả này ủng hộ đặc điểm phù hợp của mô hình ước lượng được sử dụng. Kết quả trong Bảng 3 cho thấy chi tiêu của chính phủ dành cho khu vực Đông Nam Bộ trong giai đoạn 2005 - 2018 làm giảm tăng trưởng kinh tế. Kết quả này hoàn toàn tương đồng với một số các nghiên cứu trước đó như Abu-Bader và Abu-Qarn (2003) và Mo (2007). Điều này cho thấy chi tiêu công của chính phủ, mà chủ yếu là chi thường xuyên, một thành phần được xem là không tạo năng suất, làm suy giảm tăng trưởng kinh tế ở khu vực Đông Nam Bộ. Nketiah- Amponsah (2009) nhấn mạnh các khoản chi tiêu không tạo năng suất được xem là nguồn lãng phí lớn và chủ yếu dùng để duy trì hoạt động của bộ máy nhà nước. Việc giảm bớt các khoản chi này mà vẫn đảm bảo hiệu quả làm việc của bộ máy nhà nước là điều mà các chính phủ cần phải thực hiện để tránh bội chi ngân sách và đưa đến thâm hụt ngân sách. Do vậy mà việc giảm bớt các khoản chi thường xuyên này là cần thiết, đặc biệt các khoản chi cho bộ máy làm việc còn cồng kềnh và kém hiệu quả, cũng như các khoản chi cho các nghiên cứu khoa học nhưng thiếu thực chất và không mang lại lợi ích cho các doanh nghiệp và người dân. Bài viết cũng hàm ý rằng việc giảm bớt các khoản chi kém năng suất này là cần thiết và chuyển cho chi đầu tư là điều mà chính phủ cần phải làm cho khu vực Đông Nam Bộ. Ngoài ra, các kết quả ước lượng cũng chỉ ra dân số và cơ sở hạ tầng thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở khu vực Đông Nam Bộ. Mô hình lý thuyết của Bucci và Raurich (2017) cũng chỉ ra việc gia tăng dân số sẽ có tác động dương lên tăng trưởng kinh tế nếu như chất lượng nguồn nhân lực được đảm bảo tốt. Xét về điều kiện học tập thì có lẻ khu vực Đông Nam Bộ với hạt nhân là Thành phố Hồ Chí Minh có điều kiện học tập và nâng cao chất lượng con người và sự gia tăng dân số ở khu vực này có thể cung cấp nguồn nhân lực chất lượng tốt, phục vụ cho phát triển và tăng trưởng kinh tế của khu vực. Ali, Ali, và Amin (2013) và Brueckner và Schwandt (2015) cung cấp bằng chứng thực nghiệm về tác động dương của dân số lên tăng trưởng kinh tế. Trong khi đó, cơ sở hạ tầng cung cấp các điều kiện thuận lợi cho các hoạt động sản xuất và kinh doanh của doanh nghiệp. Với cơ sở hạ tầng tốt thì doanh nghiệp không phải mất nhiều chi phí để duy trì và phát triển hoạt động kinh doanh, làm tăng lợi nhuận của doanh nghiệp, và do vậy góp phần vào tăng trưởng kinh tế của khu vực. Phát hiện này có thể được tìm thấy trong các nghiên cứu Owusu-Manu, Jehuri, Edwards, Boateng, và Asumadu (2019), Zhang và Sun (2019), và Khan, Khan, Jiang, và Khan (2020). Bảng 3 Chi tiêu công - tăng trưởng kinh tế: D-GMM, 2005-2018 Biến phụ thuộc: Tăng trưởng kinh tế Biến Hệ số ước lượng Sai số chuẩn p-value Tăng trưởng kinh tế (-1) 0.491 0.070 0.000 Chi tiêu công -14.511 2.971 0.000 Lạm phát 0.180 0.355 0.613 Dân số 0.068 0.012 0.000 Cơ sở hạ tầng 0.172 0.077 0.029 Quan sát 72 AR(1) test 0.153 AR(2) test 0.101 Sargan test 0.180
7. 124 Nguyễn Văn Bổn. HCMCOUJS-Kinh tế và Quản trị Kinh doanh, 16(2), 118-126 Ghi chú: , và * ký hiêu cho mức ý nghĩa lần lượt ở 1%, 5%, và 10% Nguồn: Xử lý số liệu bằng Stata 4.2. Kiểm tra tính bền Để kiểm tra tính bền của các ước lượng, bài viết sử dụng phương pháp FE-IV. Kết quả trong Bảng 4 cho thấy chi tiêu công có tác động âm ý nghĩa lên tăng trưởng kinh tế, tái khẳng định chi tiêu công ở khu vực Đông Nam Bộ làm giảm tăng trưởng kinh tế. Đặc biệt, biến trễ tăng trưởng kinh tế cũng cho kết quả tương đồng với ước lượng D-GMM ở Bảng 3. Bảng 4 Chi tiêu công - tăng trưởng kinh tế: IV-FE, 2005-2018 Biến phụ thuộc: Đầu tư tư nhân Biến Hệ số ước lượng Sai số chuẩn p-value Tăng trưởng kinh tế (-1) 0.855 0.042 0.000 Chi tiêu công -10.045 2.748 0.001 Lạm phát 0.261 0.388 0.503 Dân số 0.004 0.006 0.471 Cơ sở hạ tầng -0.035 0.045 0.429 Quan sát 78 Sargan test 0.2639 Ghi chú: , và * ký hiêu cho mức ý nghĩa lần lượt ở 1%, 5%, và 10% Nguồn: Xử lý số liệu bằng Stata 5. Kết luận và hàm ý chính sách Xuất phát từ vai trò đầu tàu kinh tế đầy năng động của khu vực Đông Nam Bộ đối với nền kinh tế Việt Nam, đặc biệt là chưa có nghiên cứu nào về chủ đề chi tiêu công - tăng trưởng kinh tế được thực hiện cho khu vực này, bài viết đánh giá thực nghiệm tác động của chi tiêu công lên tăng trưởng kinh tế cho 06 tỉnh/thành thuộc khu vực Đông Nam Bộ trong khoảng thời gian từ 2005 đến 2018 bằng phương pháp D-GMM. Các kết quả ước lượng được kiểm tra tính bền thông qua các phương pháp IV-FE. Phát hiện cho thấy chi tiêu công làm giảm tăng trưởng kinh tế ở khu vực Đông Nam Bộ. Ngoài ra, dân số và cơ sở hạ tầng là các yếu tố vĩ mô thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở khu vực này. Các phát hiện đề xuất cần có sự thận trọng trong việc thiết kết, ban hành và thực thi các chính sách có liên quan đến chi tiêu công ở khu vực Đông Nam Bộ. Hàm ý là việc gia tăng chi tiêu công sẽ làm giảm tăng trưởng kinh tế ở khu vực này. Chính phủ cần giảm bớt các khoản chi thường xuyên cho hoạt động bộ máy bằng những chính sách và giải pháp phù hợp, chẳng hạn như khoán chi, mà vẫn đảm bảo tính hiệu quả. Việc giảm bớt các khoản chi này cần được chuyển sang cho đầu tư công vì đầu tư công sẽ đảm bảo thu hồi vốn nếu được thực hiện đúng, tránh việc bội chi ngân sách. Các nghiên cứu trong tương lai nếu có cho khu vực này nên xem xét đến yếu tố quản trị công vì quản trị công có thể có ảnh hưởng quyết định đến mối quan hệ giữa chi tiêu công và tăng trưởng kinh tế và tách riêng các khoản chi tiêu công cho từng lĩnh vực vì tác động theo thành phần này có thể khác biệt lên tăng trưởng kinh tế.
8. Nguyễn Văn Bổn. HCMCOUJS-Kinh tế và Quản trị Kinh doanh, 16(2), 118-126 125 LỜI CÁM ƠN Nghiên cứu này được tài trợ bởi Trường Đại học Tài chính Marketing (UFM). Tài liệu tham khảo Abu-Bader, S., & Abu-Qarn, A. S. (2003). Government expenditures, military spending and economic growth: Causality evidence from Egypt, Israel, and Syria. Journal of Policy Modeling, 25(6/7), 567-583. Ahuja, D., & Pandit, D. (2020). Public expenditure and economic growth: Evidence from the developing countries. FIIB Business Review, 9(3), 228-236. Al-Faris, A. F. (2002). Public expenditure and economic growth in the Gulf Cooperation Council countries. Applied Economics, 34(9), 1187-1193. Ali, S., Ali, A., & Amin, A. (2013). The impact of population growth on economic development in Pakistan. Middle-East Journal of Scientific Research, 18(4), 483-491. Amusa, K., & Oyinlola, M. A. (2019). The effectiveness of government expenditure on economic growth in Botswana. African Journal of Economic and Management Studies, 10(3), 368-384. Arellano, M., & Bond, S. (1991). Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and an application to employment equations. The Review of Economic Studies, 58(2), 277-297. Baum, C. F., Schaffer, M. E., & Stillman, S. (2003). XTIVREG2: Stata module to perform extended IV/2SLS, GMM and AC/HAC, LIML and k-class regression for panel data models. Stata Journal, 3, 23-37. Bose, N., Haque, M. E., & Osborn, D. R. (2007). Public expenditure and economic growth: A disaggregated analysis for developing countries. The Manchester School, 75(5), 533-556. Brueckner, M., & Schwandt, H. (2015). Income and population growth. The Economic Journal, 125(589), 1653-1676. Bucci, A., & Raurich, X. (2017). Population and economic growth under different growth engines. German Economic Review, 18(2), 182-211. Cooray, A. (2009). Government expenditure, governance and economic growth. Comparative Economic Studies, 51(3), 401-418. GSO. (2020). Số liệu thống kê hàng năm của các tỉnh thành tại Việt Nam [Annual statistics of provinces in Vietnam]. Retrieved February 8, 2020, from HIDS. (2020). Một số thống kê phát triển tại Thành phố Hồ Chí Minh [Some development statistics in Ho Chi Minh City]. Retrieved February 8, 2020, from Holtz-Eakin, D., Newey, W., & Rosen, H. S. (1988). Estimating vector autoregressions with panel data. Econometrica, 56(6), 1371-1395.
9. 126 Nguyễn Văn Bổn. HCMCOUJS-Kinh tế và Quản trị Kinh doanh, 16(2), 118-126 Judson, R. A., & Owen, A. L. (1999). Estimating dynamic panel data models: A guide for macroeconomists. Economics Letters, 65(1), 9-15. Khan, H., Khan, U., Jiang, L. J., & Khan, M. A. (2020). Impact of infrastructure on economic growth in South Asia: Evidence from pooled mean group estimation. The Electricity Journal, 33(5), 1067351-1067357. Kolluri, B. R., Panik, M. J., & Wahab, M. S. (2000). Government expenditure and economic growth: Evidence from G7 countries. Applied Economics, 32(8), 1059-1068. Liu, L. C. H., Hsu, C. E., & Younis, M. Z. (2008). The association between government expenditure and economic growth: Granger causality test of US data, 1947-2002. Journal of Public Budgeting, Accounting & Financial Management, 20(4), Article 537. Loizides, J., & Vamvoukas, G. (2005). Government expenditure and economic growth: Evidence from trivariate causality testing. Journal of Applied Economics, 8(1), 125-152. Mo, P. H. (2007). Government expenditures and economic growth: The supply and demand sides. Fiscal Studies, 28(4), 497-522. Nguyen, T. Q., & Tran, P. T. K. (2014). Tác động của chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia Đông Nam Á [The impact of public spending on economic growth in Southeast Asian countries]. Tạp chí khoa học Trường Đại học Mở TP.HCM, 3(36), 50-59. Nketiah-Amponsah, E. (2009). Public spending and economic growth: Evidence from Ghana (1970-2004). Development Southern Africa, 26(3), 477-497. Odhiambo, N. M. (2015). Government expenditure and economic growth in South Africa: An empirical investigation. Atlantic Economic Journal, 43(3), 393-406. Olaoye, O. O., Orisadare, M., & Okorie, U. U. (2019). Government expenditure and economic growth nexus in ECOWAS countries. Journal of Economic and Administrative Sciences, 36(3), 204-225. Olaoye, O. O., Orisadare, M., Okorie, U. U., & Abanikanda, E. (2020). Re-examining the government expenditure-growth nexus in ECOWAS countries. Journal of Economic and Administrative Sciences, 36(4), 277-301 Ono, H. (2014). The government expenditure-economic growth relation in Japan: An analysis by using the ADL test for threshold cointegration. Applied Economics, 46(28), 3523-3531. Owusu-Manu, D. G., Jehuri, A. B., Edwards, D. J., Boateng, F., & Asumadu, G. (2019). The impact of infrastructure development on economic growth in sub-Saharan Africa with special focus on Ghana. Journal of Financial Management of Property and Construction, 24(3), 253-273. Tran, K. T. (2017). Tác động kinh tế của chi tiêu công tại các quốc gia đang phát triển: Vai trò của cán cân ngân sách [The economic impact of public spending in developing countries: The role of the budget balance]. Tạp chí Phát triển Kinh tế, 28(12), 61-76. Wagner, A. (1958). Three extracts on public finance. In Classics in the theory of public finance (pp. 1-15). London, UK: Palgrave Macmillan. Wu, S. Y., Tang, J. H., & Lin, E. S. (2010). The impact of government expenditure on economic growth: How sensitive to the level of development? Journal of Policy Modeling, 32(6), 804-817.
10. Nguyễn Văn Bổn. HCMCOUJS-Kinh tế và Quản trị Kinh doanh, 16(2), 118-126 127 Zhang, Y. F., & Sun, K. (2019). How does infrastructure affect economic growth? Insights from a semiparametric smooth coefficient approach and the case of telecommunications in China. Economic Inquiry, 57(3), 1239-1255.