BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HỒ CHÍ MINH LÊ THÀNH NHÂN Đề tài: CHI TIÊU CÔNG CÁC CẤP TÁC ĐỘNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ VÙNG ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG Chuyên ngành kinh tế học Mã số chuyên ngành 60 03 01 01 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ HỌC Người hướng dẫn khoa học: PGS.TS Nguyễn Thuấn TP HỒ CHÍ MINH 2016 LỜI CAM Đ0AN Tôi cam đoan luận văn “Chi tiêu công cấp tác động đến tăng trưởng kinh tế vùng Đồng sông Cửu Long “là nghiên cứu Ngoài trừ tài liệu trích dẫn luận văn này, cam đoan toàn phần hay phần nhỏ luận văn chưa công bố sử dụng để nhận cấp nơi khác Không có sản phẩm hay nghiên cứu người khác sữ dụng luận văn mà không trích dẫn theo quy định Luận văn chưa nộp để nhận cấp trường đại học sở đào tạo khác Thành phố Hồ Chí Minh, năm 2016 Lê Thành Nhân i LỜI CẢM ƠN Đề tài luận văn Thạc Sĩ: “Chi tiêu công cấp tác động đến tăng trưởng kinh tế vùng Đồng Sông Cửu Long”, kết trình học tập rèn luyện tác giả suốt thời gian theo học chương trình đào tạo sau đại học trường Đại học Mở Tp.HCM Để đạt kết này, nhờ Quý Thầy, Cô trường Đại học Mở Tp.HCM hết lòng tận tụy, truyền đạt kiến thức, kinh nghiệm quý báu suốt thời gian tác giả theo học trường, đặc biệt Phó giáo sư, Tiến sĩ Nguyễn Thuấn tận tình hướng dẫn góp ý cho tác giả suốt trình thực luận văn thạc sĩ Tôi xin chân thành cảm ơn đến gia đình, bạn bè, bạn học viên cao học khóa chia cho tác giả kiến thức kinh nghiệm suốt trình học tập thực luận văn Trong trình thực hiện, cố gắng để hoàn thiện luận văn, trao đổi tiếp thu ý kiến đóng góp Quý Thầy, Cô bạn bè, tham khảo nhiều tài liệu, song không tránh khỏi thiếu sót, hạn chế định Rất mong nhận ý kiến đóng góp Quý Thầy, Cô quý vị đọc giả Xin chân thành cảm ơn./ ii TÓM TẮT Với mục tiêu nghiên cứu luận văn tìm hiểu mức độ hiệu chi tiêu công cấp ngân sách tác động đến tăng trưởng kinh tế địa phương vùng ĐBSCL giai đoạn 2008 – 2014, tác giả sử dụng phương pháp phân tích hồi qui liệu bảng với mô hình hôi quy OLS, mô hình tác động cố định (FEM) mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) phần mềm Stata 12 Từ kết ước lượng mô hình tác giả dùng kiểm định Hausman để chọn mô hình FEM phù hợp để phân tích tác động chi tiêu công cấp tác động đến tăng trưởng kinh tế vùng ĐBSCL Các biến sử dụng mô hình: biến phụ thuộc tổng sản phẩm quốc nội địa phương i năm t theo giá 1994, biến độc lập: biến tỷ trọng chi tiêu phủ / GDP tỉnh – thành phố; biến nguồn vốn hỗ trợ TW; biến chi cho đầu tư phát triển cấp tỉnh; biến chi thường xuyên cấp tỉnh; biến chi khác cấp tỉnh; biến chi cho đầu tư phát triển cấp huyện; biến chi thường xuyên cấp huyện; biến chi khác cấp huyện Các biến kiểm soát: lượng vốn SXKD doanh nghiệp biến dân số Sau chọn mô hình FEM thực kiểm định mô hình cho kết có phương sai sai số thay đổi tự tương quan, tác giả sử dụng phương pháp GLS để xử lý có kết luận sau: Thứ nhất, chi đầu tư phát triển cấp tỉnh cấp huyện có tác động dương đến tăng trưởng kinh tế, chi đầu tư cấp tỉnh (0,0398) lớn chi đầu tư cấp huyện (0,0295) Thứ hai, có khác biệc tác động rõ chi thường xuyên đến tăng trưởng kinh tế, tác động chi thường xuyên cấp tỉnh (0,212) cao nhiều so với chi thường xuyên cấp huyện (0,060) Thứ ba, khoản chi khác cấp tỉnh có tác động dương đến tăng trưởng kinh tế ý nghĩa thống kê với tăng trưởng kinh tế khoản chi khác cấp huyện có tác động dương tới tăng trưởng kinh tế (0,023) Thứ tư, tỷ trọng chi tiêu phủ / GDP địa phương có tác động âm đến tăng trưởng kinh tế chi hỗ trợ TW có tác động dương đến tăng trưởng kinh tế (0,10) Thứ năm, dân số có quan hệ với tăng trưởng nhiên mối quan hệ nghịch chiều iii DANH MỤC HÌNH VÀ BIỂU ĐỒ Biểu đồ 4.1: mối quan hệ chi đầu tư tỉnh, huyện với GDP 36 Biểu đồ 4.2: mối quan hệ chi đầu thường xuyên tỉnh, huyện với GDP 36 Biểu đồ 4.3: mối quan hệ chi khác tỉnh, huyện với GDP 36 Biểu đồ 4.4: mối quan hệ chi hỗ trợ TW nguồn vốn doanh nghiệp với GDP 37 Biểu đồ 4.5: mối quan hệ tỉ trọng chi tiêu phủ/GDP tỉnh với GDP 37 Biểu đồ 4.6: mối quan hệ dân số với GDP 37 iv DANH MỤC BẢNG Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến mô hình 35 Bảng 4.2: mô tả tương quan biến 38 Bảng 4.3: hệ số nhân tử phóng đại phương sai 39 Bảng 4.4: kiểm định nghiệm đơn vị số xu 40 Bảng 4.5: kết lựa chọn mô hình biến có độ trễ tối ưu 41 Bảng 4.6: kết hồi quy FEM 42 Bảng 4.7: kết hổi quy REM 43 Bảng 4.8: kết kiểm định Hausman 44 Bảng 4.9: kết kiểm định nhân tử Lagrangian 45 Bảng 4.10: so sánh mô hình OLS, FEM, REM 46 Bảng 4.11: kết hồi qui GLS 47 v DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT ĐBSCL : Đồng sông Cửu long DNNN : Doanh nghiệp nhà nước FDI : DN ECM : Doanh nghiệp : Error Correction Model FEM : Fixed Effects Model GLS : Generalized least squares NN : Nhà nước GDP IS – LR NS : : : Foreign Direct Investment Sản lượng quốc gia Investment/Saving - Liquidity preference/Money Ngân sách NSNN : Ngân sách Nhà nước REM : Random Effects Model OLS SEE SXKD TCTD : : : Ordinary Least Squares Đông Nam châu Âu Sản xuất kinh doanh Tổ chức tín dụng Tp.HCM : Thành phố Hồ Chí Minh WTO World Trade Organization TW : : Trung ương vi MỤC LỤC LỜI CAM Đ0AN .i LỜI CẢM ƠN ii TÓM TẮT iii DANH MỤC HÌNH VÀ BIỂU ĐỒ iv DANH MỤC BẢNG v DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT vi MỤC LỤC vii CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Vấn đề nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.2 1.4 Mục tiêu nghiên cứu Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.4.1 1.4.2 Đối tương nghiên cứu Phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.7 Kết cấu luận văn 1.6 Ý nghĩa nghiên cứu CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT 2.1 2.2 Phân cấp tài khóa Chi tiêu công 2.2.1 Khái niệm chi tiêu công 2.2.3 Vai trò chi tiêu công 2.2.2 Phân loại chi tiêu công vii 2.3 Tăng trưởng kinh tế 2.3.1 Khái niệm tăng trưởng kinh tế 2.3.3 Lý thuyết mô hình tăng trưởng kinh tế tân cổ điển 11 2.3.2 2.3.4 Lý thuyết Keynes tăng trưởng kinh tế Lý thuyết tăng trưởng kinh tế đại 12 2.4 Lý thuyết chi tiêu công tăng trưởng kinh tế 14 2.6 Lý thuyết phân cấp tài khóa 16 2.5 2.7 Mối quan hệ chi tiêu công tăng trưởng kinh tế 14 Một số mô hình chi tiêu công tác động đến tăng trưởng kinh tế 17 2.7.1 Mô hình Robert Barro (1990) 17 2.7.3 Mô hình Davoodi Zou (1998) 19 2.7.2 2.8 Mô hình Devarajan, Swaroop Zou (1996) 18 Một số nghiên cứu trước 20 2.8.1 2.8.2 Nghiên cứu nước 20 Nghiên cứu nước 22 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU 29 3.1 Phương pháp nghiên cứu phân tích định lượng 29 3.1.1 Mô hình Pooled OLS 29 3.1.3 Mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) 30 3.1.2 3.2 Mô hình tác động cố định (FEM) 29 Dữ liệu nghiên cứu mô hình nghiên cứu thực nghiệm 31 3.2.1 3.2.2 Dữ liệu nghiên cứu 31 Mô hình nghiên cứu thực nghiệm 31 CHƯƠNG IV: PHÂN TÍCH KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 35 viii 4.1 Mô tả biến mô hình 35 4.3 Kiểm tra tượng đa cộng tuyến 39 4.2 4.4 4.5 4.6 Tương quan biến mô hình 38 Kiểm định tính dừng biến 39 Xác định độ trễ tối ưu biến độ lập phù hợp với mô hình 40 Kết hồi quy 41 4.6.1 Mô hình nhân tố tác động cố định (FEM) 42 4.6.3 Lựa chọn mô hình nghiên cứu phù hợp 43 4.6.2 4.6.4 Mô hình nhân tố tác động ngẩu nhiên (REM) 43 Phân tích kết nghiên cứu 48 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 51 5.1 Kết luận 51 5.3 Những hạn chế đề tài hướng nghiên cứu 53 5.2 Các khuyến nghị sách 52 TÀI LIỆU THAM KHẢO 54 ix Zhang, T and Zou, H (1998), “Fiscal Decentralization, Public Spending, and Economic Growth in China”, Journal of Public Economics, Vol.67, pp.221240 57 Phụ lục 4.1: kiểm định PSSS thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (13) Prob>chi2 = = 151.71 0.0000 Phụ lục: 4.2: kiểm định tương quan biến Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 12) = Prob 43.451 > F = 0.0000 = Phụ lục 5.1 tổng chi tỉnh ĐBSCL giai đoạn 2008-2014 58 _ (R) / / / / / _/ / / _/ / / _/ 12.0 Statistics/Data Analysis Special Edition Copyright 1985-2011 StataCorp LP StataCorp 4905 Lakeway Drive College Station, Texas 77845 USA 800-STATA-PC http://www.stata.com 979-696-4600 stata@stata.com 979-696-4601 (fax) Single-user Stata network perpetual license: Serial number: 93611859953 Licensed to: STATAforAll STATA Notes: (/v# option or -set maxvar-) 5000 maximum variables use "D:\nhan\luan van\data\4 12 15final.dta", clear "C:\Users\LETHAN~1\AppData\Local\Temp\STD09000000.tmp" levinlin lnGDP, lags(0) Levin-Lin-Chu test for lnGDP Reducing Andrews truncation Deterministics chosen: constant Pooled ADF test, N,T = (13,7) Augmented by lags (average) coefficient -0.55266 levinlin t-value -5.945 t-star -3.48349 lnCDTTINH, lags(0) Levin-Lin-Chu test for lnCDTTINH Reducing Andrews truncation Pooled ADF test, N,T = (13,7) Augmented by lags (average) coefficient -0.84178 levinlin t-value -7.673 Obs = 78 Truncation: lags P > t 0.0002 Deterministics chosen: constant Obs = 78 Truncation: lags t-star -4.57272 lnCDTHUYEN, lags(0) P > t 0.0000 Levin-Lin-Chu test for lnCDTHUYEN Deterministics chosen: constant Reducing Andrews truncation Pooled ADF test, N,T = (13,7) Augmented by lags (average) coefficient -0.91344 t-value -7.687 Obs = 78 Truncation: lags t-star -4.40959 P > t 0.0000 levinlin lnCTXTINH, lags(0) Levin-Lin-Chu test for lnCTXTINH Reducing Andrews truncation Pooled ADF test, N,T = (13,7) Augmented by lags (average) coefficient -0.91814 levinlin t-value -8.164 Deterministics chosen: constant Obs = 78 Truncation: lags t-star -5.03283 lnCTXHUYEN, lags(0) P > t 0.0000 Levin-Lin-Chu test for lnCTXHUYEN Deterministics chosen: constant Reducing Andrews truncation Pooled ADF test, N,T = (13,7) Augmented by lags (average) coefficient -0.85958 levinlin t-value -7.697 t-star -4.00525 lnCKTINH, lags(0) Levin-Lin-Chu test for lnCKTINH Reducing Andrews truncation Pooled ADF test, N,T = (13,7) Augmented by lags (average) coefficient -1.08607 levinlin t-value -9.598 lnCKHUYEN, lags(0) Pooled ADF test, N,T = (13,7) Augmented by lags (average) levinlin t-value -8.802 Levin-Lin-Chu test for lnHTtw Reducing Andrews truncation Pooled ADF test, N,T = (13,7) Augmented by lags (average) coefficient -0.76777 t-value -6.981 Obs = 78 Truncation: lags P > t 0.0000 Deterministics chosen: constant Obs = 78 Truncation: lags t-star -4.81556 lnHTtw, lags(0) P > t 0.0000 Deterministics chosen: constant t-star -6.03462 Levin-Lin-Chu test for lnCKHUYEN Reducing Andrews truncation coefficient -1.03502 Obs = 78 Truncation: lags P > t 0.0000 Deterministics chosen: constant Obs = 78 Truncation: lags t-star -3.79993 P > t 0.0001 levinlin Ti, lags(0) Levin-Lin-Chu test for Ti Reducing Andrews truncation Deterministics chosen: constant Pooled ADF test, N,T = (13,7) Augmented by lags (average) coefficient -0.31376 levinlin t-value -5.042 lnds, lags(0) Levin-Lin-Chu test for lnds Reducing Andrews truncation t-star -2.65638 end of do-file t-value -13.671 P > t 0.0039 Deterministics chosen: constant Pooled ADF test, N,T = (13,7) Augmented by lags (average) coefficient -0.81863 Obs = 78 Truncation: lags Obs = 78 Truncation: lags t-star -12.49932 P > t 0.0000 _ (R) / / / / / _/ / / _/ / / _/ 12.0 Statistics/Data Analysis Special Edition Copyright 1985-2011 StataCorp LP StataCorp 4905 Lakeway Drive College Station, Texas 77845 USA 800-STATA-PC http://www.stata.com 979-696-4600 stata@stata.com 979-696-4601 (fax) Single-user Stata network perpetual license: Serial number: 93611859953 Licensed to: STATAforAll STATA Notes: (/v# option or -set maxvar-) 5000 maximum variables use "D:\nhan\luan van\data\4 12 15final.dta", clear "C:\Users\LETHAN~1\AppData\Local\Temp\STD09000000.tmp" reg lnGDP lnCDTTINH lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH lnCKHUYEN Ti Source Model Residual Total lnGDP lnCDTTINH lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH lnCKHUYEN Ti lnk lnHTtw lnds _cons SS 13.0754905 985828182 14.0613187 Coef .0215276 065801 2711596 0777972 0262518 032141 -.013894 0943006 1211343 -.3401172 7.479259 df 10 80 90 MS Number of obs F( 10, 80) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 1.30754905 012322852 156236874 Std Err .0261181 0185833 0317294 0221316 021659 0109984 0011976 0218172 0333044 1005279 6191487 t 0.82 3.54 8.55 3.52 1.21 2.92 -11.60 4.32 3.64 -3.38 12.08 P>|t| 0.412 0.001 0.000 0.001 0.229 0.005 0.000 0.000 0.000 0.001 0.000 = = = = = = lnk lnHTtw 91 106.11 0.0000 0.9299 0.9211 11101 [95% Conf Interval] -.030449 0288189 208016 033754 -.0168509 0102534 -.0162773 0508831 0548565 -.540174 6.247114 0735042 102783 3343031 1218404 0693545 0540287 -.0115106 1377182 187412 -.1400604 8.711404 est store TH1 reg lnGDP l.lnCDTTINH l.lnCDTHUYEN l.lnCTXTINH l.lnCTXHUYEN l.lnCKTINH l.lnCKHUYEN Ti > lnds Source Model Residual Total SS 10.369068 734649995 11.1037179 df 10 67 77 MS 1.0369068 010964925 144204129 lnds Number of obs F( 10, 67) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 78 94.57 0.0000 0.9338 0.9240 10471 lnk l.lnH lnGDP lnCDTTINH L1 lnCDTHUYEN L1 lnCTXTINH L1 lnCTXHUYEN L1 lnCKTINH L1 lnCKHUYEN L1 Ti lnk lnHTtw L1 lnds _cons Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 0539795 027375 1.97 0.053 -.0006612 1086201 0895348 0197104 4.54 0.000 0501928 1288769 1881193 033189 5.67 0.000 1218739 2543648 0157587 0217127 0.73 0.470 -.02758 0590975 0316938 0232751 1.36 0.178 -.0147635 0781512 0328572 0111401 0010907 0219736 2.95 -11.62 3.57 0.004 0.000 0.001 0106214 -.0148556 0345422 055093 -.0105013 1222612 098244 0325768 3.02 0.004 0332204 1632675 -.0126785 0784017 -.1609617 7.18943 0917973 6247723 -1.75 11.51 0.084 0.000 -.34419 5.942379 0222665 8.43648 est store TH2 reg lnGDP l2.lnCDTTINH l2.lnCDTHUYEN l2.lnCTXTINH l2.lnCTXHUYEN l2.lnCKTINH l2.lnCKHUYEN Ti > nHTtw lnds Source Model Residual Total lnGDP lnCDTTINH L2 lnCDTHUYEN L2 lnCTXTINH L2 lnCTXHUYEN L2 lnCKTINH L2 lnCKHUYEN L2 Ti lnk SS 7.86116217 672683983 8.53384615 Coef df 10 54 64 MS Number of obs F( 10, 54) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 786116217 012457111 133341346 Std Err t P>|t| = = = = = = 65 63.11 0.0000 0.9212 0.9066 11161 [95% Conf Interval] 0353065 0325875 1.08 0.283 -.0300274 1006405 0508554 0240826 2.11 0.039 0025727 0991382 1082454 0403342 2.68 0.010 0273803 1891105 -.0169448 0245952 -0.69 0.494 -.0662551 0323656 0427689 0285026 1.50 0.139 -.0143753 0999132 0524914 0143633 3.65 0.001 0236948 081288 -.0121984 0832727 0012398 0240834 -9.84 3.46 0.000 0.001 -.014684 0349885 -.0097128 1315569 lnk lnHTtw L2 lnds _cons 1053934 -.076541 7.467591 041625 1028491 7152854 2.53 -0.74 10.44 0.014 0.460 0.000 0219404 1888464 -.282741 6.03353 1296589 8.901651 est store TH3 reg lnGDP l2.lnCDTTINH l2.lnCDTHUYEN l.lnCTXTINH l.lnCTXHUYEN l2.lnCKTINH l2.lnCKHUYEN Ti > lnds Source Model Residual Total lnGDP lnCDTTINH L2 lnCDTHUYEN L2 lnCTXTINH L1 lnCTXHUYEN L1 lnCKTINH L2 lnCKHUYEN L2 Ti lnk lnHTtw lnds _cons SS 7.96778408 566062077 8.53384615 Coef df 10 54 64 MS Number of obs F( 10, 54) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 796778408 010482631 133341346 Std Err t P>|t| = = = = = = 65 76.01 0.0000 0.9337 0.9214 10238 [95% Conf Interval] 0167939 0305111 0.55 0.584 -.0443771 0779649 0324079 0209629 1.55 0.128 -.0096202 074436 1761258 0350607 5.02 0.000 1058333 2464183 0382183 020129 1.90 0.063 -.0021379 0785745 0555628 025999 2.14 0.037 0034379 1076878 053389 0130899 4.08 0.000 0271453 0796327 -.0141174 0811419 1270575 -.314572 8.356084 0012443 0225561 0357099 1103213 6918871 -11.35 3.60 3.56 -2.85 12.08 0.000 0.001 0.001 0.006 0.000 -.0166119 0359197 0554635 -.5357528 6.968934 -.0116228 1263642 1986514 -.0933911 9.743234 est store TH4 reg lnGDP l2.lnCDTTINH l2.lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH lnCKHUYEN Ti Source Model Residual Total SS 7.8093977 724448456 8.53384615 df 10 54 64 MS 78093977 013415712 133341346 lnk l Number of obs F( 10, 54) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 65 58.21 0.0000 0.9151 0.8994 11583 lnk lnHTtw lnd lnGDP lnCDTTINH L2 lnCDTHUYEN L2 lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH lnCKHUYEN Ti lnk lnHTtw lnds _cons Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 0395761 0347416 1.14 0.260 -.0300767 1092288 0394164 0232998 1.69 0.096 -.0072969 0861297 2154529 0871198 -.0078498 0148023 -.0135 0652375 0793937 -.2873436 8.490341 0435076 0253509 0271859 0144424 0014338 0284729 0434627 1331573 8076273 4.95 3.44 -0.29 1.02 -9.42 2.29 1.83 -2.16 10.51 0.000 0.001 0.774 0.310 0.000 0.026 0.073 0.035 0.000 1282254 0362943 -.0623543 -.0141529 -.0163747 0081528 -.0077438 -.5543079 6.871146 3026805 1379454 0466546 0437575 -.0106254 1223223 1665312 -.0203793 10.10954 est store TH5 est stat TH1 TH2 TH3 TH4 TH5 Model TH1 TH2 TH3 TH4 TH5 end of do-file Obs 91 78 65 65 65 Note: ll(null) -44.15526 -34.64948 -26.24472 -26.24472 -26.24472 ll(model) 76.77013 71.26052 56.32217 61.93076 53.91278 df 11 11 11 11 11 AIC -131.5403 -120.521 -90.64434 -101.8615 -85.82557 BIC -103.9208 -94.59725 -66.72608 -77.94325 -61.90731 N=Obs used in calculating BIC; see [R] BIC note _ (R) / / / / / _/ / / _/ / / _/ 12.0 Statistics/Data Analysis Special Edition Copyright 1985-2011 StataCorp LP StataCorp 4905 Lakeway Drive College Station, Texas 77845 USA 800-STATA-PC http://www.stata.com 979-696-4600 stata@stata.com 979-696-4601 (fax) Single-user Stata network perpetual license: Serial number: 93611859953 Licensed to: STATAforAll STATA Notes: (/v# option or -set maxvar-) 5000 maximum variables use "D:\nhan\luan van\data\4 12 15final.dta", clear "C:\Users\LETHAN~1\AppData\Local\Temp\STD09000000.tmp" summarize lnGDP lnCDTTINH lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH lnCKHUYEN Ti lnk lnHTtw lnds > arator(12) Variable lnGDP lnCDTTINH lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH lnCKHUYEN Ti lnk lnHTtw lnds reg Obs 91 91 91 91 91 91 91 91 91 91 91 Mean 9.458242 6.257143 5.954945 7.107692 7.149451 7.320879 6.675824 62.84066 10.25934 7.425275 7.149451 Std Dev .3952681 595379 7338277 5270949 8784296 6560008 1.175334 23.64719 9728513 5793854 2918804 Min 8.5 4.5 3.1 5.9 3.3 5.5 2.9 27.8 7.8 5.8 6.6 Max 10.2 7.2 7.2 8.2 8.4 8.4 8.5 118.9 12.1 8.5 7.7 lnGDP lnCDTTINH lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH lnCKHUYEN Ti Source Model Residual Total lnGDP lnCDTTINH lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH lnCKHUYEN Ti lnk lnHTtw lnds _cons SS 13.0754905 985828182 14.0613187 Coef .0215276 065801 2711596 0777972 0262518 032141 -.013894 0943006 1211343 -.3401172 7.479259 df 10 80 90 MS Number of obs F( 10, 80) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 1.30754905 012322852 156236874 Std Err .0261181 0185833 0317294 0221316 021659 0109984 0011976 0218172 0333044 1005279 6191487 t 0.82 3.54 8.55 3.52 1.21 2.92 -11.60 4.32 3.64 -3.38 12.08 P>|t| 0.412 0.001 0.000 0.001 0.229 0.005 0.000 0.000 0.000 0.001 0.000 = = = = = = 91 106.11 0.0000 0.9299 0.9211 11101 [95% Conf Interval] -.030449 0288189 208016 033754 -.0168509 0102534 -.0162773 0508831 0548565 -.540174 6.247114 0735042 102783 3343031 1218404 0693545 0540287 -.0115106 1377182 187412 -.1400604 8.711404 lnk lnHTtw lnds corr lnGDP lnCDTTINH lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH lnCKHUYEN Ti (obs=91) lnGDP lnCDTT~H lnCDTH~N lnCTXT~H lnCTXH~N lnCKTINH lnCKHU~N lnGDP lnCDTTINH lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH lnCKHUYEN Ti lnk lnHTtw lnds 1.0000 0.5532 0.1903 0.5626 0.5452 0.3115 0.3030 -0.6643 0.6954 0.0862 0.7183 1.0000 0.0878 0.3902 0.3508 0.3841 0.1274 -0.2605 0.5903 0.1246 0.3832 lnHTtw lnds 1.0000 0.1430 1.0000 vif Variable lnds Ti lnk lnCTXHUYEN lnHTtw lnCTXTINH lnCDTTINH lnCKTINH lnCDTHUYEN lnCKHUYEN Mean VIF lnk lnHTtw lnHTtw VIF 6.29 5.86 3.29 2.76 2.72 2.04 1.77 1.47 1.36 1.22 2.88 lnds 1.0000 0.1799 0.3710 0.1021 0.0823 0.2231 0.2483 0.1692 -0.0860 1.0000 0.1950 0.1374 0.3196 0.0007 0.3950 0.4018 0.2640 1.0000 0.4247 0.1939 -0.1650 0.5765 0.2922 0.4571 1.0000 0.0351 -0.0466 0.4874 0.0764 0.1947 1.0000 -0.0626 0.1341 0.0618 0.2050 within = 0.9248 between = 0.8068 overall = 0.8324 lnGDP lnCDTTINH lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH lnCKHUYEN Ti lnk lnHTtw lnds _cons 0488901 0021617 1540163 0657394 -.003912 0193495 -.0036294 1942872 02372 4271663 2.478905 Std Err .0246361 0133107 0303982 0146251 0189256 0090553 0016371 0323564 0366821 3968983 2.783572 Number of obs Number of groups = = F(10,68) Prob > F = = Obs per group: = avg = max = = -0.3381 Coef lnk 1.0000 -0.2979 0.3173 -0.7852 1.0000 -0.0924 0.3742 0.159033 0.170713 0.303934 0.362269 0.367732 0.489516 0.566239 0.678242 0.736263 0.819377 Fixed-effects (within) regression Group variable: ID corr(u_i, Xb) Ti 1/VIF xtreg lnGDP lnCDTTINH lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH lnCKHUYEN Ti R-sq: lnds t 1.98 0.16 5.07 4.49 -0.21 2.14 -2.22 6.00 0.65 1.08 0.89 P>|t| 0.051 0.871 0.000 0.000 0.837 0.036 0.030 0.000 0.520 0.286 0.376 91 13 7.0 83.64 0.0000 [95% Conf Interval] -.0002705 -.0243994 0933577 0365556 -.0416774 00128 -.0068963 129721 -.0494781 -.3648318 -3.075626 0980508 0287228 214675 0949233 0338534 0374191 -.0003625 2588534 096918 1.219164 8.033436 lnk lnHTtw lnds , .16721052 06381513 87286447 sigma_u sigma_e rho F test that all u_i=0: estimates store fe (fraction of variance due to u_i) F(12, 68) = 14.51 Prob > F = 0.0000 xtreg lnGDP lnCDTTINH lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH Random-effects GLS regression Group variable: ID R-sq: Number of obs Number of groups within = 0.8587 between = 0.9539 overall = 0.9290 lnGDP Coef .0263789 0553057 266977 0768863 0240327 031579 -.013121 1025149 1196889 -.3011313 7.1668 lnCDTTINH lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH lnCKHUYEN Ti lnk lnHTtw lnds _cons 01607986 06381513 05970121 sigma_u sigma_e rho 91 13 = = 7.0 Obs per group: = avg = max = Wald chi2(10) Prob > chi2 = (assumed) corr(u_i, X) lnCKHUYEN Ti Std Err .0266636 0180345 0319813 0210876 0217256 0109822 0012771 0226515 0341981 106493 6517847 z 0.99 3.07 8.35 3.65 1.11 2.88 -10.27 4.53 3.50 -2.83 11.00 P>|z| 0.323 0.002 0.000 0.000 0.269 0.004 0.000 0.000 0.000 0.005 0.000 940.88 0.0000 = = [95% Conf Interval] -.0258808 0199587 2042949 0355553 -.0185488 0100543 -.0156242 0581187 0526619 -.5098538 5.889326 0786385 0906527 3296591 1182172 0666141 0531038 -.0106179 1469111 186716 -.0924088 8.444275 (fraction of variance due to u_i) estimates store re hausman fe re lnCDTTINH lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH lnCKHUYEN Ti lnk lnHTtw lnds Test: Coefficients (b) (B) fe re 0488901 0021617 1540163 0657394 -.003912 0193495 -.0036294 1942872 02372 4271663 0263789 0553057 266977 0768863 0240327 031579 -.013121 1025149 1196889 -.3011313 (b-B) Difference 0225113 -.053144 -.1129606 -.0111469 -.0279447 -.0122295 0094916 0917723 -.095969 7282976 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0010243 0231051 0132691 3823447 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Ho: difference in coefficients not systematic lnk lnHTtw lnds , chi2(10) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) 127.80 = 0.0000 Prob>chi2 = (V_b-V_B is not positive definite) xtreg lnGDP lnCDTTINH lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH Random-effects GLS regression Group variable: ID R-sq: Number of obs Number of groups within = 0.8587 between = 0.9539 overall = 0.9290 corr(u_i, X) lnGDP lnCDTTINH lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH lnCKHUYEN Ti lnk lnHTtw lnds _cons sigma_u sigma_e rho 0263789 0553057 266977 0768863 0240327 031579 -.013121 1025149 1196889 -.3011313 7.1668 01607986 06381513 05970121 = = Obs per group: = avg = max = Wald chi2(10) Prob > chi2 = (assumed) Coef lnCKHUYEN Ti Std Err .0266636 0180345 0319813 0210876 0217256 0109822 0012771 0226515 0341981 106493 6517847 z 0.99 3.07 8.35 3.65 1.11 2.88 -10.27 4.53 3.50 -2.83 11.00 P>|z| 0.323 0.002 0.000 0.000 0.269 0.004 0.000 0.000 0.000 0.005 0.000 = = 91 13 lnk lnHTtw lnds 7.0 940.88 0.0000 [95% Conf Interval] -.0258808 0199587 2042949 0355553 -.0185488 0100543 -.0156242 0581187 0526619 -.5098538 5.889326 0786385 0906527 3296591 1182172 0666141 0531038 -.0106179 1469111 186716 -.0924088 8.444275 (fraction of variance due to u_i) xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects lnGDP[ID,t] = Xb + u[ID] + e[ID,t] Estimated results: Test: lnGDP e u Var(u) = Var 1562369 0040724 0002586 sd = sqrt(Var) chibar2(01) = Prob > chibar2 = 3952681 0638151 0160799 25.94 0.0000 xtreg lnGDP lnCDTTINH lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH lnCKHUYEN Ti lnk lnHTtw lnds , fe Fixed-effects (within) regression Group variable: ID R-sq: within = 0.9248 between = 0.8068 overall = 0.8324 corr(u_i, Xb) = -0.3381 Number of obs Number of groups = = F(10,68) Prob > F = = Obs per group: = avg = max = 91 13 7.0 83.64 0.0000 lnGDP lnCDTTINH lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH lnCKHUYEN Ti lnk lnHTtw lnds _cons sigma_u sigma_e rho Coef Std Err .0488901 0021617 1540163 0657394 -.003912 0193495 -.0036294 1942872 02372 4271663 2.478905 16721052 06381513 87286447 F test that all u_i=0: xttest3 0246361 0133107 0303982 0146251 0189256 0090553 0016371 0323564 0366821 3968983 2.783572 t 1.98 0.16 5.07 4.49 -0.21 2.14 -2.22 6.00 0.65 1.08 0.89 P>|t| 0.051 0.871 0.000 0.000 0.837 0.036 0.030 0.000 0.520 0.286 0.376 [95% Conf Interval] -.0002705 -.0243994 0933577 0365556 -.0416774 00128 -.0068963 129721 -.0494781 -.3648318 -3.075626 (fraction of variance due to u_i) F(12, 68) = 14.51 0980508 0287228 214675 0949233 0338534 0374191 -.0003625 2588534 096918 1.219164 8.033436 Prob > F = 0.0000 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (13) = Prob>chi2 = 151.71 0.0000 xtserial lnGDP lnCDTTINH lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH lnCKHUYEN Ti Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation 43.451 F( 1, 12) = 0.0000 Prob > F = xtgls lnGDP lnCDTTINH lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH lnCKHUYEN Ti > els(h) corr(ar1) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels 13 11 Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = lnGDP lnCDTTINH lnCDTHUYEN lnCTXTINH lnCTXHUYEN lnCKTINH lnCKHUYEN Ti lnk lnHTtw lnds Coef .039828 0295686 2119896 0602598 0061017 0235308 -.0111671 1529381 1087978 -.1678673 Std Err .0233038 013509 0292117 016509 0192533 0092647 001158 0227936 0300045 0899193 (0.4089) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(10) Prob > chi2 z 1.71 2.19 7.26 3.65 0.32 2.54 -9.64 6.71 3.63 -1.87 P>|z| 0.087 0.029 0.000 0.000 0.751 0.011 0.000 0.000 0.000 0.062 = = = = = 91 13 921.62 0.0000 [95% Conf Interval] -.0058467 0030914 1547357 0279028 -.031634 0053723 -.0134367 1082634 0499901 -.3441058 0855027 0560459 2692436 0926168 0438374 0416893 -.0088974 1976128 1676056 0083713 lnk lnHTtw lnk lnHTtw lnds lnd _cons end of do-file 6.423221 5640426 11.39 0.000 5.317717 7.528724 [...]... cứu các tỉnh vùng đồng bằng sông Cửu long với dữ liệu từ năm 2008 - 2014 để thấy được tác động của việc phân cấp chi tiêu đến tăng trưởng như thế nào với tên đề tài nghiên cứu Chi tiêu công các cấp tác động đến tăng trưởng kinh tế vùng Đồng bằng sông Cửu long 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Mục tiêu tổng quát của nghiên cứu là phân tích tác động của chi tiêu công các cấp ngân sách đến tăng trưởng kinh tế. .. các tỉnh đồng bằng sông Cửu long? 2 2 Có sự khác biệt giữa chi tiêu công cấp tỉnh và cấp huyện đến đến tăng trưởng kinh tế? 3 Những gợi ý chính sách nào đối với cấp chi tiêu nhằm thúc đẩy phát triển kinh tế vùng Đồng bằng sông Cửu Long? 1.4 Đối tượng và phạm vi nghiên cứu 1.4.1 Đối tượng nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu của đề tài gồm 3 cấp: chi cấp Trung ương, chi cấp tỉnh, chi tiêu cấp huyện quận,... (0,066) Thứ ba: chi thường xuyên, tổng chi tiêu công cũng không tác động đến tăng trưởng kinh tế trong dài hạn nhưng lại có tác động trong ngắn hạn và mối quan hệ này là nghịch chi u Thứ tư, đầu tư khu vực tư nhân có tác động thuận chi u đến tăng trưởng kinh tế trong dài hạn và tác động này lớn hơn trong ngắn hạn Thứ năm: độ mở nền kinh tế cũng có tác động thuận chi u lên tăng trưởng kinh tế trong dài... sẽ dẫn đến tăng trưởng kinh tế nhờ khía cạnh chi tiêu công, điều đó có ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng kinh tế Thứ hai, phân cấp tài khóa có thể dẫn đến sự mất ổn định kinh tế vĩ mô có nghĩa là phân cấp tài khóa và tăng trưởng có mối quan hệ tiêu cực Thứ ba, tác động của phân cấp tài khóa đến tăng trưởng kinh tế có sự khác biệt giữa các nước phát triển và các nước đang phát triển, nếu ở các nước... của các tỉnh vùng đồng bằng sông Cửu long Mục tiêu cụ thể là: - Xác định hiệu quả chi tiêu công đến tăng trưởng kinh kế tại các tỉnh thuộc - Trên cơ sở phân tích thực nghiệm đề xuất, kiến nghị chi tiêu công như thế ĐBSCL nào cho hiệu quả nhất 1.3 Câu hỏi nghiên cứu Câu hỏi mà chúng tôi đặt ra cho bài nghiên cứu này là 1 Chi các cấp ngân sách tác động như thế nào đến tăng trưởng kinh tế của các tỉnh đồng. .. 2007 chi thường xuyên tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế nhưng chi đầu tư xây dựng cơ bản lại tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế địa phương Theo Phạm Thế Anh (2008b), phân tích cơ cấu chi tiêu chính phủ và tăng trưởng kinh tế ở Việt nam Kết quả nghiên cứu cho thấy có sự chênh lệch khá lớn về tính hiệu quả giữa các khoản chi ngân sách khác nhau đối với tăng trưởng kinh tế Thứ nhất, các. .. về phân cấp nguồn thu, nhiệm vụ chi của Nigeria trong giai đoạn từ 1970 đến 2009, bằng phương pháp OLS lại tìm thấy kết quả cho rằng phân cấp tài khóa có tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế của Nigeria 16 Theo World Bank (1997), phân cấp tài khóa có thể tác động gián tiếp lên tăng trưởng kinh tế Có ba cơ chế truyền dẫn tác động của phân cấp tài khóa đến tăng trưởng kinh tế Thứ nhất, phân cấp tài... trò chính phủ trong tăng trưởng kinh tế với các chức năng cơ bản: thiết lập khuôn khổ hệ thống pháp luật, xác định chính sách ổn định kinh tế vĩ mô, tác động vào việc phân bổ tài nguyên để cải thiện hiệu quả kinh tế, thiết lập các chương trình tác động đến việc phân phối thu nhập 2.4 Lý thuyết chi tiêu công và tăng trưởng kinh tế Mối quan hệ giữa chi tiêu công và tăng trưởng kinh tế được nghiên cứu... 1970-2009 Bằng mô hình hồi quy OLS để xem xét quan hệ nhân quả giữa chi tiêu công của chính phủ và tăng trưởng kinh tế dựa trên dữ liệu chuỗi thời gian Kết quả cho thấy vốn đầu tư và chi thường xuyên dịch vụ kinh tế có tác động tiêu cực đáng kể đến tăng trưởng kinh tế nhưng chi thường xuyên về các dịch vụ xã hội và cộng đồng và chi thường xuyên có tác dụng tích cực đối với tăng trưởng kinh tế Ngoài ra, chi. .. thực nghiệm Theo nhiều nhà kinh tế, các lý thuyết thường không chỉ ra một cách rõ ràng tác động của chi tiêu công đối với tăng trưởng kinh tế Tuy nhiên, hầu hết các nhà kinh tế đều cho rằng: trong một số trường hợp, việc cắt giảm hay gia tăng quy mô chi tiêu công đều có ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế Theo Đặng Văn Cường và Bùi Thanh Hoài (2014), xem đường cong RAHN Nhà kinh tế học Richard Rahn (1986)