Luận án giáo dục, y tế và ảnh hưởng tương tác của chúng lên tăng trưởng kinh tế việt nam

1 LỜI MỞ ĐẦU Lý chọn đề tài Duy trì mức tăng trưởng kinh tế hợp lý để đất nước phát triển giàu có điều mà quốc gia giới theo đuổi Tăng trưởng kinh tế hiểu qua tốc độ thu nhập thực tế đất nước Tăng trưởng kinh tế thúc đẩy tạo việc làm, cải thiện thu nhập giảm nghèo nhanh Tuy nhiên tăng trưởng kinh tế mang lại hiệu cho đất nước, tăng trưởng kinh tế mức q cao người dân giàu có, mặt trái dẫn đến lạm phát, phân hóa giàu nghèo xã hội tăng lên Trải qua chuyển biến công đổi từ năm 1986, Việt Nam đạt thành tựu đáng kể, tốc độ tăng trưởng kinh tế bình quân hàng năm giai đoạn 2004-2016 6,35%; GDP theo giá thực tế năm 2014 gấp 5,5 lần so với năm 2004; Việt Nam trở thành quốc gia có mức thu nhập trung bình thấp từ năm 2010 Nhưng Việt Nam đối mặt với thách thức khó khăn, kết nghiên cứu gần cho thấy có nhiều dấu hiệu tốc độ tăng trưởng kinh tế, lực cạnh tranh hiệu đầu tư vào kinh tế giảm xuống Vì vậy, địi hỏi đất nước thời kỳ phải tìm biện pháp tích cực để đạt tăng trưởng hợp lý, bền vững Đặc biệt nhà nghiên cứu hoạch định sách nhận rằng, sau giai đoạn tăng trưởng nhanh dựa tích lũy vốn vật chất, đất nước cần phải bắt đầu tìm kiếm mơ hình phương thức tăng trưởng kinh tế khác, trọng tích lũy vốn, lao động người Tổng sản phẩm quốc nội (GDP) vào năm 2012 tăng trưởng 5,03%, lúc có nhiều doanh nghiệp giải thể, dừng hoạt động tăng mạnh, nghiêm trọng số lao động thất nghiệp nhiều Tốc độ tăng trưởng thấp, cho thấy môi trường kinh doanh Việt Nam ngày xuống chất lượng yếu tố tác động đến tăng trưởng kinh tế cần phải xem xét lại Thực tế trình phát triển kinh tế nhiều Quốc gia giới tầm quan trọng vốn người Nhật đất nước nghèo tài nguyên khoáng sản lại bị tàn phá nề thiên nhiên chiến tranh, nhiên vực dậy phát triển vũ bão kinh tế Nhật Bản, hay phục hồi kinh tế nhanh Quốc gia Tây Âu nhờ vào nguồn nhân lực chất lượng cao tài nguyên Với Quốc gia phát triển dù có nhiều tài nguyên thiếu lao động có chất lượng q trình tăng trưởng kinh tế chậm (Waines, 1963) Có nhiều nhân tố ảnh hưởng trực tiếp tới trình tăng trưởng quốc gia, nhiên số nghiên cứu gần “giáo dục y tế hai yếu tố đóng vai trị chủ chốt Các dẫn chứng từ phát triển hổ Đông Á cho thấy giáo dục vững mạnh hệ thống y tế phát triển đại động lực quan trọng cho trình tăng trưởng kinh tế phồn thịnh quốc gia (World Bank, 1993) Bên cạnh y tế giáo dục, trình tăng trưởng quốc gia bị tác động của nhiều yếu tố khác tương tác yếu tố thể chế Các yếu tố kể yếu tố trị thể chế, yếu tố mơi trường địa lí, văn hóa, lịch sử, mức độ mở cửa kinh tế đầu tư nước ngồi, sách sử dụng lao động để nâng cao suất, sách quản lí kinh tế vĩ mơ tác động mơi trường bên ngồi Ở Việt Nam có nhiều nghiên cứu q trình tăng trưởng yếu tố ảnh hưởng đến trình tăng trưởng Các nghiên cứu thường tập trung nhiều vào yếu tố kinh tế chưa xem trọng yếu tố mặt xã hội Trong nghiên cứu này, tác giả tập trung vào hai nhân tố y tế giáo dục với tương tác hai yếu tố đến trình tăng trưởng kinh tế Việt Nam giai đoạn từ năm 2011 đến 2016 Mặc dù nghiên cứu ảnh hưởng giáo dục y tế đến tăng trưởng kinh tế, nhiên việc xem xét ảnh hưởng tương tác hai yếu tố lên tăng trưởng kinh tế câu hỏi cần trả lời Do cần nghiên cứu cách có hệ thống ảnh hưởng giáo dục y tế trình tăng trưởng kinh tế Việt Nam, giai đoạn đủ dài mơ hình định lượng, kết cho phép đánh giá cách xác đầy đủ vai trò “y tế” “giáo dục”đối với tăng trưởng kinh tế Việt Nam Việc sâu xem xét yếu tố cấu thành số dùng làm thước đo lĩnh vực y tế giáo dục cho phép tác giả đưa đề xuất cụ thể mang tính khả thi cao Chính vậy, chủ đề mà NCS đề xuất dự định nghiên cứu “Xem xét ảnh hưởng giáo dục y tế với tương tác hai yếu tố lên trình tăng trưởng kinh tế Việt Nam với số liệu thu thập giai đoạn từ 2011 đến 2016” Mục tiêu nghiên cứu Mục tiêu luận án nghiên cứu ảnh hưởng hai yếu tố cấu thành vốn người giáo dục y tế; ảnh hưởng tương tác chúng lên tăng trưởng kinh tế Việt Nam, từ đề xuất khuyến nghị sách giáo dục y tế nhằm giúp thúc đẩy tăng trưởng Để thực mục tiêu này, Luận án trả lời câu hỏi nghiên cứu sau: (1) Giáo dục ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế, khác biệt ảnh hưởng chi tiêu công cho giáo dục lên tăng trưởng kinh tế ảnh hưởng chi tiêu tư nhân cho giáo dục lên tăng trưởng kinh tế? (2) Y tế ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế, khác biệt ảnh hưởng chi tiêu công cho y tế lên tăng trưởng kinh tế ảnh hưởng chi tiêu tư nhân cho y tế lên tăng trưởng kinh tế? (3) Ảnh hưởng tương tác giáo dục- y tế lên tăng trưởng kinh tế nào? Đối tượng phạm vi nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu: Ảnh hưởng giáo dục, y tế tương tác chúng đến tăng trưởng kinh tế Phạm vi nghiên cứu: Không gian nghiên cứu: Các tỉnh/ thành phố nước Việt Nam Thời gian nghiên cứu: Từ năm 2011 đến năm 2016 Phương pháp nghiên cứu - Phương pháp tổng quan tài liệu: Kế thừa tài liệu có sẵn, bao gồm văn pháp luật, sách; sách xuất bản, tư liệu, báo cáo phân tích, nghiên cứu nước nước liên quan đến chủ đề nghiên cứu - Phương pháp tổng hợp, so sánh, thống kê, mô tả : để đánh giá thực trạng giáo dục, y tế, tăng trưởng kinh tế, đồng thời làm rõ thực trạng mối quan hệ chi tiêu tư nhân chi tiêu công cho giáo dục y tế đến tăng trưởng kinh tế - Phương pháp phân tích định lượng: Luận án sử dụng số mơ hình kinh tế lượng để phân tích ảnh hưởng giáo dục, y tế tương tác chúng lên tăng trưởng kinh tế Việt Nam; sử dụng mơ hình định lượng để làm rõ khác khoản chi tiêu tư nhân chi tiêu công cho giáo dục y tế lên tăng trưởng kinh tế Hiệu khoản chi đánh giá qua dấu độ lớn hệ số ước lượng chi tiêu cho y tế chi tiêu cho giáo dục mơ hình chi tiêu tư nhân chi tiêu công Các hệ số mơ hình ước lượng sau:  Hồi quy số liệu chéo (OLS): Chi tiêu cho giáo dục hay y tế năm chưa thể tạo vốn nhân lực để tác động lên tăng trưởng kinh tế, mơ hình số liệu chéo nhằm mục đích xem xét trung bình yếu tố tạo vốn người giai đoạn 2011-2016 ảnh hưởng lên tăng trưởng kinh tế Việt Nam  Hồi quy số liệu mảng: phương pháp ước lượng mô men tổng quát (GMM) để xử lý vấn đề biến nội sinh cho mơ hình số liệu mảng Nguồn liệu - Số liệu sử dụng nghiên cứu gồm liệu khai thác từ Tổng Cục Thống kê Cục Thống kê tỉnh, thành phố năm từ 2011-2016 thống kê theo 63 tỉnh - Các số liệu vĩ mô khác Việt Nam giai đoạn 2011-2016 cung cấp Tổng cục Thống kê - Số liệu chi tiêu giáo dục, y tế (tư nhân công) khai thác từ Bộ Tài Chính - Số liệu điều tra lực cạnh tranh cấp tỉnh (PCI) Phòng Thương mại Công thương Việt Nam (VCCI) cung cấp; liệu số Hiệu Quản trị Hành cơng cấp tỉnh Việt Nam (PAPI) - Số liệu điều tra mức sống dân cư (VHLSS) 2010-2016 Ý nghĩa khoa học thực tiễn Luận án sử dụng chủ yếu phương pháp nghiên cứu định lượng, với mơ hình kinh tế lượng kiểm định đầy đủ để đảm bảo độ tin cậy cao để giải số vấn đề khoa học có ý nghĩa quan trọng lý thuyết thực tiễn sau: Về mặt lý luận: Luận án kết hợp đồng thời phương pháp ước lượng để phân tích ảnh hưởng khoản chi (cho y tế giáo dục) tư nhân chi tiêu công lên tăng trưởng kinh tế Về mặt thực tiễn: - Phân biệt rõ hiệu ảnh hưởng khoản chi tiêu tư nhân cho y tế giáo dục lên tăng trưởng kinh tế so với hiệu khoản chi tiêu công cho y tế giáo dục đến tăng trưởng kinh tế - Làm rõ không hiệu khoản chi tiêu công cho y tế giáo dục so với khoản chi tương ứng hộ lên tăng trưởng kinh tế - Đánh giá mức độ ảnh hưởng tương tác yếu tố giáo dục y tế lên tăng trưởng kinh tế cấp chi tiêu công chi tiêu tư nhân, thông qua hệ số tương tác - Các kết nghiên cứu luận án sở để đề xuất số khuyến nghị sách để nâng cao hiệu chi tiêu công cho giáo dục, y tế khuyến khích phát triển chất lượng nguồn nhân lực hộ theo hướng thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Việt Nam Kết cấu luận án: Bố cục luận án gồm chương: Chương 1: Cơ sở lý luận tổng quan nghiên cứu Chương 2: Thực trạng giáo dục, y tế tăng trưởng kinh tế Việt Nam giai đoạn 2011-2016 Chương 3: Mơ hình phân tích ảnh hưởng giáo dục, y tế tương tác chúng lên tăng trưởng kinh tế Việt Nam Chương 4: Kết luận Khuyến nghị CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ LUẬN VÀ TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU 1.1 Cơ sở lý thuyết vai trò vốn nhân lực tăng trưởng kinh tế Luận án nghiên cứu dựa sở lý thuyết tăng trưởng kinh tế, vốn nhân lực đóng vai trò quan trọng tăng trưởng kinh tế 1.1.1 Mơ hình tăng trưởng cổ điển Tăng trưởng kinh tế nhà kinh tế học cổ điển Adam Smith David Ricardo bàn đến từ cuối kỷ 17 đầu kỷ 18, phải đến kỷ 20, tăng trưởng kinh tế nhà khoa học nghiên cứu cách Cùng với tiến trình đó, lý thuyết tăng trưởng kinh tế ngày hoàn thiện để làm rõ vấn đề lý luận thực tiễn đặt đời sống kinh tế Nghiên cứu nguồn gốc tăng trưởng kinh tế, nhà khoa học chia nhân tố tăng trưởng hai nhóm: nhân tố ngoại sinh nhân tố nội sinh Các mơ hình tăng trưởng cổ điển có trọng tâm hay chuỗi hàm sản xuất Ở cấp độ kinh tế vi mô hay doanh nghiệp riêng lẻ, hàm sản xuất liên hệ số người lao động máy móc với quy mơ sản lượng doanh nghiệp Các hàm sản xuất thường phát triển từ mối liên hệ số yếu tố đầu vào hữu hình định số sản lượng vật chất hữu hình sản xuất từ số yếu tố đầu vào Ở cấp độ quốc gia hay tồn kinh tế, hàm sản xuất mơ tả mối quan hệ quy mô lực lượng lao động nước giá trị trữ lượng vốn với mức tổng sản lượng nội địa đất nước (tổng sản lượng) Mối quan hệ tồn kinh tế gọi hàm tổng sản lượng Phương trình hàm tổng sản lượng Nếu Y tượng trưng cho tổng sản lượng (và tổng thu nhập), K trữ lượng vốn, L cung lao động Mối quan hệ nhân tố đến sản lượng giải thích hàm sản xuất Cobb-Douglas Hàm có dạng sau: Q = AKαLβ với A hệ số phản ánh trình độ khoa học - kỹ thuật khả quản lý; K vốn; L lao động; α, β hệ số co dãn sản lượng theo vốn lao động Hàm sản xuất phản ánh mối quan hệ sản lượng với chi phí lao động vốn Tổng hệ số co dãn có ý nghĩa kinh tế quan trọng Khi tổng hệ số co dãn hàm Cobb - Douglas cho thấy tình trạng hiệu suất không đổi theo quy mô, nghĩa số % tăng yếu tố đầu vào số % tăng sản lượng đầu Trường hợp tổng hệ số co dãn lớn hàm sản xuất cho thấy tình trạng hiệu suất tăng theo quy mô, nghĩa số % tăng yếu tố đầu vào nhỏ số % tăng sản lượng đầu Còn trường hợp tổng hệ số co dãn nhỏ hàm sản xuất Cobb-Douglas cho thấy tình trạng hiệu suất giảm dần theo quy mơ Trong thực tế tình trạng hiệu suất giảm dần theo quy mô phổ biến Giáo dục y tế yếu tố quan trọng đóng góp vào vốn người, yếu tố tác động lớn đến suất lao động tăng trưởng kinh tế Tuy nhiên, nghiên cứu lý thuyết tăng trưởng trước thường nhấn mạnh vai trò giáo dục đóng góp cho vốn người có xu hướng xem nhẹ vai trị sức khoẻ 1.1.2 Mơ hình tăng trưởng tân cổ điển Trong năm 1960, lý thuyết tăng trưởng bao gồm chủ yếu mơ hình tân cổ điển, Ramsey (1928), Solow (1956), Swan (1956), Cass(1965) Một đặc điểm mơ hình tài sản có tính hội tụ Mức khởi đầu tổng sản phẩm quốc nội đầu người (GDP) thấp tốc độ tăng trưởng dự báo cao Giáo dục tâm điểm ý nhà kinh tế học nghiên cứu tăng trưởng kinh tế kể từ mô tăng trưởng nội sinh giới thiệu Vào năm 1950, mơ hình tăng trưởng Solow-Swan bao hàm lao động yếu tố sản xuất gia tăng tiến công nghệ biến ngoại sinh khác biệt theo thời gian, yếu tố định tăng trưởng dài hạn (Solow 1957) Tiến công nghệ xem nhân tố giải thích cách mà kinh tế sản xuất nhiều sản lượng với lượng đầu vào cho trước Một số lượng lao động cho trước tạo nhiều sản phẩm họ có kiến thức tốt cơng nghệ trang bị nhiều máy móc - thiết bị công nghệ đại Tuy vậy, việc xem tương quan biến số hay tham số với sai số yếu tố nội sinh tiếp tục vấn đề mơ hình khơng giải thích tiến trình phát triển cơng nghệ diễ Đã có nhiều nỗ lực xem xét lại mơ hình Swan-Solow Một số nỗ lực bao hàm ln vai trị vốn nhân lực, tranh luận khả vốn nhân lực gia tăng làm tăng suất lao động, dẫn đến mức thu nhập cao (Schultz 1961) Vấn đề nhà kinh tế học, người đồng tình với luận điểm lý thuyết vốn nhân lực Schultz ủng hộ (Blaug 1976) Nhìn chung, vốn nhân lực chia thành năm loại: tình trạng sức khỏe, đào tạo thực tế - thơng qua cơng việc, giáo dục thức, chương trình học tập trưởng thành khả di chuyển để tìm kiếm hội cơng việc tốt (Schultz 1961) Đã có tranh luận cho giáo dục yếu tố quan trọng để làm tăng tích lũy vốn nhân lực (Goode 1959; Schultz 1961) Sau đó, vào năm 1960, khái niệm lao động hiệu giới thiệu, đó, mức độ tham gia giáo dục người lao độ xem trọng số để đánh giá chất lượng lao động (Nelson Phelps 1966) Khái niệm cho có nhiều cách thức mà giáo dục tác động tới q trình sản xuất Kể từ năm 1960, vai trò vốn nhân lực tăng trưởng kinh tế nhiều nhà kinh tế học quan tâm rộng rãi đánh giá kỹ khác biệt tăng trưởng kinh tế Lý thuyết vốn nhân lực xem xét lại mở rộng từ lý thuyết Ricardo xem lao động nhân tố sản xuất không đề cập đến giả định đồng lao động; dựa thể chế xã hộ đơn giản, giá trị gia đình việc tham gia giáo dục (Bowle Gintis 1975) Nhưng vào năm 1970, nghiên cứu vai trò giáo dục tăng trưởng kinh tế hầu hết nghiên cứu định tính Mặc cho tầm quan trọng vốn nhân lực nhận thấy, có nhiều bất đồng ý tưởng cách thức mà vốn nhân lực vận hành mơ hình tăng trưởng Những mô tả cụ thể vốn nhân lực thường xuyên trùng lắp với định nghĩa tiến công nghệ Điều gây khó khăn việc đánh giá ảnh hưởng vốn nhân lực tới tăng trưởng kinh tế Tích lũy vốn nhân lực tạo lợi kinh tế theo quy mô làm tăng hiệu suất sử dụng nhập lượng đầu vào, bao gồm lao động vốn vật thể (Schultz 1988) Vốn nhân lực thúc đẩy tiến công nghệ (Jones 1998) Khái niệm tổng suất nhân tố (Total Factor Productivity-TFP), cách đo lường suất rộng hơn, nhận qua tâm đặc biệt lý thuyết tăng trưởng gần Tầm quan trọng ý nghĩa TFP tăng trưởng kinh tế bàn luận chí cịn nhiều so với việc tích lũy yếu tố sản xuất (Easterly Levine 2001) Những ước lượng đóng góp vốn nhân lực tăng trưởng kinh tế kết khơng rõ ràng mơ hình tăng trưởng Hàm sản xuất thường xem thu nhập hàm số vốn, lao động hiệu (trọng số lao độ tính mức độ tham gia giáo dục người lao động), tiến công nghệ độ co giãn vốn theo sản lượng Để giải thích q trình tăng trưởng kinh tế khía cạnh nhân tố nội sinh mơ hình Lucas đời, đặc biệt từ khía cạnh bảo đảm tiến công nghệ cách tăng nguồn vốn người Vốn người tổng thể kiến thức, thói quen, thuộc tính xã hội nhân cách, bao gồm sáng tạo, thể khả thực lao động để tạo giá trị kinh tế Trên phạm vi kinh tế, vốn người toàn tài nguyên - kiến thức, tài năng, kỹ năng, lực, kinh nghiệm, trí thơng minh trí tuệ cá nhân quốc gia Vốn người trình đầu tư làm tăng vốn người có ý nghĩa đặc biệt quan trọng, tạo thịnh vượng quốc gia, trước hết, mang lại cho cá nhân trình độ định để làm việc thu nhập tương ứng; thứ hai, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, đặc biệt hoạt động lao động đổi sáng tạo kết phụ thuộc chặt chẽ vào trình độ lực sáng tạo người lao động; thứ ba, vốn người góp phần tạo nên bền vững xã hội Sự bền vững xã hội nhân tố thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Hàm sản xuất Lucas có dạng sau: Q = AKa (LH)1-a, với: < a 0; H vốn người; tích LH coi hiệu lao động đo mức vốn người Trong mơ hình Lucas dân số sức lao động tương tự thông số mơ hình Solow Đầu tư tồn vốn, gồm tư vốn người Tích lũy vốn người cách tiếp cận Lucas trình liên tục tiêu dùng nguồn lực bổ sung Mỗi người chọn cho tỷ lệ tối ưu chi cho tiêu dùng thường xuyên đầu tư để tích lũy tri thức, hiểu biết kỹ làm việc Kết lựa chọn có sau thời gian định hình thức suất số lượng nguồn lực Trên sở phân tích đến kết luận nước có nguồn vốn người lớn, đầu tư vào vốn tư tạo mức vốn đầu tư thực gồm vốn tư vốn người cao Điều cho thấy, tốc độ tích lũy nguồn vốn người nước khác định khác phát triển kinh tế nước Romer (1990) lấy vai trò tiến kĩ thuật nguồn gốc nội sinh tăng trưởng Nhưng vốn người yếu tố hàng đầu cho việc thực nghiên cứu Mơ hình tăng trưởng nội sinh Romer khác với mơ hình Lucas mơ hình Romer, khái niệm vốn bao hàm vốn tư đầu tư cho nghiên cứu Đến lượt nó, đầu tư cho nghiên cứu lại bao hàm việc tạo sản phẩm hoàn thiện sản phẩm có Vấn đề hãng sản xuất sản phẩm cải tiến sản phẩm có cơng nghệ phương pháp chủ thể kinh tế khác Như vậy, mơ hình Romer đưa vào hàm sản xuất thêm nhân tố trình độ cơng nghệ kinh tế, mà trình độ cơng nghệ kinh tế tăng theo quy mơ tích lũy tri thức kinh nghiệm Mơ hình giải thích tác động mở rộng yếu tố lao động, người lao động, sản phẩm nhận từ hoạt động mình, cịn nhận thêm kinh nghiệm, làm sở để tiếp tục tích lũy thêm kinh nghiệm phát triển lực Những kinh nghiệm tích lũy lực tăng thêm lại chuyển hóa thành vốn, tức chuyển thành nguồn lực để tăng sản xuất trường hợp tri thức sử dụng vào việc đầu tư cho sản xuất Trong mơ hình Romer, tiến công nghệ không coi nhân tố sáng tạo sản phẩm 10 mà việc hoàn thiện sản phẩm sản xuất Điều giải thích khả phát triển nước sau, kể việc đạt tốc độ tăng trưởng cao đáng kể Việc nghiên cứu ảnh hưởng nhân tố tiến công nghệ tăng trưởng kinh tế dựa vào số phản ánh trình độ giáo dục - yếu tố cấu thành số phát triển tiềm người 1.1.3 Lý thuyết tăng trưởng nội sinh Vào năm 1980, lý thuyết tăng trưởng nội sinh Romer giới thiệu nhằm khắc phục hạn chế nhận mô tăng trưởng tân cổ điển Swan-Solow (Romer 1986) Khung lý thuyết làm bật vai trò quan trọng nghiên cứu phát triển nguồn nhân lực, bao gồm giáo dục, chế cho việc tích lũy kiến thức công nghệ Lý thuyết tăng trưởng nội sinh dựa yếu tố nội sinh vốn nhân lực hay cụ thể vốn người giúp giải thích yếu tố vốn người có tác động đến tăng trưởng kinh tế Quốc gia, vốn người đào tạo giáo dục chăm sóc sức khỏe tốt tạo nguồn nhân lực có trình độ chất lượng cao từ tạo nhiều sản lượng tác động trực tiếp đến tăng trưởng kinh tế Mối quan hệ giáo dục y tế với tăng trưởng kinh tế giải thích mộ số lý thuyết tăng trưởng nội sinh (Romer 1986) lý luyết vốn nhân lực, nhà kinh tế xem hai thành phần cấu phần quan trọng để hình thành nên vốn nhân lực Lý thuyết tăng trưởng nội sinh phát triển phản ứng thiếu sót mơ hình tăng trưởng tân cổ điển Solow- Swan Đây lý thuyết giải thích tốc độ tăng trưởng dài hạn kinh tế sở yếu tố nội sinh so với yếu tố ngoại sinh lý thuyết tăng trưởng tân cổ điển Là trường phái mơ hình tăng trưởng cố gắng khắc phục khiếm khuyết mơ hình Solow: (1) mơ hình Solow hồn tồn nói cơng nghệ, lý thuyết khơng đưa giải thích thay đổi cơng nghệ (2) lý thuyết dự báo hội tụ, hội tụ nhìn chung khơng xác định qua thực nghiệm Các giả thuyết tăng trưởng nội sinh chọn lọc: Vừa học vừa làm: thay đổi công nghệ nội sinh theo tổng vốn Tổng vốn đại lượng gần kiến thức/cơng nghệ tích lũy: A=K1-α Khi vào hàm sản xuất cho mơ hình giống Harrod-Domar, dựa vào logic khác: Y = AK α L1-α = K1-α K α L1-α = hang so*K , K: vốn tư bản; L: số lao động 175 Kiểm định tượng thiếu biến, thừa biến Ramsey RESET test using powers of the fitted values of lngdp Ho: model has no omitted variables F(3, 299) = 1.18 Prob > F = 0.3165 Kết kiểm định cho thấy có tượng thiếu biến mơ hình b) Các khuyết tật hồi quy số liệu mảng Kiểm định lựa chọn mơ hình Kiểm định lựa chọn mơ hình RE hay POLS Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects lngdp[tinh,t] = Xb + u[tinh] + e[tinh,t] Estimated results: Var sd = sqrt(Var) lngdp 0.81196 0.9010873 e 0.00112 0.0334135 u 0.0012 0.0346348 Test: Var(u) = chibar2(01) = 135.32 Prob > chibar2 = 0.0000 Kiểm định lựa chọn mơ hình FE hay RE hausman feGD reGD, sigmamore -Coefficients- lhhedu lnemp lnwage tuoithobq tldh tlnghe lncap skilled_rate ckmb tthcc cudvc pci B = (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) feGD reGD Difference S.E 0.0026217 0.005921 -0.0032994 0.0097789 0.1835184 0.030494 0.153024 0.0923115 0.010314 0.017415 -0.0071008 0.0052238 -0.0138894 -0.01484 0.00095 0.0045576 0.000288 -0.01184 0.0121284 0.0070177 -0.0287776 -0.03223 0.0034541 0.0052122 1.002592 1.01699 -0.0143987 0.0357174 0.0017334 0.00137 0.000363 0.0010881 0.0249441 0.021123 0.0038211 0.0031118 -0.0007282 -0.00458 0.0038543 0.0032193 -0.0155245 -0.00975 -0.0057755 0.0049897 0.0001122 0.000195 -0.0000831 0.0001902 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(12) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 14.35 176 Kiểm định tượng phương sai sai số thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (63) = 13568.40 Prob>chi2 = 0.0000 Kết kiểm định cho thấy có tượng phương sai sai số thay đổi mơ hình Kiểm định tượng tương quan chuỗi Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 61) = 14.180 Prob > F = 0.0004 Kết kiểm định cho thấy có tượng tương quan chuỗi mơ hình c) Kiểm tra vấn đề nội sinh mơ hình Test of endogeneity (orthogonality conditions) Ho: variables are exogenous GMM C statistic chi2(2) = 12.1281 (p = 0.0023) 2.1.2 Kiểm định khuyết tật mơ hình tác động y tế đến tăng trưởng kinh tế a) Các khuyết tật hồi quy OLS Kiểm định tượng đa cộng tuyến Variable VIF 1/VIF lnemp 7.66 0.130516 lncap 6.38 0.156797 tlnghe 5.87 0.170483 skilled_rate 3.67 0.272403 lnsv 3.16 0.316533 cudvc 2.37 0.422782 tthcc 2.13 0.469904 tuoithobq 2.02 0.494238 lnwage 1.39 0.717347 lhhheal 1.37 0.732151 lnsbs 1.32 0.75775 pci 1.06 0.946191 Mean VIF 3.2 177 Kết kiểm định cho thấy khơng có tượng đa cộng tuyến mơ hình Kiểm định tượng phương sai sai số thay đổi Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of lngdp chi2(1) = 116.52 Prob > chi2 = 0.0000 Kết kiểm định cho thấy có tượng phương sai sai số thay đổi mô hình Kiểm định tượng thiếu biến, thừa biến Ramsey RESET test using powers of the fitted values of lngdp Ho: model has no omitted variables F(3, 294) = 1.63 Prob > F = 0.1820 Kết kiểm định cho thấy có tượng thiếu biến mơ hình b) Các khuyết tật hồi quy số liệu mảng Kiểm định lựa chọn mơ hình Kiểm định lựa chọn mơ hình RE hay POLS Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects lngdp[tinh,t] = Xb + u[tinh] + e[tinh,t] Estimated results: Var sd = sqrt(Var) lngdp 0.8158665 0.9032533 e 0.0011531 0.0339568 u 0.0012397 0.0352087 Test: Var(u) = chibar2(01) = 126.30 Prob > chibar2 = 0.0000 Kiểm định lựa chọn mơ hình FE hay RE hausman feYTE reYTE, sigmamore -Coefficients(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) lhhheal feYTE 0.031632 reYTE 0.015861 Difference 0.015771 S.E 0.008297 lnemp 0.178271 0.040507 0.137764 0.097988 178 lnwage 0.021857 0.027247 -0.00539 0.004948 tuoithobq -0.00998 -0.01227 0.002291 0.004427 lnsbs -0.02576 -0.01967 -0.0061 0.009724 tlnghe -0.03928 -0.03888 -0.0004 0.004399 lnsv 0.008537 -0.0032 0.011733 0.008249 lncap 0.985183 1.001217 -0.01603 0.036376 skilled_rate 0.001745 0.001742 3.07E-06 0.000997 tthcc -0.0016 0.000367 -0.00196 0.003843 cudvc 0.004255 0.001783 0.002472 0.004216 pci -0.00026 -7.5E-05 -0.00019 0.000202 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(12) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 16.14 Prob>chi2 = 0.1848 Kiểm định tượng phương sai sai số thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (62) = 10650.30 Prob>chi2 = 0.0000 Kết kiểm định cho thấy có tượng phương sai sai số thay đổi mơ hình Kiểm định tượng tương quan chuỗi Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 61) = 16.170 Prob > F = 0.0002 Kết kiểm định cho thấy có tượng tương quan chuỗi mơ hình 179 c) Kiểm tra vấn đề nội sinh mơ hình Test of endogeneity (orthogonality conditions) Ho: variables are exogenous GMM C statistic chi2(2) = 29.5003 (p = 0.0000) 2.1.3 Kiểm định khuyết tật mơ hình tác động tương tác giáo dục y tế đến tăng trưởng kinh tế a) Các khuyết tật hồi quy OLS Kiểm định tượng đa cộng tuyến Variable VIF 1/VIF hheh 24.7 0.040481 lhhedu 11.33 0.088259 tldh 9.02 0.110914 lncap 6.94 0.144009 lhhheal 6.8 0.146974 lnemp 6.31 0.158528 tlnghe 4.08 0.24484 lnsv 3.58 0.279219 cudvc 2.4 0.417359 tuoithobq 2.26 0.442948 tthcc 2.18 0.458063 lnwage 1.4 0.713044 lnsbs 1.31 0.764649 pci 1.06 0.943329 Mean VIF 5.96 Kết kiểm định cho thấy khơng có tượng đa cộng tuyến mơ hình Kiểm định tượng phương sai sai số thay đổi Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of lngdp chi2(1) = 121.67 Prob > chi2 = 0.0000 Kết kiểm định cho thấy có tượng phương sai sai số thay đổi mô hìnhKiểm định tượng thiếu biến, thừa biến 180 Ramsey RESET test using powers of the fitted values of lngdp Ho: model has no omitted variables F(3, 292) = 1.81 Prob > F = 0.1455 Kết kiểm định cho thấy có tượng thiếu biến mơ hình b) Các khuyết tật hồi quy số liệu mảng Kiểm định lựa chọn mơ hình Kiểm định lựa chọn mơ hình RE hay POLS Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects lngdp[tinh,t] = Xb + u[tinh] + e[tinh,t] Estimated results: Var sd = sqrt(Var) lngdp 8158665 9032533 e 0011657 0341419 u 0010456 0323364 Test: Var(u) = chibar2(01) = 99.05 Prob > chibar2 = 0.0000 Kiểm định lựa chọn mơ hình FE hay RE hausman feX reX, sigmamore -Coefficients(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_bV_B)) lhhedu feX 0.017915 reX 0.02947 Difference -0.01155 S.E 0.021198 lhhheal 0.050331 0.04016 0.010172 0.019839 hheh -0.01357 -0.02217 0.008601 0.012012 lnemp 0.185017 0.018123 0.166895 0.100678 lnwage 0.022448 0.031923 -0.00948 0.005439 tuoithobq -0.00771 -0.01232 0.004606 0.005339 lnsbs -0.02656 -0.01371 -0.01285 0.010606 181 tldh 0.009817 0.004964 0.004853 0.007474 tlnghe -0.03293 -0.02956 -0.00337 0.004743 lnsv 0.009716 -0.00144 0.01116 0.008487 lncap 0.995583 1.006697 -0.01111 0.039262 tthcc -0.0009 0.002497 -0.0034 0.00413 cudvc 0.003271 -0.00082 0.004091 0.004552 pci -0.00012 0.000108 -0.00023 0.000212 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(14) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 25.93 Prob>chi2 = 0.0264 Kiểm định tượng phương sai sai số thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (62) = 7042.70 Prob>chi2 = 0.0000 Kết kiểm định cho thấy có tượng phương sai sai số thay đổi mơ hình Kiểm định tượng tương quan chuỗi Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 62) = 17.408 Prob > F = 0.0001 Kết kiểm định cho thấy có tượng tương quan chuỗi mơ hình 182 c) Kiểm tra vấn đề nội sinh mơ hình Test of endogeneity (orthogonality conditions) Ho: variables are exogenous GMM C statistic chi2(4) = 19.2924 (p = 0.0007) 2.2 Kiểm định khuyết tật mơ hình tác động chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế 2.2.1 Kiểm định khuyết tật mơ hình tác động giáo dục đến tăng trưởng kinh tế a) Các khuyết tật hồi quy OLS Kiểm định tượng đa cộng tuyến Variable VIF 1/VIF lnemp 16.98 0.0589 tldh 16.77 0.059629 skilled_rate 7.87 0.127012 tlnghe 6.64 0.150688 lncap 5.96 0.167814 tthcc 2.55 0.392326 cudvc 2.43 0.412078 tuoithobq 2.06 0.48473 ckmb 1.84 0.544581 lpredu 1.58 0.633064 lnwage 1.38 0.724203 pci 1.06 0.945256 Mean VIF 5.59 Kết kiểm định cho thấy khơng có tượng đa cộng tuyến mơ hình Kiểm định tượng phương sai sai số thay đổi Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of lngdp chi2(1) = 96.98 Prob > chi2 = 0.0000 Kết kiểm định cho thấy có tượng phương sai sai số thay đổi mơ hình 183 Kiểm định tượng thiếu biến, thừa biến Ramsey RESET test using powers of the fitted values of lngdp Ho: model has no omitted variables F(3, 299) = 1.38 Prob > F = 0.2503 Kết kiểm định cho thấy có tượng thiếu biến mơ hình b) Các khuyết tật hồi quy số liệu mảng Kiểm định lựa chọn mơ hình Kiểm định lựa chọn mơ hình RE hay POLS Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects lngdp[tinh,t] = Xb + u[tinh] + e[tinh,t] Estimated results: Var sd = sqrt(Var) lngdp 8119583 9010873 e 0011099 033315 u 0012111 034801 Test: Var(u) = chibar2(01) = 136.92 Prob > chibar2 = 0.0000 Kiểm định lựa chọn mô hình FE hay RE hausman pfeGD preGD, sigmamore -Coefficients(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_bV_B)) lpredu pfeGD 0.005557 preGD 0.0041803 Difference 0.001377 S.E 0.001979 lnemp 0.176813 0.025778 0.151035 0.092282 lnwage 0.009434 0.0163214 -0.00689 0.005009 -0.0141 -0.01466 0.000556 0.004287 tldh 0.000883 -0.0106862 0.011569 0.007052 tlnghe -0.02797 -0.0316616 0.003692 0.005238 tuoithobq 184 lncap 0.996667 1.017578 -0.02091 0.035689 skilled_rate 0.001639 0.0013751 0.000263 0.001084 ckmb 0.024831 0.0210234 0.003808 0.003073 tthcc -0.00072 -0.0041041 0.003383 0.003198 cudvc -0.01586 -0.0103652 -0.00549 0.00496 pci 0.000202 0.0002216 -1.9E-05 0.000199 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(12) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 14.82 Prob>chi2 = 0.2515 Kiểm định tượng phương sai sai số thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (63) = 13378.75 Prob>chi2 = 0.0000 Kết kiểm định cho thấy có tượng phương sai sai số thay đổi mơ hình Kiểm định tượng tương quan chuỗi Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 61) = 14.519 Prob > F = 0.0003 Kết kiểm định cho thấy có tượng tương quan chuỗi mơ hình c) Kiểm tra vấn đề nội sinh mơ hình Test of endogeneity (orthogonality conditions) Ho: variables are exogenous GMM C statistic chi2(2) = 59.1246 (p = 0.0000) 185 2.2.2 Kiểm định khuyết tật mơ hình tác động y tế đến tăng trưởng kinh tế a) Các khuyết tật hồi quy OLS Kiểm định tượng đa cộng tuyến Variable VIF 1/VIF lnemp 9.42 0.106166 lncap 6.12 0.163472 tlnghe 6.11 0.163623 skilled_rate 3.87 0.258681 lnsv 3.2 0.312621 cudvc 2.41 0.414096 lprheal 2.21 0.453101 tthcc 2.13 0.468426 tuoithobq 2.1 0.476653 lnwage 1.41 0.707936 lnsbs 1.41 0.710508 pci 1.06 0.944373 Mean VIF 3.45 Kết kiểm định cho thấy khơng có tượng đa cộng tuyến mơ hình Kiểm định tượng phương sai sai số thay đổi Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of lngdp chi2(1) = 117.26 Prob > chi2 = 0.0000 Kết kiểm định cho thấy có tượng phương sai sai số thay đổi mơ hình Kiểm định tượng thiếu biến, thừa biến Ramsey RESET test using powers of the fitted values of lngdp Ho: model has no omitted variables F(3, 294) = 1.58 Prob > F = 0.1943 Kết kiểm định cho thấy có tượng thiếu biến mơ hình 186 b) Các khuyết tật hồi quy số liệu mảng Kiểm định lựa chọn mơ hình Kiểm định lựa chọn mơ hình RE hay POLS Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects lngdp[tinh,t] = Xb + u[tinh] + e[tinh,t] Estimated results: Var sd = sqrt(Var) lngdp 8158665 9032533 e 0011596 0340533 u 0012547 0354215 Test: Var(u) = chibar2(01) = 128.01 Prob > chibar2 = 0.0000 Kiểm định lựa chọn mô hình FE hay RE hausman pfeYTE preYTE, sigmamore -Coefficients(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) lprheal pfeYTE 0.027747 preYTE 0.008975 Difference 0.018772 S.E 0.00867 lnemp 0.148453 0.026699 0.121753 0.098661 lnwage 0.027057 0.029522 -0.00246 0.004885 -0.0137 -0.01301 -0.00069 0.004361 -0.01725 -0.03915 0.00721 1.018873 0.002196 0.000951 0.002217 -0.00026 -0.02137 -0.03612 -0.00337 1.008888 0.001595 -0.00044 0.002829 -5.8E-05 0.004122 -0.00303 0.010583 0.009986 0.000601 0.001396 -0.00061 -0.00021 0.009207 0.004284 0.008278 0.037125 0.000994 0.00384 0.004111 0.000203 tuoithobq lnsbs tlnghe lnsv lncap skilled_rate tthcc cudvc pci b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtabond2 B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtabond2 Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(12) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 2.65 Prob>chi2 = 0.9976 (V_b-V_B is not positive definite) 187 Kiểm định tượng phương sai sai số thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (62) = 16985.02 Prob>chi2 = 0.0000 Kết kiểm định cho thấy có tượng phương sai sai số thay đổi mô hình Kiểm định tượng tương quan chuỗi Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 61) = 14.519 Prob > F = 0.0003 Kết kiểm định cho thấy có tượng tương quan chuỗi mơ hình c) Kiểm tra vấn đề nội sinh mơ hình Test of endogeneity (orthogonality conditions) Ho: variables are exogenous GMM C statistic chi2(2) = 16.5202 (p = 0.0003) 2.2.3 Kiểm định khuyết tật mơ hình tác động tương tác giáo dục y tế đến tăng trưởng kinh tế a) Các khuyết tật hồi quy OLS Kiểm định tượng đa cộng tuyến Variable preh lpredu lprheal tldh lncap lnemp tlnghe lnsv cudvc tuoithobq tthcc lnsbs lnwage pci Mean VIF VIF 1111.53 499.99 304.32 9.65 6.75 6.24 3.85 3.79 2.46 2.34 2.14 1.41 1.4 1.08 139.78 1/VIF 0.0009 0.002 0.003286 0.103582 0.148065 0.160377 0.259815 0.263507 0.406602 0.427522 0.46678 0.709663 0.713159 0.928689 188 Kết kiểm định cho thấy khơng có tượng đa cộng tuyến mơ hình Kiểm định tượng phương sai sai số thay đổi Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of lngdp chi2(1) = 104.56 Prob > chi2 = 0.0000 Kết kiểm định cho thấy có tượng phương sai sai số thay đổi mơ hình Kiểm định tượng thiếu biến, thừa biến Ramsey RESET test using powers of the fitted Ho: model has no omitted variables F(3, 292) = Prob > F = values of lngdp 0.54 0.6534 Kết kiểm định cho thấy có tượng thiếu biến mơ hình b) Các khuyết tật hồi quy số liệu mảng Kiểm định lựa chọn mơ hình Kiểm định lựa chọn mơ hình RE hay POLS Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects lngdp[tinh,t] = Xb + u[tinh] + e[tinh,t] Estimated results: Var sd = sqrt(Var) lngdp 8158665 9032533 e 0011659 0341451 u 0012191 0349162 Test: Var(u) = chibar2(01) = 116.60 Prob > chibar2 = 0.0000 Kiểm định lựa chọn mơ hình FE hay RE hausman pfeX preX, sigmamore -Coefficients- lpredu lprheal preh lnemp lnwage (b) pfeX -0.0043306 0.0191404 0.0008244 0.1546917 0.0272078 (B) preX 0.115491 0.125682 -0.00865 0.007777 0.032437 (b-B) Difference -0.11982 -0.10654 0.00947 0.146915 -0.00523 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E 0.059941 0.060605 0.004703 0.099918 0.005051 189 tuoithobq lnsbs tldh tlnghe lnsv lncap tthcc cudvc pci -0.0124891 -0.0171752 0.0160263 -0.0317518 0.0068168 1.015404 0.0018836 0.0007 -0.0000606 -0.01267 -0.01825 0.007167 -0.02931 -0.00239 1.010959 0.000136 0.001587 8.03E-06 0.000181 0.001073 0.00886 -0.00244 0.009212 0.004445 0.001748 -0.00089 -6.9E-05 0.004463 0.009353 0.00738 0.004555 0.008317 0.037563 0.003996 0.004227 0.000202 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(14) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 19.35 Prob>chi2 = 0.1520 Kiểm định tượng phương sai sai số thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (62) = 13488.09 Prob>chi2 = 0.0000 Kết kiểm định cho thấy có tượng phương sai sai số thay đổi mơ hình Kiểm định tượng tương quan chuỗi Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 61) = Prob > F = 18.545 0.0001 Kết kiểm định cho thấy có tượng tương quan chuỗi mơ hình c) Kiểm tra vấn đề nội sinh mơ hình Test of endogeneity (orthogonality conditions) Ho: variables are exogenous GMM C statistic chi2(4) = 45.2214 (p = 0.0000) ... ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế, khác biệt ảnh hưởng chi tiêu công cho y tế lên tăng trưởng kinh tế ảnh hưởng chi tiêu tư nhân cho y tế lên tăng trưởng kinh tế? (3) Ảnh hưởng tương tác giáo. .. (1) Giáo dục ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế, khác biệt ảnh hưởng chi tiêu công cho giáo dục lên tăng trưởng kinh tế ảnh hưởng chi tiêu tư nhân cho giáo dục lên tăng trưởng kinh tế? (2) Y tế ảnh. .. người giáo dục y tế; ảnh hưởng tương tác chúng lên tăng trưởng kinh tế Việt Nam, từ đề xuất khuyến nghị sách giáo dục y tế nhằm giúp thúc đ? ?y tăng trưởng 3 Để thực mục tiêu n? ?y, Luận án trả