Phân tích mối liên hệ giữa cơ sở hạ tầng giao thông và tăng trưởng kinh tế bằng chứng từ các tỉnh, thành việt nam

PHÂN TÍCH MỐI LIÊN HỆ GIỮA cơ sở HẠ TÁNG GIAO THÔNG VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TÊ BẰNG CHỨNG TỪ CÁC TÌNH, THÀNH VIỆT NAM Phân tích mối liên hệ giữa cơ sở hạ tầng giao thông và tăng trưởng kinh tế Bằng chứng[.]

PHÂN TÍCH MỐI LIÊN HỆ GIỮA sở HẠ TÁNG GIAO THÔNG VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TÊ: BẰNG CHỨNG TỪ CÁC TÌNH, THÀNH VIỆT NAM Phân tích mối liên hệ sở hạ tầng giao thông tăng trưởng kinh tế: Bằng chứng từ tỉnh, thành Việt Nam Trần Thiên Kỷ • ơng Văn Năm • Nguyễn Minh Hài'*’ Ngày nhận bài: 21/3/2022 ị ị : : : : : : I Biên tập xong: 02/6/2022 I Duyệt đăng: 10/6/2022 TÓM TẮT: Mục tiêu nghiên cứu phân tích mối liên hệ đầu tư vốn vào sở hạ tầng giao thông đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam giai đoạn 2005-2018 Kết thực nghiệm hai mẫu độc lập, cụ thể mẫu thứ gồm 10 tỉnh, thành phát triển Việt Nam mẫu thứ hai gồm 53 tỉnh, thành lại, cà hai trường hỢp cho kết luận vổn vận tải đóng góp vào phát triền kinh tế Việt Nam Phân tích cho thấy thêm tỉnh, thành không thuộc trung ương, mức đóng góp vào suất vốn vận tải vượt trội so với suất trung bình vốn cơng Đối với trường hợp cịn lại, đóng góp vốn vận tải coi ngang với mức suất trung bình vốn cơng Trên sở phân tích thực nghiệm, nghiên cứu đề xuất số hàm ý sách quan trọng giúp địa phương có nhìn dài hạn việc đưa định cải thiện giao thơng có xây dựng sở hạ tầng TỪ KHÓA: Năng suất, sở hạ tầng giao thông, tăng trưởng kinh tế, Việt Nam Mã phân loại JEL: F23, H54, 033 Giới thiệu Mạng lươi giao thơng ln đóng vai trị quan trọng việc phát triển kinh tế quốc gia Hạ tấng giao thơng phát triển tồn diện giúp tiết kiệm thời gian tham gia giao thông, thúc đầy tăng trưởng du lịch lưu thơng hàng hóa, từ làm giảm chi phí sản xuất doanh nghiệp thúc đầy tăng trưởng lực sản xuất Mặc dù, nhà hoạch định sách nhà kinh tế học đểu đồng loạt đánh giá cao quan trọng 96 TẠP CHÍ KINH TẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á việc đầu tư vào sở hạ tầng giao thông đến phát triển kinh tế, quan tâm lại không đế cập cách đẩy đủ tài liệu nghiên cứu Cho đến nay, xu hướng thực nghiệm nghiên cứu thường tập trung vào hiệu kinh tế vốn đầu tư công quốc Nguyễn Minh Hài - Trường Đại học Ngân hàng TP.HCM; 56 Hoàng Diệu 2, Quận Thủ Đức, Thành phố Hồ Chí Minh; Email: hainm@buh.edu.vn Tháng 6.2022 I SỐ195 TRÂN THIÊN KỶ • ƠNG VĂN NĂM • NGUYỄN MINH HẢI gia phát triển (Aschauer, 1989b; Nourzad & Vrieze, 1995; Canning, 1999; Canning & Bennethan, 2000) tập trung vào hiệu vốn dành cho giao thông vận tải Vì thế, kết nghiên cứu có nhận định chung vể chiếu hướng tác động tích cực vốn công giao thông đến tăng trưởng kinh tế Rất chứng thực nghiệm nghiên cứu nước phát triển Không phải ngoại lệ, chứng nghiên cứu thực nghiêm vế quan trọng đầu tư vốn vào sở hạ tầng giao thông việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Việt Nam không nhiều, đặc biệt nghiên cứu có sử dụng liệu cấp địa phương lại Loại nghiên cứu quan trọng ngân sách cơng địa phương có hạn việc cải thiện giao thơng bền vững thường kèm chi phí hội vê' đẩu tư thay Do đó, việc xây dựng mơ hình phần tích đánh giá vai trị vốn dành giao thơng đến tăng trưởng kinh tế có xem xét đến tính động nội sinh tỉnh, thành Việt Nam cấn thiết bối cảnh có biến động cao vê' đầu tư vào sở hạ tẩng giao thông địa phương năm gần Hy vọng, chứng thực nghiệm từ Việt Nam cho mang lại hiểu biết thú vị lấp khoảng trống vê' nghiên cứu thực nghiệm Với lý đó, nghiên cứu xem xét tác động tăng trưởng vốn vận tải đến phát triển kinh tê cách ước lượng cho mẫu gộp gổm 63 tỉnh, thành phố trực thuộc giai đoạn 2005-2018 Hơn nữa, để so sánh mức độ tác động vốn giao thông địa phương nghiên cứu chia mẫu gộp thành hai mẫu: mẫu gôm 53 tỉnh, thành phố giai đoạn 2005-2018 mẫu hai gồm 10 tỉnh, thành phát triển Việt Nam dựa tiêu chí tổng sản phẩm bình quân đầu người địa bàn tỉnh, thành(GRDP) Phần lại viết xếp sau: Phấn hai xem xét ngắn gọn tài liệu tác động tăng trưởng vốn công cộng giao thông liệu bảng; Phấn ba lựa chọn mơ hình thực nghiệm mơ tả chi tiết hóa nguồn liệu; Phẩn để cập đến kiểm tra đặc điểm kỹ thuật phần tích kết quả; Cuối cùng, Phẩn tóm tắt phát thảo luận vê' hàm ý sách quản lý Tổng quan tài liệu Mạng lưới giao thơng đóng vai trị quan trọng phát triển kinh tế chủ đế vế mối liên hệ mạng lưới giao thông phát triển kinh tế thu hút nhiều quan tầm nhà nghiên cứu giới Theo đó, hướng nghiên cứu vê' mối liên hệ cở sở hạ tầng giao thông tăng trưởng kinh tế giới thường tập trung vào ba chủ để: Tác động giao thông vận tải phẩn vốn công tới phát triển kinh tế (Aschauer, 1990); Tác động vốn cho giao thông vận tải đến tăng trưởng kinh tế (Baltagi, Egger, & Pfaffermayr, 2007, Boarnet 1996); Tác động kết cáu hạ tẩng giao thông đến phát triển kinh tế (Khadaroo & Seetanah, 2006; Yu & ctg, 2013) Tuy nhiên, điểm chung mà hướng nghiên cứu hay đê' cập giải thích cải thiện giao thơng vận tải phát triển kinh tế Hai cách giải thích trích dẫn nhiếu liên quan đến cải thiện giao thông tăng trưởng kinh tế tài liệu giảm chi phí vận tải tăng khả tiếp cận Lợi ích từ hoạt động giao thơng khơng tác động trực tiếp đến suất tăng trưởng mà cịn tác động gián tiếp thơng qua kênh sau, cụ thể là, tổ chức lại hợp lý hóa sản xuất, suất tốt mức độ đầu tư tư nhân cao (trong nước đẩu tư trực tiếp nước ngoài), thị trường rộng lớn hơn, tăng cường chun mơn hóa hiệu kinh tế theo quy mơ cung cấp thị trường lao động, chi phí lao động suất lao động Bằng chứng thực nghiệm mở đẩu tác động vốn giao thông đến sản lượng đầu cách áp dụng liệu mặt cắt Số 195 I Tháng 6.2022 I TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 97 PHÂN TÍCH MĨI HÊN HỆ GIỮA Cơ sở HẠ TÁNG GIAO THÕNG VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TÉ: BẰNG CHỨNG TỪ CÁC TỈNH, THÀNH VIỆT NAM liệu bảng cho dạng hàm Cobb-Douglas để tác động tích cực kể đến nghiên cứu Aschauer (1989a, 1989b) Sử dụng liệu bảng giai đoạn 1966-1985, Aschauer (1989b) đà nghiên cứu đóng góp kinh tê' vốn giao thơng (một phẩn vốn cơng) cho nhóm nước G7 Kết ra, hệ số co giãn sản lượng từ 0,34 đến 0,73, điểu cho thấy rõ quan trọng đấu tư công suất tàng trưởng Ở nghiên cứu tiếp theo, Aschauer (1990) sử dụng hàm Cobb-Douglas để đo lường tác động theo quốc gia cho mẫu gồm 12 quốc gia thuộc nhóm nước kinh tê phát triển kinh tế (OECD) giai đoạn 1960-1988 Kết cho thấy, mức đóng góp từ 33% đến 55% từ vốn cổ phấn nhà nước vào tăng trưởng sản lượng Cùng sử dụng liệu bảng dạng hàm định Cobb-Douglas có bổ sung thêm giá lượng đầu vào tính đến tác động ngẫu nhiên, Nourzad & ctg (1995) nghiên cứu tác động đấu tư công sản lượng cho bảy nước OECD giai đoạn 1963-1988 Kết cho thấy, hệ số độ co giãn đấu đấu tư công tương đối thấp (0,05) có ý nghĩa thống kê Mở rộng nghiên cứu Nourzad & ctg (1995), Canning (1999) sử dụng liệu xuyên quốc gia giai đoạn 1960-1990 để ước lượng mơ hình kinh tế lượng có dạng hàm sản xuất Cobb-Douglas mở rộng có kết hợp biến số lao động, vốn vật chất, vốn nhân lực sở hạ tầng (số lượng điện thoại, số km tuyến đường giao thông) Với phương pháp tích hợp liệu bảng, có xét đến tính ngẫu nhiên liệu Canning phát độ co giãn sản lượng so với vốn công khoảng 0,37 Tuy nhiên, kết lại cho thấy khơng có tác động đáng kể từ vốn đầu tư sở hạ tầng lên tàng trưởng Điểu hàm ý rằng, vốn sở hạ tầng tính vào vốn cơng nên có tác dụng tàng trưởng bình thường vốn cơng, chứng minh tẩm quan trọng vốn đầu tư giao thơng 98 TẠP CHÍ KINH TẾ VÃ NGÂN HÀNG CHÂU Á Tháng 6.2022 Canning & ctg (2000) tiếp tục mở rộng mẫu cho 89 quốc gia cải tiến phương pháp luận để phân tích giả thuyết Nhóm tác giả báo cáo, tỷ lệ sinh lợi dương trường hợp đường trải nhựa (0,048-0,083) Khi cộng hai loại sở hạ tầng lại với (số lượng thuê bao điện thoại số km đường trải nhựa), chúng giữ nguyên hệ số dương có ý nghĩa thống kê Kết ra, hai loại vốn sở hạ tầng cần thiết khơng đủ để kích hoạt thay đổi lớn sản lượng Nghiên cứu vốn đầu tư vào sở hạ tầng hoạt động hiệu so với mức vốn vật chất vốn nhân lực Một vài nghiên cứu khác lại cho thấy quan trọng sở hạ tầng phát triển kinh tê để cao mức Ford & Poret (1991) sử dụng liệu vỗn công để nghiên cứu cho nước G7 giai đoạn 1970-1987 Kết thu vể cho thấy sức ảnh hưởng vốn sở hạ tầng giao thông đến phát triển kinh tê' không đáng kể không ổn định Taylor-Lewis (1993) sử dụng tập liệu cho quốc gia quan sát, với hàm hối quy Cobb-Douglas cho thấy đóng góp sở hạ tầng vật chất cơng cộng vào sản lượng không đáng kể Ở Việt Nam, thực nghiệm nghiên cứu tác động sở hạ tấng giao thông đến phát triển kinh tẽ không nhiéu, hạn chế vẽ mặt thu thập liệu nên phạm vi nghiên cứu thường cấp độ khu vực nước Kê’ đến, Đào Minh Thông & Lê Thị Mai Hương (2016) sử dụng liệu tỉnh đóng sóng Cửu Long giai đoạn 2009-2013 để ước lượng hàm quy tuyến tính Kết thu vê cho thấy hệ sổ co giãn độ dài đường đến GDP tỉnh 0,476 Tiếp đó, Ngơ Anh Tín (2017) sử dụng liệu tỉnh Đổng sông Cửu Long giai đoạn 2001 -2014 Kết cho thấy tác động tỷ lệ đẩu tư công so với GDP tỉnh đến tốc độ tăng trưởng GDP tỉnh khơng có ý nghĩa Nhìn chung, nghiên cứu nước khiêm tốn kết dừng lại việc để cập đến hiệu đấu từ vốn công số 195 TRÁN THIÊN KỶ • ƠNG VĂN NÃM • NGUYỄN MINH HẢI đến phát triển kinh tế đê' xuất khuyên nghị chung chung loại bỏ vai trò ảnh hưởng vốn dành cho giao thơng Vì thế, nghiên cứu làm rõ vai trò ảnh hưởng riêng phân vốn cho giao thông đến tăng trưởng kinh tế Để so sánh mức độ ảnh hưởng từ đóng góp vốn dành cho giao thơng đến tăng trưởng kinh tế địa phương nghiên cứu sử dụng liệu bảng phân tích hai mẫu độc lập khác Hy vọng chứng thực nghiệm cho phép thực so sánh quan trọng Đây tính nghiên cứu Phương pháp nghiên cứu Cách tiếp cận phổ biến mà nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ sở hạ tầng giao thông với tăng trưởng kinh tế thường sử dụng ước lượng mơ hình dạng hàm sản xuất Cobb-Douglas mở rộng sau: a = (1) Trong đó: Q - tổng sản lượng; A - suất tổng hợp; K - tổng vốn vật chất quốc gia; G - vốn đẩu tư dành riêng cho giao thông vận tải; L - lao động; u - sai số Nghiên cứu sử dụng i để lập mục quốc gia t để lập mục thời gian Bằng cách lấy logarit tự nhiên hai vế Mơ hình đưa vê' dạng tuyên tính Các hệ số tương ứng đại diện cho độ co giãn sản lượng đói với biến phụ thuộc: L°gQit = 01 + P2L°gLit + 03L°gKit + P4LogGit+Uit (2) Biến phụ thuộc Q - mức sản lượng quốc gia, đo lường sức mua tương đương Tồng sản lượng (chỉ số chuỗi) Vốn K tính tỷ lệ đầu tư GDP L - lực lượng lao động để tính hiệu Lao động Dữ liệu K, L thu thập Tổng cục Thống kê Việt Nam (GSO) Bộ Lao động - Thương binh Xã hội Biến vốn vận tải đo chiếu dài đường trải nhựa tính km Dữ liệu vê' số km đường trích xuất từ sở liệu Bộ Giao thông Vận tải Sự sẵn có liệu cho phép nghiên cứu thu mẫu mặt cắt liệu bảng cho mẫu gổm 53 tỉnh, thành phố (PDA) mẫu hai gốm 10 tỉnh, thành phát triển (PDB) Việt Nam giai đoạn 2005-2018 dựa tiêu chí tổng sản phẩm bình quân đầu người địa bàn tỉnh, thành (GRDP) Mô tả liệu Nghiên cứu sử dụng liệu bảng cân gồm 882 quan sát thu thập từ 62/63 tỉnh, thành Việt Nam giai đoạn 2005-2018 Thống kê mô tả biến, đơn vị đo nguồn liệu tóm tắt Bảng Bảng Bảng trình bày hệ số tương quan Pearson cho biến sử dụng Bàng 1: Mô tả biến mô hình nghiên cứu Các biến Ký hiệu Đơn vị đo Đơn vị tính Nguổn Sàn lượng quốc gia Q Tổng sàn phẩm quốc nội (GDP) Logarithm GSO Vốn vật chất K Tỷ lệ đầu tưtrên GD (l/GDP) pỷ trọng dầu tổng kim ngạch xuất Logarithm GSO Vốn đầu tự vào sở hạ tầng àiao thông G Đo chiều dài đường trài nhựa tính km Logarithm GSO, Bộ Giao thông Vận tải Lực lượng lao động L VND/tháng Logarithm Bộ Lao động - Thương binh Xã hội, GSO Sơ 195 Tháng 6.2022 TẠP CHÍ KINH TẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 99 PHÂN TÍCH MỐI LIÊN HỆ GIỮA sở HẠ TÁNG GIAO THÔNG VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TỄ: BÀNG CHỨNG TƯ CÁC TỈNH, THÀNH VIỆT NAM Bảng 2: Ma trận hệ sổ tương quan Pearson Biến Logo Ma trận hệ sô tương quan Pearson p I LogG LogL Nguồn: Nhóm tác già tính tốn từ phẩn mền stata mơ hình Từ kết Bảng cho thấy, biến sở hạ tầng giao thông coi có hệ số tương quan dương vừa phải với Q cho thấy chúng có mối quan hệ tiên nghiệm tích cực Có thể thấy giá trị tương quan thuận chi phối đến Q lẩn lượt biến K, L phản ánh với kỳ vọng 76 Từ cột (Bảng 3) cho thấy, với mẫu (PDB) nhận thấy độ co giãn đấu vốn vận tải (tính theo chiếu dài đường trải nhựa) dương không ý nghĩa thống kê, ngụ ý vận tài khơng thực có ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế địa phương Như lập luận trước, cần thận trọng giải thích kết vốn hạ tầng giao thơng xuất hai lấn, lần số liệu đường lẩn đấu tư tổng thể Theo cách giải thích Canning (1999), sở hạ tầng giao thơng vận tải xuất hai lấn nên cách giải thích có mức suất trung bình đẩu tư tổng thể, 0,134 Kết Kết nghiên cứu Bảng trình bày kết ước lượng hổi quy mặt cắt cho hai tập liệu độc lập Cụ thể, trình bày kết ước lượng hổi quy OLS hai mẫu độc lập (PDA) (PDB) giai đoạn 2005-2018 Bàng 3: Kết ước lượng chéo (Cross- sections), gộp (Pooled) cho (PDA) (PDB) Ước lượng chéo cho(PDA) Ước lượng gộp cho(PDA) Ước lượng chéo cho(PDB) Ước lượng gộp cho(PDA) 2,51*** 2,778*** 3,122*** 4,65*** (0.465) (0,132) (0,393) (0,182) 0,421** 0,311*** 0,144** 0,221*** (0.188) (0,052) (0.053) (0,036) 0,226*** 0,422*** 0,134*** 0.263*** (0,071) (0,045) (0,036) (0,904) 0,104** 0,301** 0,08** 0,052 (0,043) (0,038) (0,065) (0,054) R2 0,417 0,277 0,303 0,29 Sô quan sát 742 742 140 140 Biến Constant logL logK logG Sai số chuẩn nằm ngoặc đơn; ***, ** * lẩn lượt tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% 10% Ngn: Nhóm tác già tính tốn từ phần mềm stata 16 100 TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á Tháng 6.2022 số 195 TRÃN THIÊN KỶ • ỎNG VĂN NĂM NGUYỄN MINH HẢI ước lượng cross-section hợp với kết hổi quy Pooled theo chuỗi thời gian trình bày cột Với mẫu (PDA), cột (Bảng 3) độ co giãn sản lượng sở hạ tầng giao thông dương có ý nghĩa thống kê Điều cho thấy đẩu tư vào vốn vận tải có suất cao so với đầu tư trung bình (độ co giãn sản lượng 0,226) Ước lượng Pooled (cột 3) cho kết tương tự Theo Kennedy (2003), hệ số ước lượng thu từ hồi quy Pooled cross-section bị chệch (biased) không (inconsistent) khác biệt tốn địa phương Để khắc phục thiếu sót trên, hối quy liệu Panel khuyến nghị Do đó, nghiên cứu củng trình bày kết ước lượng với mục đích so sánh để có nhìn tồng thê’ vế kết Trước hết, thực hối quy liệu bảng cho mẫu (PDA) Cột (Bảng 4) trình bày kết ước lượng mơ hình hiệu ứng cố định phương trình hàm sản xuất Cobb-Douglas mở rộng định trước Mặc dù khơng có ý nghĩa thống kê, theo cách hiểu trước đây, cho thấy vốn vận tải có mức nàng suất trung bình đẩu tư tổng thể yếu tố định đáng kể Các biến giải thích cịn lại đêu có ý nghĩa vê' kỳ vọng dâu Mặc dù kết ước lượng vốn vận tải hợp lý, liệu mơ hình Fixed-effect có hạn chế q mức hay không Một giải pháp thay cho mô hình với tác động cố định (Fixed-effects) mơ hình tác động với ngẫu nhiên (Random­ effects) Kết từ kiểm định Hausman ủng hộ mơ hình tác động ngẫu nhiên (Prob > x2 = 0,05) ước lượng trình bày cột Do giả thuyết Hovế phương sai thay đổi bị bác bỏ mức %, khắc phục phương sai sai sô thu mơ hình có phương sai khơng đổi với giá trị ước lượng cột cuối Cột (Bảng 4) cho thấy, hệ số sở hạ tầng giao thơng có ý nghĩa thống kê Kết có xu hưởng ủng hộ kết thu hổi quy mặt cắt củng cố quan điểm đầu tư Bảng 4: Kết ước lượng liệu bảng cho (PDA) (53 tỉnh, thành giai đoạn 2005-2018) Mơ hình với tác động định Mơ hình với tác động ngẫu nhiên P(h) 444*** 2,546*** 3,12*** (0,119) (0,123) (0,056) 0,0842** 0,058*** 0,14** (0,026) (0,023) (0,076) 0,114*** 0,112*** 0,134*** (0,034) (0,034) (0,015) 0,0229 0,0194 0,121*** (0,028) (0,017) (0,028) R2 0,672 0,677 Số quan sát 742 742 Biến c instant logL logK logG Kiếm địi|h Hausman 742 Prob > 0,05 Sai số chuẩn nằm ngoặc đơn; ***, ** * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% 10% Nguồn: Nhóm tác giả tính toán từ phần mềm stata 16 SỐ195 , Tháng 6.2022 I TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÀN HÀNG CHÂU Á 101 PHÂN TÍCH MỐI LIÊN HỆ GIỮA sở HẠ TÁNG GIAO THÔNG VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ: BẰNG CHỨNG TỪ CÁC TỈNH, THÀNH VIỆT NAM Bàng 5: Kết ước lượng liệu bảng cho (PDB) (10 tỉnh, thành giai đoạn 2005-2018) Mơ hình với tác động định MƠ hình với tác động ngẫu nhiên P(h) 3,216*** 3,565*** 4,095*** (0,394) (0,349) (0,113) 0,370** 0,358*** 0,104** (0,041) (0,041) (0.016) 0,443*** 0,332*** 0,125*** (0,118) (0,102) (0,045) 0,032 0,034 0,062*** (0,061) (0,065) (0,053) R2 0,572 0,577 Sô' quan sát 140 140 Biến Hằng số logL logK logG Kiểm định Hausman 140 Prob > 0,38 Sai số chuẩn nằm ngoặc đơn; ***, ** * lắn lượt tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% 10% Nguồn: Nhóm tác già tính tốn từ phần mêm stata 16 vào vốn giao thơng có suất cao so với đầu tư tổng thể Bảng trình bày ước lượng mơ hình tác động cố định ngẫu nhiên cho mẫu (PDB) Cột đẩu tiên Bảng hiển thị ước tính tác động cố định mơ hình Độ co giãn sản lượng sở hạ tẩng giao thông coi không đáng kể Giá trị p-value (Prob> chi2 = 0,38) kiểm định Hausman mức 1%, ngụ ý mơ hình tác động ngẫu nhiên Trong trường hợp này, giả thuyết Ho vể phương sai sai số thay đổi bị bác bỏ mức 1% Cột cuối p (h), trình bày mơ hình khắc phục tính phương sai thay đổi Hệ số biến sở hạ tầng giao thông, lần quan sát khơng đáng kể, cho thấy vốn vận tải có mức suất trung bình đẩu tư tổng thể trường hợp mẫu (PDB) 0,125 Tuy nhiên, có khả xảy tính biến giải thích thơng tin động khung liệu bảng Trên thực tế, thu nhập quốc dân 102 TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á ; Tháng 6.2022 năm ảnh hưởng đến mức đầu tư vào dự án giao thông vận tải năm tiếp theo, điểu hàm ý tính động nội sinh mơ hình sản lượng (Quazi, 2005) Hơn nữa, tổn số tác động trễ thời gian vận tải yếu tố đầu vào tư nhân khác ảnh hưởng đến tổng sản lượng Do đó, việc ước lượng liệu bảng cho hai tập liệu có khả xảy tính biến giải thích thơng tin động ước lượng Để giải đề nội sinh xảy mơ hình thực nghiệm, nghiên cứu sử dụng phương pháp ước lượng Monent tổng quát dạng hệ thống GMM đê’ xác định so sánh yếu tố định đến sản lượng, đặc biệt quan tâm đến biến sở hạ tầng giao thông địa phương tiếp nhận Việc đưa tính động vào mơ hình nghiên cứu địi hỏi mơ hình nghiên cứu (2) phải viết lại dạng AR(1): LosQ,, - LogQ^ =a, + ỴLogQ„_ỵ + px Sô 195 + Ạ, (3) TRÁN THIÊN KỶ • ÕNG VĂN NĂM NGUYỄN MINH HẢI Trong đó: xịt - véc tơ biến giải thích, nghĩa là, Xit = [logL, logK, logG] ait - hệ số xác định để nắm bắt thay đổi chung cho tất tỉnh, thành; pit - hiệu ứng sai số thay đổi theo thời gian Phương trình có thê’ viết lại dạng: Bảng cho thấy, nguồn vốn vận tải đánh giá có suất cao mức đầu tư tổng thể trường hợp SSA có Bàng 6: Kết hồi quy mơ hình bảng động phương pháp GMM cho (PDA) (PDB) £og2„ = a, + (y + ỉ)LogQ,_t + pxu + nit (4) Biến Trường hỢp(PDA) Trường hỢp(PDB) Dạng phương trình sai phân bậc Mơ hình có dạng sau: Hằng số 4,34* 5,94** (0,902) (1,157) &LogQit = «, + (/ + OAAỡgổ,,., + p\x,t + Aw„ (5) AlogQ(-1) 0,14 0,12* (0,108) (0,068) 0,452** 0,31* (0,204) (0,178) 0,34 0,045 (0.274) (0,047) 0,43*** 0,25** (0,124) (0,106) 0,11* 0,085 (0,060) (0.066) 0,22*** 0,015 (0,070) (0,044) 0,043* 0,004 (0,026) (6,666) R2 0,535 0,542 Số quan sát 742 140 Kiểm định Sargan Prob > X2 =0,17 Prob > X2 =0,007 Kiểm định bậc Arellano-Bond tự tương quan Prob > X2 =0,21 Prob > X2 =0,13 Kiềm định bậc cùa Arellano - Bond tự tương quan Prob > X2 =0,67 Prob > X2 =0,64 Kiềm định Wald Prob > X2 =0,00 Prob > X2 =0,00 Phương trình cho thấy, hiệu ứng cố định bị loại bỏ, nhiên yếu tố nội sinh khả tổn quan sát Nếu cov (ALogQt p ujt j) * Mơ hình tổn yếu tố nội sinh mơ hình Do đó, ước lượng OLS khơng phù hợp Kết từ kiểm định Wu-Hausman-test cho thấy Mô hình có tượng nội sinh Có hai tiếp cận phổ biến để đối phó với vấn đê nội sinh: sử dụng biến công cụ (IV) (Anderson & Hsiao, 1982) sử dụng phương pháp ước lượng GMM (Arellano & Bond, 1991) Theo Baltagi (1995), không tạo tập biến cơng cụ hiệu tham số ước lượng thu không hiệu nghiên cứu chọn sử dụng phương pháp thứ hai Bảng trình bày kết ước lượng Phương trình công cụ ước lượng GMM bước theo để xuất Arellano-Bond (1991) Việc kiểm tra tính đống ước lượng cẩn thực kiểm định: kiểm định trễ biến nội sinh sử dụng làm biến cơng cụ có hợp lý hay khơng; việc sử dụng mức trễ biên nội sinh có phù hợp hay không Kết từ kiểm định Sargan-test Arellano & Bond-test cho thấy, không bác bỏ giả thuyết Ho liên quan đến kiểm định vế việc sử dụng độ trễ phù hợp biến nội sinh làm biến công cụ ủng hộ việc sử dụng độ trễ phù hợp biến nội sinh làm biến công cụ mơ hình AlogL AlogL(-1) AlogK AlogK(-l) i AlogG AlogG(-1) Sai số chuẩn nằm ngoặc đơn; ***, ** * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% 70% Nguồn:NhómtácgiàtínhtốntừphầnmềmStata16 SỐ195 , Tháng 6.2022 TẠP CHÍ KINH TẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 103 PHÂN TÍCH MỐI LIÊN HỆ GIỮA sở HẠ TĂNG GIAO THỐNG VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ: BẰNG CHỨNG Từ CÁC TỈNH, THÀNH VIỆT NAM suất với mức đấu tư tồng thể trường hợp (PDB) Trong phân tích cho thấy rẳng trường hợp (PDA), tất loại hình đấu tư vốn dường có sỗ kiện trễ vế mức sản lượng cho thấy thời gian để đẩu tư phát huy hết tác dụng Điêu không quan sát trường hợp (PDB) điếu giải thích thực tê có điểu chỉnh kinh tế quy mô thị trường họ nển kinh tê nói chung cịn nhỏ, hệ số ước lượng thu phương pháp GMM tương đối nhỏ so với phương pháp ước lượng trước Kết luận Kết từ ước lượng liệu mặt cắt, Pooled OLS liệu bảng vê' mối liên hệ vốn giao thông vận tải tăng trưởng kinh tế Việt Nam giai đoạn 2005-2018 cho thấy vốn giao thơng đóng vai trị quan trọng đến phát triển kinh tế Việt Nam suốt giai đoạn nghiên cứu Hơn nữa, toàn mẫu kết cho thấy vốn dành cho giao thông đem lại hiệu so với vốn đẩu tư công Với mẫu gồm tỉnh giàu có bật Việt Nam (PDB) xu hướng vốn vận tải có mức suất trung bình cao so với mức đầu tư chung Các ước tính GMM xác nhận điếu chúng gây sổ hiệu ứng trễ để đầu tư đạt đẩy đủ tiềm nâng vê' sản lượng Với mẫu gồm tỉnh cịn lại (PDA) hiệu vốn đẩu tư vào giao thông vận tải ngang với mức đấu tư chung Từ phát trên, nghiên cứu đế xuất vài hàm ý sách: Thứ nhất, việc cắt giảm chi tiêu phủ khơng tính tới nhu cấu sở hạ tầng có tác động xấu đến đấu tư tư nhân tăng trưởng kinh tế toàn cục Cụ thê’ là, với tỉnh, thành có nguồn ngân sách eo hẹp nên việc cải thiện sở hạ táng giao thơng 104 TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á Tháng 6.2022 bền vững thường kèm vói chi phí dự án đẩu tư khác Chính nhà hoạch định đại phương thường đưa định vê' việc sử dụng nguốn ngần sách công vào giao thông đẩu tư sở hạ tẳng công cộng sở thực nghiệm vững Ngồi ra, nhiểu vấn đê' bất cập vế vốn giao thông thường không tuần thủ trình cấp phép Kết phát triển giao thông vận tải hầu hết tỉnh, thành chủ yêu thúc đẩy cân nhắc đột xuất mà không tập trung rõ ràng vào yêu cầu dài hạn Điểu có thê’ giải thích cho biến động cao mơ hình chi tiêu đẩu tư thất thường loại hình đấu tư năm qua Thứ hai, quyền địa phương cần hạn chê việc cắt giảm ngn vốn đấu tư vào dự án giao thơng địa phương giao thông thời điểm khó khàn, quyến địa phương nên tận dụng khoản vốn vay tổ chức tín dụng cho đầu tư sở hạ tầng phát triển thay cắt giảm chi tiêu vốn từ ngân sách Thứ ba, quyên địa phương nên phát triển hệ thống giao thơng tích hợp, hiệu giá phải chăng, vững theo quan điểm xã hội, kinh tế môi trường Cẫn phải hành động đê’ hình thành áp dụng tầm nhìn dài hạn đưa sách vận tải liên quan đến tất bên Kế hoạch dài hạn cần kết hợp xây dựng chế độ quản lý đất đai đê’ tránh sử dụng đất sai mục đích Điểu điều chỉnh khn khổ vật chất sở hạ tầng giao thông, đặc biệt phát triển cải thiện đường tương lai Thứ tư, với nguổn ngân sách hạn chế địa phương địa phương cẩn đảm bảo cho khu vực tư nhân có đủ động lực đê đâu tư vào vốn vận tải dịch vụ Đê’ đạt mục tiêu này, quyến địa phương cần xây dựng khn khổ thê’ chế hiệu cẩn có số 195 TRÁN THIÊN KỲ • ỐNG VÃN NĂM • NGUYỄN MINH HẢI cải tiến số lĩnh vực để tạo môi trường đẩu tư thơng thống: cải cách hành chính, loại bỏ thủ tục thông lệ quan liêu không cấn thiết Tài liệu tham khảo Anderson, T w & Hsiao, c (1982) Formulation and estimation of Dynamic Models Using Panel Data, Journal of Econometrics, 18(1), 67-82 Arrelano, M &Bond, s (1991) Some Tests of Specification for panel data: Monte Carlo Evidence and an application to employment equations Review of Economic Studies, 58(2), 277-297 Aschauer, D (1989a) Is public expenditure productive? Journal of Monetary Economics, 23(2), 167-200 Aschauer, D (1989b) Does public capital crowds out private capital? Journal of Monetary Economics, 24(2), 171-188 Aschauer, D (1990) Highway Capacity and economic growth Economic Perspectives, 14(Sep), 14-24 Baltagi, B H., Egger, p., & Pfaffermayr, M M (2007) Estimating Models of Complex FDI: Are there Third-Country Effects? Journal of Econometrics, 140(1), 260-281 Baltagi, B H (1995) Econometric Analysis of Panel Data, JohnWiley & Sons Boarnet, G M (1996) Spillovers and the locational effects of public infrastructure Journal of Regional Science, 38(3), 381-400 Canning, D (1999) Infrastructure’s contribution to aggregate output, World Bank Policy Research Working Paper, No 2246, Washington, D.c Canning, D & Bennathan, E (2000) The social rate of return on infrastructure investments, World Bank research project, RPO 680-89, Washington, D.c Đào Minh Thông & Lê Thị Mai Hương (2016) Nghiên cứu tác động vốn đẩu tư tư nhân, lao động sở hạ tẫng đến tăng trưởng kinh tế vùng Đổng sông Cửu Long Vanhien University Journal of Science, 4(3), 65-74 Ford, R & Poret, p (1991) Infrastructure and private sector productivity, OECD Economics Department working papers No 91 Khadaroo, J & Seetanah, B (2006) The Role of Transport Infrastructure in FDI Evidence from Africa using GMM Estimates Journal of Transport Economics and Policy, 43(3), 365-38 Kennedy, p (2003) A guide to econometrics, 5th edition, Oxford, Blackwell Yu, N„ de Jong, M., Storm, s., & Mi, J (2013) Spatial spillover effects of transport infrastructure: evidence from Chinese regions., Journal of Transport Geography, Vol 28, 56-66 https://doi org/10.1016/j.jtrangeo.2012.10.009 Nourzad, F & Vrieze, M (1995) Public Capital Formation and Economic Growt h: Some Intern ational Evidence Journal of Productivity Analysis, 6(4), 283-295 Ngơ Anh Tín (2017) Tác động đẩu tư cơng đến tăng trưởng kinh tế vùng đồng Sông Cửu Long Luận án tiến sĩ, Trường Đại học Kinh tế TP HCM Quazi, R (2005) Economic Freedom and Foreign Direct Investment in East Asia International Academy of Business and Public Administration Disciplines (IABPAD) meetings 2(2), 942-948 SỐ195 Tháng 6.2022 TẠP CHÍ KINH TẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 105 PHÂN TÍCH MỐI LIÊN HỆGIỮA sở HẠTÃNGGIAO THÔNG VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ: BẰNG CHỨNG TỪCÁCTỈNH, THÀNH VIỆT NAM Taylor-Lewis, R (1993) The Role of Infrastructure in Productivity and Output Growth: A Case Study of the Group of Seven, Unpublished Ph.D Dissertation College Park, MD: University of Maryland Analyzing the Link between Transport Infrastructure and Economic Growth: Empirical Evidence from Provinces, Cities in Vietnam Tran Thien Ky, Ong Van Nam, Nguyen Minh Hai(,) Received: 21 March 2022 I Revised: 02 June 2022 I Accepted: 10 June 2022 ABSTRACT: This study aims to analyze the relationship of capital investment in transport infrastructure and Vietnam's economic growth in the period 2005-2018 We analyzed data from two independent samples: the first sample includes the ten most developed provinces, cities in Vietnam, and the second sample consists of the remaining 53 provinces, cities Both cases conclude that the transport capital has contributed to Vietnam's economic development The analysis also indicates that, for non-central provinces, cities, the productivity of transport capital is greater than the productivity of overall prosperity It is not the case for central provinces/cities where transport capital is considered as the average yield of aggregate wealth Based on the analysis, the study proposes some important policy implications to help localities take a long-term perspective in improving existing traffic and building new infrastructure KEYWORDS: Transport infrastructure, economic growth, econometrics, Vietnam JEL classification: F23, H54, 033 E Nguyen Minh Hai Email: hainm@buh.edu.vn I*’ Banking University of HCMC; 56 Hoang Dieu street, Thu Due District, Ho Chi Minh City 106 TẠP CHÍKINHTỂVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á Tháng 6.2022 Sô 195 ... Nguồn:NhómtácgiàtínhtốntừphầnmềmStata16 SỐ195 , Tháng 6.2022 TẠP CHÍ KINH TẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 103 PHÂN TÍCH MỐI LIÊN HỆ GIỮA sở HẠ TĂNG GIAO THỐNG VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ: BẰNG CHỨNG Từ CÁC TỈNH, THÀNH VIỆT NAM. .. toán từ phần mềm stata 16 SỐ195 , Tháng 6.2022 I TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÀN HÀNG CHÂU Á 101 PHÂN TÍCH MỐI LIÊN HỆ GIỮA sở HẠ TÁNG GIAO THÔNG VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ: BẰNG CHỨNG TỪ CÁC TỈNH, THÀNH VIỆT... 942-948 SỐ195 Tháng 6.2022 TẠP CHÍ KINH TẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 105 PHÂN TÍCH MỐI LIÊN HỆGIỮA sở HẠTÃNGGIAO THÔNG VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ: BẰNG CHỨNG TỪCÁCTỈNH, THÀNH VIỆT NAM Taylor-Lewis, R (1993) The