Tác động của đầu tư công đến đầu tư tư nhân và tăng trưởng kinh tế vùng đồng bằng sông cửu long

NH PHỐ HỒ CHÍ MINH BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP HỒ CHÍ MINH HUỲNH CÔNG MINH PHẠM VŨ SĨ QUANG LUẬN VĂN THẠC KINH TẾ HỌC TÁC ĐỘNG CỦA ĐẦU TƢ CÔNG ĐẾN ĐẦU TƢ TƢ NHÂN VÀ TĂNG ĐỀTẾ TÀI VÙNG ĐỒNG TRƢỞNG KINH ĐÁNH GIÁ NĂNG LỰC THÍCH ỨNG SƠNG LONG VỚIBẰNG XÂM NHẬP MẶNCỬU TRONG SẢN XUẤT Tai Lieu Chat Luong NÔNG NGHIỆP Ở CÁC HUYỆN VEN BIỂN TỈNH TIỀN GIANG LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ HỌC Thành phố Hồ Chí Minh, Năm 2020 TP Hồ Chí Minh, tháng năm 2020 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP HỒ CHÍ MINH - PHẠM VŨ QUANG TÁC ĐỘNG CỦA ĐẦU TƢ CÔNG ĐẾN ĐẦU TƢ TƢ NHÂN VÀ TĂNG TRƢỞNG KINH TẾ VÙNG ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG Chuyên ngành: Kinh tế học Mã số chuyên ngành: 60030101 LUẬN VĂN THẠC SĨ Ngƣời hƣớng dẫn khoa học: TS Lê Văn Hƣởng Thành phố Hồ Chí Minh, năm 2020 ii LỜI CAM ĐOAN Tôi cam đoan luận văn “Tác động đầu tƣ công đến đầu tƣ tƣ nhân tăng trƣởng kinh tế vùng Đồng sơng Cửu Long” nghiên cứu tơi Ngồi trừ tài liệu tham khảo đƣợc trích dẫn luận văn này, tơi cam đoan tồn phần hay phần nhỏ luận văn chƣa đƣợc công bố đƣợc sử dụng để nhận cấp nơi khác Khơng có sản phẩm/nghiên cứu ngƣời khác đƣợc sử dụng luận văn mà khơng đƣợc trích dẫn theo qui định Luận văn chƣa đƣợc nộp để nhận cấp trƣờng đại học sở đào tạo khác Thành phố Hồ Chí Minh, năm 2020 Tác giả Phạm Vũ Quang iii LỜI CẢM ƠN Sau năm học tập nghiên cứu, tác giả xin bày tỏ lòng biết ơn chân thành sâu sắc đến Lãnh đạo Trƣờng Đại học mở thành phố Hồ Chí Minh, Khoa Đào tạo sau Đại học trƣờng Đại học mở Thành phố Hồ Chí Minh Q Thầy, Cơ giáo Trƣờng Đại học mở Thành phố Hồ Chí Minh trực tiếp giảng dạy, truyền đạt kiến thức khoa học chuyên ngành cho tác giả thời gian qua Tác giả xin bày tỏ lòng biết ơn giúp đỡ quý báu Cơ quan, tổ chức, đồng nghiệp, bạn bè gia đình khích lệ, động viên tinh thần, tạo điều kiện thời gian nhƣ cung cấp tƣ liệu, tài liệu trình học tập thực luận văn Đặc biệt, tác giả xin bày tỏ lòng tri ân sâu sắc đến PGS.TS Nguyễn Mạnh Hà TS Lê Văn Hƣởng ngƣời dìu dắt, hƣớng dẫn, hỗ trợ giúp đỡ với dẫn khoa học quý giá, tạo động lực, khơi dậy niềm say mê nghiên cứu, học tập suốt q trình triển khai hồn thành luận văn Xin trân trọng cảm ơn! Thành phố Hồ Chí Minh, năm 2020 Tác giả Phạm Vũ Quang iv TÓM TẮT Gần đây, vai trị đầu tƣ cơng tăng trƣởng kinh tế đƣợc nhiều học giả nƣớc quan tâm nghiên cứu Tuy nhiên, nghiên cứu đƣợc phát triển theo nhiều hƣớng khác Trong đó, nghiên cứu tác động đầu tƣ công đến đầu tƣ tƣ nhân tăng trƣởng kinh tế cấp độ vùng, địa phƣơng khiêm tốn Nghiên cứu sử dụng phƣơng pháp hồi quy bình phƣơng tối thiểu tổng quát khả thi FGLS (Feasible Generalized Least Square) để hƣớng đến mục tiêu kiểm định thực nghiệm tác động đầu tƣ công đến đầu tƣ tƣ nhân tăng trƣởng kinh tế 13 tỉnh, thành vùng Đồng sông Cửu Long dựa liệu bảng thu thập từ tổng cục thống kê từ năm 2000-2018 Tác giả xây dựng mơ hình thực nghiệm để đánh giá tác động đầu tƣ công đến đầu tƣ tƣ nhân tác động đầu tƣ công đến tăng trƣởng kinh tế vùng ĐBSCL Kết phân tích cho thấy vốn đầu tƣ cơng có tác động thúc đẩy tăng vốn đầu tƣ tƣ nhân Đồng sông Cửu Long cụ thể nhƣ sau: điều kiện khác không đổi, gia tăng 1% giá trị đầu tƣ công làm cho đầu tƣ tƣ nhân tăng 0.114% (mơ hình 1) Nghiên cứu cho thấy vốn đầu tƣ công vốn đầu tƣ tƣ nhân có tác động chiều lên tăng trƣởng kinh tế vùng Đồng sông Cửu Long với hệ số lần lƣợt 0.059 0.326 (mơ hình 2) Kết cho thấy mức độ tác động đầu tƣ công đến tăng trƣởng kinh tế so với đầu tƣ từ khu vực tƣ nhân nƣớc v MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN iii LỜI CẢM ƠN iv TÓM TẮT .v MỤC LỤC vi DANH MỤC BIỂU ĐỒ, HÌNH VẼ ix DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU VIẾT TẮT x CHƢƠNG TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU .11 Khái lƣợc 11 Sự cần thiết đề tài 11 Mục tiêu nghiên cứu 13 Câu hỏi nghiên cứu 13 Đối tƣợng phạm vi nghiên cứu .13 Nguồn liệu phƣơng pháp nghiên cứu 13 6.1 Nguồn liệu: .13 6.2 Phƣơng pháp nghiên cứu 14 Lƣợc khảo tài liệu 14 7.1 Lƣợc khảo nghiên cứu giới 14 7.2 Lƣợc khảo nghiên cứu Việt Nam 16 Khoảng trống nghiên cứu .17 Cấu trúc luận văn 17 CHƢƠNG TỔNG QUAN VỀ CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC 19 2.1 Cơ sở lý thuyết .19 2.1.1 Tăng trƣởng kinh tế 19 2.1.2 Đầu tƣ .21 2.1.3 Tác động đầu tƣ công tới đầu tƣ tƣ nhân 28 2.1.4 Tác động đầu tƣ công đến tăng trƣởng kinh tế: 31 2.1.5 Các lý thuyết tăng trƣởng kinh tế mơ hình tăng trƣởng 35 vi 2.2 Các nghiên cứu trƣớc .37 2.2.1 Đầu tƣ công tác động đến đầu tƣ tƣ nhân 37 2.2.2 Đầu tƣ công tác động đến tăng trƣởng kinh tế 46 CHƢƠNG MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 54 3.1 Mơ hình nghiên cứu: .54 3.1.1 Tác động đầu tƣ công đến đầu tƣ tƣ nhân 54 3.1.2 Tác động đầu tƣ công đến tăng trƣởng kinh tế 54 3.2 Dữ liệu nghiên cứu: 57 3.3 Phƣơng pháp nghiên cứu: 58 CHƢƠNG PHÂN TÍCH THỰC TRẠNG VÀ ĐÁNH GIÁ THỰC NGHIỆM VỀ TÁC ĐỘNG CỦA ĐẦU TƢ CÔNG ĐẾN ĐẦU TƢ TƢ NHÂN VÀ TĂNG TRƢỞNG KINH TẾ VÙNG ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG 59 4.1 Tổng quan tình hình kinh tế vùng ĐBSCL 59 4.1.1 Khái lƣợc vùng ĐBSCL .59 4.1.2 Các lợi đầu tƣ vào vùng ĐBSCL 61 4.1.3 Những thách đầu tƣ vào ĐBSCL 62 4.1.4 Tình hình kinh tế vùng ĐBSCL 63 4.2 Thảo luận kết nghiên cứu thực nghiệm 71 4.2.1 Mơ hình thứ 1: Đánh giá tác động đầu tƣ công đến đầu tƣ tƣ nhân nƣớc .71 4.2.2 Mơ hình thứ 2: Đánh giá tác động đầu tƣ công đến tăng trƣởng kinh tế .77 4.2.3 Kết kiểm định giả thuyết nghiên cứu 81 CHƢƠNG KẾT LUẬN VÀ CÁC KHUYẾN NGHỊ TỪ NGHIÊN CỨU .84 5.1 Kết luận 84 5.2 Các khuyến nghị từ nghiên cứu .85 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO 89 vii DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng Tác động đầu tƣ công đến đầu tƣ tƣ nhân Trang 41 Bảng Tác động đầu tƣ công đến tăng trƣởng kinh tế Trang 51 Bảng 3.1 Mô tả biến mơ hình nghiên cứu Trang 55 Bảng Bảng 4.1 Bảng 4.2 Bảng 4.3 Bảng 4.4 Bảng 4.5 Bảng 4.6 Bảng 4.7 Bảng 4.8 Bảng 4.9 Bảng 4.10 Vốn đầu tƣ phát triển vùng ĐBSCL phân theo khu vực từ năm 2000 – 2018 (tỷ đồng) Thống kê mơ tả biến mơ hình nghiên cứu Ma trận tƣơng quan biến mơ hình nghiên cứu Tổng hợp kết hồi quy Pooled OLS, FEM, REM (mơ hình 1) Kết lựa chọn mơ hình phù hợp với nghiên cứu Kết khắc phục tƣợng tự tƣơng quan phƣơng pháp FGLS Tổng hợp kết hồi quy Pooled OLS, FEM, REM (mô hình 2) Kết lựa chọn mơ hình phù hợp với nghiên cứu Kết khắc phục tƣợng tự tƣơng quan phƣơng pháp FGLS Kết nghiên cứu định lƣợng tác động đầu tƣ công đến đầu tƣ tƣ nhân nƣớc Kết nghiên cứu định lƣợng tác động đầu tƣ công đến tăng trƣởng kinh tế viii Trang 68 Trang 71 Trang 72 Trang 73 Trang 74 Trang 75 Trang 78 Trang 78 Trang 79 Trang 81 Trang 82 DANH MỤC BIỂU ĐỒ, HÌNH VẼ Biểu đồ Biểu đồ Biểu đồ Biểu đồ Biều đồ Tăng trƣởng GDP tỉnh, thành vùng ĐBSCL, giai đoạn 2000-2018 Tăng trƣởng GDP vùng ĐBSCL vùng lân cận giai đoạn 2000 - 2018 GDP vùng ĐBSCL vùng lân cận giai đoạn 2000-2018 Cơ cấu kinh tế vùng ĐBSCL qua năm Cơ cấu vốn đầu tƣ vùng ĐBSCL phân theo khu vực ix Trang 64 Trang 65 Trang 66 Trang 67 Trang 69 DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU VIẾT TẮT ARDL Mơ hình tự hồi quy phân phối trễ ĐBSCL Đồng sông Cửu Long ECM Error correction model FDI Foreign Direct Investment FGLS Feasible generalized least square GDP Gross Domestic Product GMM Generalized method of moments GNP Gross National Product NSNN Ngân sách nhà nƣớc ODA Official Development Assistance VECM Vector error correction model WB Ngân hàng giới XDCB Xây dựng x động chiều lên tăng trƣởng kinh tế vùng ĐBSCL với hệ số lần lƣợt 0.059 0.326 Điều có nghĩa tăng vốn đầu tƣ cơng vốn đầu tƣ tƣ nhân điều kiện yếu tố khác khơng đổi góp phần thức đẩy tăng trƣởng tỉnh, thành ĐBSCL cụ thể nhƣ sau: điều kiện khác không đổi, gia tăng 1% giá trị đầu tƣ công 1% giá trị đầu tƣ tƣ nhân làm cho giá trị GDP tăng lần lƣợt 0.059% 0.326% cho thấy mức độ hiệu việc tăng vốn đầu tƣ tƣ nhân so với việc tăng vốn đầu tƣ công Các yếu tố khác nhƣ lao động, xuất khẩu, sở hạ tầng viễn thơng có tác động chiều lên tăng trƣởng kinh tế mức ý nghĩa 1% phù hợp với kỳ vọng ban đầu nghiên cứu Theo nhƣ kết hồi quy mơ hình (2) nghiên cứu này, yếu tố vốn nƣớc (FDI) số giá tiêu dùng (CPI) khơng có ý nghĩa thống kê tăng trƣởng kinh tế không nhƣ kỳ vọng ban đầu 5.2 Các khuyến nghị từ nghiên cứu Đối với đầu tƣ khu vực công Từ kết thực nghiệm tác động đầu tƣ công tăng trƣởng kinh tế vùng ĐBSCL, kết thực nghiệm cho thấy đầu tƣ cơng có tác động tích cực đến tăng trƣởng kinh tế Tuy vậy, mức độ tác động đầu tƣ công đến tăng trƣởng kinh tế so với đầu tƣ từ khu vực tƣ nhân nƣớc Cụ thể, nghiên cứu vốn đầu tƣ khu vực công tăng 1% làm cho tăng trƣởng kinh tế tăng 0,059%, tác động từ khu vực tƣ nhân 0,326% Do đó, từ kết thực nghiệm chứng minh từ thực tế triển khai cho thấy, để tránh tình trạng đầu tƣ dàn trải thiếu hiệu nhƣ thời gian vừa qua, tác giả cho phủ cần thiết phải tái cấu đầu tƣ công để hƣớng đến mục tiêu tăng trƣởng bền vững dài hạn Các giải pháp cần trọng hƣớng đến sách đầu tƣ cơng giai đoạn tới là: Thứ nhất, cấu lại đầu tƣ công theo hƣớng thu hẹp dần phạm vi đầu tƣ công, hạn chế đến mức thấp việc Nhà nƣớc thực đầu tƣ cơng mục tiêu 85 kinh doanh; đặt mục tiêu hiệu lên hàng đầu, chống đầu tƣ dàn trải, không tập trung, không hiệu Thứ hai, bối cảnh nguồn vốn nhà nƣớc cho đầu tƣ công ngày hạn hẹp hiệu đầu tƣ cơng cịn nhiều bất cập, khu vực tƣ nhân bắt đầu tham gia vào việc cung cấp hàng hóa cơng cộng, việc đẩy mạnh tham gia khu vực tƣ nhân việc cung cấp hàng hóa cơng cộng cần thiết Thứ ba, tập trung ƣu tiên đầu tƣ phát triển hệ thống kết cấu hạ tầng đồng bộ, quy mô lớn đại; phát triển nguồn nhân lực, đặc biệt nguồn nhân lực chất lƣợng cao, phát triển khoa học, công nghệ kinh tế tri thức Đối với đầu tƣ tƣ nhân nƣớc Kết phân tích cho thấy tác động khu vực kinh tế tƣ nhân tăng trƣởng cao hiệu khu vực đầu tƣ cơng Do đó, cần khuyến khích tạo điều kiện thúc đẩy tham gia khu vực tƣ nhân vào cung cấp hàng hóa cơng cộng Đẩy mạnh tham gia khu vực tƣ nhân vào dự án PPP góp phần giảm bớt gánh nặng ngân sách, đáp ứng nhu cầu kết cấu hạ tầng lớn kinh tế Bên cạnh đó, tham gia khu vực tƣ nhân giúp cho dự án đầu tƣ đƣợc đánh giá giám sát chặt chẽ hơn, hiệu cơng trình đầu tƣ đƣợc nâng cao Đối với nguồn lao động cho tăng trƣởng kinh tế Từ kết thực nghiệm lao động nguồn lực quan trọng, tác động tích cực đến tăng trƣởng kinh tế Do đó, nhà nƣớc cần phải có sách để khuyến khích đầu tƣ vào việc phát triển ngƣời, đồng thời ứng dụng khoa học, đổi công nghệ để nâng cao suất lao động nhằm bắt kịp trình độ phát triển nƣớc khu vực giới Đối với xuất Phân tích cho thấy, xuất có tác động tích cực đến tăng trƣởng Nhằm tiếp tục thúc đẩy hoạt động xuất khẩu, hoàn thành mục tiêu đề Chiến lƣợc 86 Xuất nhập hàng hóa giai đoạn 2011-2020, định hƣớng đến năm 2030, thời gian tới, cần trọng số giải pháp sau: Một là, Hoàn thiện hệ thống luật pháp, tạo môi trƣờng pháp lý thuận lợi cho mặt hàng xuất Việt Nam nói chung ĐBSCL nói riêng Hai là, đẩy mạnh cải cách hành hoạt động xuất nhập khẩu, xoá bỏ thủ tục rƣờm rà, tạo mơi trƣờng thuận lợi thơng thống cho hoạt động xuất nhập theo hƣớng thị trƣờng, phù hợp với cam kết Tổ chức Thƣơng mại giới (WTO) Ba là, nâng cao chất lƣợng sản phẩm xuất khẩu: Đẩy nhanh việc xây dựng áp dụng hệ thống tiêu chuẩn quốc gia hài hòa với tiêu chuẩn quốc tế, tiêu chuẩn khu vực, tiêu chuẩn nƣớc ngồi hàng hóa xuất khẩu, bao gồm tiêu chuẩn kỹ thuật, tiêu chuẩn vệ sinh an toàn thực phẩm, tiêu chuẩn môi trƣờng Bốn là, quy hoạch vùng nguyên liệu tập trung cho xuất khẩu: Tăng cƣờng đầu tƣ tạo vùng nguyên liệu tập trung Vùng nguyên liệu tập trung vùng mà tập trung trồng loại phù hợp với điều kiện hậu, đất đai, điều kiện kinh tế, xã hội vùng Việc quy hoạch vùng nguyên liệu ổn định giúp cho doanh nghiệp ổn định kế hoạch xuất khẩu, đảm bảo nguồn nguyên liệu ổn định thực cho hợp đồng xuất với đối tác Đối với sở hạ tầng Không với Việt Nam mà với tất quốc gia coi sở hạ tầng nói chung sở hạ tầng viễn thơng nói riêng đóng vai trò quan trọng phát triển kinh tế - xã hội Do vậy, cần phải trọng xây dựng nâng cao chất lƣợng sở hạ tầng đồng nhƣ hệ thống giao thông vận tải, đƣờng cáp quang truyền dẫn, sân bay quốc tế, cảng trung chuyển quốc tế, tiếp tục đại hóa hệ thống sân bay, bến cảng, bƣu viễn thơng có tính khu vực quốc tế 5.3 Những hạn chế đề tài hƣớng nghiên cứu Để đề biện pháp thúc đẩy tăng trƣởng kinh tế hiệu việc xây dựng mơ hình tốn đánh giá tác động yếu tố đóng góp cần thiết Đồng thời để dự báo có độ tin cậy cao cần phải quan tâm đến vấn 87 đề xây dựng hệ thống số liệu xác, hồn chỉnh Từ kết tính toán, luận văn xin đề xuất số ý kiến hạn chế hƣớng phát triển đề tài Công tác tập hợp số liệu đầy đủ cho nghiên cứu địa phƣơng khó khăn Thực tế cho thấy số liệu địa phƣơng thƣờng không đƣợc thống kê đầy đủ, số liệu đƣợc lập vào nhiều giai đoạn khác nên khơng thống gây khó khăn cho việc so sánh, xử lý Vì vậy, tác giả xin đề xuất Chính phủ cần sớm xây dựng hệ thống văn hƣớng dẫn quy định thực công tác tập hợp, lƣu trữ thống kê số liệu cấp độ địa phƣơng, đặc biệt hệ thống số liệu liên quan đến phát triển kinh tế xã hội Tuy đạt đƣợc số yêu cầu nêu mục đích nghiên cứu, nhƣng luận văn số hạn chế: hạn chế mặt thu thập số liệu nên kết kiểm định mơ hình luận văn thực bị giảm độ tin cậy tính tốn; hạn chế mặt số liệu kỹ thuật kinh tế lƣợng, phƣơng pháp mơ hình nghiên cứu sử dụng luận văn đơn giản Tác giả nhận thấy để nghiên cứu đạt kết cao cần phải phối kết hợp nhiều mơ hình phƣơng pháp nghiên cứu phong phú với điều kiện số liệu đầy đủ hơn./ 88 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Anh Agenor, R (2000), “The economics of adjustment and growth”, Academic Press San Diego, CA Argimón, I., González-Páramo, J.M and Roldán, J.M (1997), “Evidence of public spending crowding-out from a panel of OECD countries”, Journal of Applied Economics, Vol 29 No 8, pp 1001-1010 Aschauer, D (1998), The role of public infrastructure capital in Mexican economic growth, Quarterly J Econ 96, 605–629 Atukeren, E (2004), Intrection between Public and Private Investment Evidence from Developing Countries, Kyklos Bacha, E L (1990), A three-gap model of foreign transfers and GDP growth rate in developing countries Journal of Development Economics, 32, 279296 Bose, N., Haque, M E., & Osborne, D (2003), “Public Expenditure and Economic Growth A disaggregated Analysis for developing Countries”, Centre for Growth and Business Cycle Research,Economic Studies, University of Manchester Cruz, B.O and Teixeira, R.J (1999), “The impact of public investment on private investment in Brazil, 1947-1990”, Cepal review 67, Vol 67, pp 7584 Buiter, W.H (1977), “Crowding out and the effectiveness of fiscal policy”, Journal of Public Economics, Vol No 3, pp 309-328 Bukhari, S., Ali, L and Saddaqat, M (2007), “Public investment and economic growth in the three littledragons: evidence from heterogeneous dynamic panel data”, International Journal of Businessand Information, Vol No 1, pp 57-79 10 Cullison, E.W (1993), “Public investment and economic growth”, Federal Reserve Bank of Richmond Economic Quarterly, Vols 79/4, pp 19-33 89 11 Dreger, C and Reimers, H (2014), “On the relationship between public and private investment in theEuro area”, discussion papers, DIW Berlin, German Institute for Economic Research, Berlin 12 Gjini, A and Kukeli, A (2012), “Crowding-out effect of public investment on private investment:an empirical investigation”, Journal of Business & Economics Research, Vol 10 No 5,pp 269-276 13 Hatano, T (2010), “Crowding-in effect of public investment on private investment”, Public Policy Review, Vol No 1, pp 105-120 14 Haque, S (2013) Effect of public and private investment on economic growth in Bangladesh: an econometric analysis Research Study Series NoFDRS 05/2013, pp 105-136 15 Hsieh, E and Lai, K.N (1994), “Government spending and economic growth: the G-7 experience”, Review of Applied Economics, Vol 26, pp 535-542 16 Kollamparambil, U and Nicolaou, M (2011), “Nature and association of public and private investment:public policy implications for South Africa”, Journal of Economics and International Finance, Vol No 2, pp 98-108 17 Phetsavong, K & Ichihashi, M (2012) The Impact of Public and Private Investment on Economic Growth: Evidence from Developing Asian Countries IDEC Discussion Paper 2012, Hiroshima University 18 Kumo, W (2012), “Infrastructure investment and economic growth in South Africa: a granger causalityanalysis”, Working Paper Series No 160, African Development Bank, Tunis 19 Khan, M and Kumar, M (1997), “Public and private investment and the growth process in developingcountries”, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol 59 No 1, pp 305-9049 20 Le, M.V., Suruga, T (2005), “The Effects of FDI and Public Expenditure on Panels with Multiple Regressors”, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol 61, pp: 653-670 90 21 North, Douglass C and Robert Paul Thomas (1973) The Rise of the Western World: A New Economic History New York: Cambridge University Press 22 Pedroni, P (2004), “Panel Cointegration: Asymptotic and Finite Sample Properties of Pooled Time Series Tests With an Application to the PPP Hypothesis”, Econometric Theory, Vol 20, pp: 597–625 23 Ram (1986), “Government size and economic growth: a new framework and some evidence from cross-section and time-series data”, The American Economic Review, Vol 76 No 1, pp 191-203 24 Ramirez, M.D and Nazmi, N (2003), “Public investment and economic growth in Latin America:an empirical test”, Review of Development Economics, Vol No 1, pp 115-126 25 Rasmané Ouédraogo et al (2019), “Impact of Public Investment on Private Investment in Sub‐Saharan Africa:Crowding In or Crowding Out?”,African Development Review, Vol 31, No 3, 2019, 318–334 26 Sofia Vilela São Marcos (2019), “The impact of public investment on private investment in 21 OECD countries over the period 2000-2017”, ISCTE Business School 27 Solow, R (1956), “A contribution to the theory of economic growth”, The Quarterly Journal ofEconomics, Vol 70 No 1, pp 65-94 28 Sundararajan, V and Thakur, S (1980), “Public investment, crowding out andgrowth: a dynamic model applied to India and Korea”, staff papers, International Monetary Fund, Washington, DC 29 Swaby, R (2007), “Public investment and growth in Jamaica”, Fiscal and Economic ProgrammeMonitoring Department, Bank of Jamaica 30 Taylor, L (1994), “Gap models”, Journal of Development Economics, 45, 17-34 91 Tiếng Việt Dinh Hien Minh, Long, Hang & Hoang (2010) vnep.org.vn Retrieved 20, 2016, from vnep.org.vn: http://vnep.org.vn/Upload/beyond%20investment%20ledgrowth.pdf Đào Minh Thông Lê Thị Mai Hƣơng (2016), “Nghiên cứu tác động vốn đầu tƣ tƣ nhân, lao động sở hạ tầng đến tăng trƣởng kinh tế vùng Đồng sơng Cửu Long”, Tạp chí nghiên cứu khoa học trường đại học Văn Hiến Hồng Dƣơng Việt Anh (2013), “Tác động đầu tƣ cơng đến tăng trƣởng vùng Trung Bộ Việt Nam”, Tạp chí nghiên cứu kinh tế số 416 Huy Vũ (2016, 09 06) Tạp chí cộng sản Retrieved 27 11, 2016, from http://www.tapchicongsan.org.vn/: http://www.tapchicongsan.org.vn/Home/kinh-te/2016/40897/Taodong-lucphat-trien-moi-cho-Vung-kinh-te-trong-diem.aspx Lê Thủy (2016, 02 19) Kinh Tế Và Dự Báo Retrieved 12 01, 2016, from http://kinhtevadubao.vn/: http://kinhtevadubao.vn/chi-tiet/221- 5278-dongbang-song-cuu-long-thiet-hai-hon-1-000-ty-dong-boixam-nhap-man.html Luật đầu tƣ công năm 2019 https://thuvienphapluat.vn/van-ban/dau-tu/LuatDau-tu-cong-2019-362113.aspx Nguyễn Hồng Bảo (2014), “Mơ hình tăng trƣởng kinh tế Việt Nam: Hệ phƣơng trình đồng thời”, Tạp chí phát triển kinh tế, số 284 Nguyễn Minh Hà Nguyễn Thanh Nghĩa (2015), “Mối quan hệ chi tiêu công đầu tƣ tƣ nhân nƣớc thông qua thành lập doanh nghiệp Đồng sơng Cửu Long”, Tạp chí Kinh tế & Phát triển, số 218 tháng 8/2015 Nguyễn Thị Cành cộng (2018), “Tác động đầu tƣ công đến thu hút đầu tƣ tƣ nhân tăng trƣởng kinh tế Việt Nam”, Tạp chí Khoa học Đại học Mở thành phố Hồ Chí Minh, 60(3), 37-49 92 10 Phạm Văn Thanh (2018), “Tác động đầu tƣ tƣ nhân đến tăng trƣởng kinh tế ngƣỡng đầu tƣ công hợp lý tác động thúc đẩy đầu tƣ tƣ nhân Việt Nam”, Tạp chí khoa học – Đại học Đồng Nai, số 10 – 2018 11 Sử Đình Thành (2011b), “Đầu tƣ công chèn lấn hay thúc đẩy đầu tƣ tƣ khu vực tƣ nhân Việt Nam?”, Tạp chí Phát Triển Kinh tế, số 251, tr 37-45 12 Sử Đình Thành, & Bùi Thị Mai Hồi (2009) Lý thuyết Tài Chính Cơng TP.HCM: NXB Đại Học Quốc Gia TP.HCM 13 Tô Trung Thành (2012) Đầu tư công “lấn át” đầu tư tư nhân? Góc nhìn từ mơ hình thực nghiệm VECM Bài nghiên cứu 27, Trung tâm Nghiên cứu Kinh tế Chính sách, đại học Quốc gia Hà Nội 14 Tổng cục thống kê (2016) Động thái thực trạng Kinh tế - Xã hội Việt Nam năm 2011-2015 Hà Nội: NXB thống kê 15 Tổng Cục Thống Kê (n.d.) Tổng Cục Thống Kê Retrieved 11 25, 2016, https://www.gso.gov.vn/danhmuc/HTCT_QG.aspx?ma_nhom=050305 16 Trần Nguyễn Ngọc Anh Thƣ Lê Hồng Phong (2014), “Tác động đầu tƣ cơng tăng trƣởng kinh tế Việt Nam: Góc nhìn thực nghiệm từ mơ hình ARDL”, Tạp chí Phát triển & Hội nhập, số 19 (29) 17 Trần Văn (2012) Công thông tin điện tử Bộ Kế Hoạch Và Đầu Tư Retrieved 11 27, 2016, from http://www.mpi.gov.vn/: http://www.mpi.gov.vn/pages/tinbai.aspx?idTin=17761&idcm=23 18 Võ Hùng Dũng (2012) Kinh tế Đồng Bằng Sông Cửu Long 2001-2011 tập Cần Thơ: NXB Đại học Cần Thơ 93 PHỤ LỤC I Kết hồi quy mô hình Pooled OLS, FEM (Fixed Effect Model), REM (Random Effect Model) với biến vồn đầu tƣ tƣ nhân biến phụ thuộc: * Kết hồi quy mơ hình Pooled OLS: Source | SS df MS Number of obs = -+ -F(7, 194) Model | 113.164125 16.1663036 Prob > F Residual | 48.189852 194 248401299 R-squared -+ -Adj R-squared Total | 161.353977 201 802756105 Root MSE 202 = = = = = 65.08 0.0000 0.7013 0.6906 4984 -lnIP | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lnIG | 2836929 0605431 4.69 0.000 1642858 4031001 lnFDI | 0554457 0160174 3.46 0.001 0238551 0870362 lnLABOR | 50877 1351401 3.76 0.000 2422376 7753024 lnEXPO | 3049981 0545767 5.59 0.000 1973584 4126379 growthgdp | -.0248736 0091678 -2.71 0.007 -.0429549 -.0067923 tel | 0039925 0010885 3.67 0.000 0018456 0061393 cpi | 0044075 0062056 0.71 0.478 -.0078316 0166467 _cons | -1.857743 1.082158 -1.72 0.088 -3.992048 2765612 - * Kết hồi quy mơ hình FEM: Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 202 13 R-sq: within = 0.8400 between = 0.1253 overall = 0.6284 Obs per group: = avg = max = 10 15.5 19 corr(u_i, Xb) F(7,182) Prob > F = -0.3637 = = 136.51 0.0000 -lnIP | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lnIG | 1810778 0576834 3.14 0.002 0672637 294892 lnFDI | -.0205682 0204102 -1.01 0.315 -.0608392 0197028 lnLABOR | 5196062 308061 1.69 0.093 -.0882239 1.127436 lnEXPO | 625629 0609922 10.26 0.000 5052862 7459717 growthgdp | -.0073327 0071128 -1.03 0.304 -.0213669 0067016 tel | 0038246 0009264 4.13 0.000 0019967 0056524 cpi | 0000462 0044242 0.01 0.992 -.0086831 0087754 _cons | -4.575613 1.868975 -2.45 0.015 -8.263258 -.8879671 -+ -sigma_u | 48229989 sigma_e | 34806937 rho | 65753502 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(12, 182) = 17.98 Prob > F = 0.0000 94 * Kết hồi quy mơ hình REM: Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 202 13 R-sq: within = 0.8390 between = 0.1361 overall = 0.6494 Obs per group: = avg = max = 10 15.5 19 corr(u_i, X) Wald chi2(7) Prob > chi2 914.82 0.0000 = (assumed) = = -lnIP | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lnIG | 2050637 056758 3.61 0.000 09382 3163074 lnFDI | -.0048047 019415 -0.25 0.805 -.0428575 0332481 lnLABOR | 4017615 2441214 1.65 0.100 -.0767076 8802305 lnEXPO | 5806233 0586401 9.90 0.000 4656908 6955558 growthgdp | -.0087344 0071663 -1.22 0.223 -.0227801 0053113 tel | 0038386 0009291 4.13 0.000 0020176 0056596 cpi | 0007328 0044953 0.16 0.871 -.0080778 0095433 _cons | -3.547768 1.515899 -2.34 0.019 -6.518876 -.57666 -+ -sigma_u | 35541424 sigma_e | 34806937 rho | 51043958 (fraction of variance due to u_i) *Kết Hausman test: Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | FEM_vontun~n REM_vontun~n Difference S.E -+ -lnIG | 1810778 2050637 -.0239859 0102907 lnFDI | -.0205682 -.0048047 -.0157635 0062954 lnLABOR | 5196062 4017615 1178448 1878997 lnEXPO | 625629 5806233 0450057 0167746 growthgdp | -.0073327 -.0087344 0014017 tel | 0038246 0038386 -.000014 cpi | 0000462 0007328 -.0006866 -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(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 233.36 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) *Kết kiểm định phƣơng sai sai số không đổi (kiểm định wald): Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (13) = Prob>chi2 = 286.96 0.0000 95 *Kết kiểm định sai số khơng có mối quan hệ tƣơng quan với nhau: Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 12) = Prob > F = 117.136 0.0000 *Kết hồi quy FGLS (Feasible Generalized Least Square) với biến vốn tƣ nhân biến phụ thuộc: Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = 13 (0.7300) Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(7) Prob > chi2 = = 202 13 = = = = = 10 15.53846 19 244.17 0.0000 -lnIP | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lnIG | 1140583 0500249 2.28 0.023 0160112 2121054 lnFDI | 0041877 0132215 0.32 0.751 -.021726 0301014 lnLABOR | 2531712 1536152 1.65 0.099 -.0479091 5542514 lnEXPO | 4593499 0601608 7.64 0.000 3414369 577263 growthgdp | 0017973 00473 0.38 0.704 -.0074733 0110679 tel | 0033494 00102 3.28 0.001 0013502 0053486 cpi | -.0017713 0028928 -0.61 0.540 -.007441 0038984 _cons | -.1163722 989472 -0.12 0.906 -2.055702 1.822957 96 PHỤ LỤC II Kết hồi quy mơ hình Pooled OLS, FEM (Fixed Effect Model), REM (Random Effect Model) với biến GDP biến phụ thuộc: * Kết hồi quy mơ hình Pooled OLS: Source | SS df MS -+ Number of obs = 202 F(7, 194) = 442.91 Model | 120.202246 17.1717495 Prob > F = 0.0000 Residual | 7.5213986 194 038770096 R-squared = 0.9411 Adj R-squared = 0.9390 Root MSE = 1969 -+ -Total | 127.723645 201 63544102 -lnGDP | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lnIP | 4136224 0278409 14.86 0.000 3587126 4685321 lnIG | 0928736 0247634 3.75 0.000 0440335 1417136 lnFDI | -.0032518 0064868 -0.50 0.617 -.0160455 0095418 lnLABOR | 5364383 0549936 9.75 0.000 4279762 6449004 lnEXPO | 2287 0228976 9.99 0.000 1835398 2738603 tel | 0028568 0004421 6.46 0.000 0019849 0037287 cpi | -.0055067 0023476 -2.35 0.020 -.0101367 -.0008767 -0.53 0.596 -1.073443 6180831 | -.2276802 4288279 * Kết_cons hồi quy mơ hình FEM: -Fixed-effects (within) regression Number of obs = 202 Group variable: id Number of groups = 13 R-sq: within = 0.9554 between = 0.7721 overall = 0.9245 Obs per group: = avg = max = corr(u_i, Xb) F(7,182) Prob > F = -0.0627 = = 10 15.5 19 556.51 0.0000 -lnGDP | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lnIP | 3999345 0345054 11.59 0.000 3318524 4680165 lnIG | 1135405 0275442 4.12 0.000 0591935 1678875 lnFDI | 032341 0093649 3.45 0.001 0138632 0508187 lnLABOR | 3326126 1435909 2.32 0.022 0492957 6159295 lnEXPO | 2492586 0356213 7.00 0.000 1789747 3195425 tel | 0021825 0004516 4.83 0.000 0012913 0030736 cpi | -.0047909 0019648 -2.44 0.016 -.0086676 -.0009142 _cons | 601814 8844449 0.68 0.497 -1.14327 2.346898 -+ -sigma_u | 1630207 sigma_e | 16249983 rho | 5016001 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(12, 182) = 8.57 Prob > F = 0.0000 97 * Kết hồi quy mơ hình REM: Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 202 13 R-sq: within = 0.9550 between = 0.8313 overall = 0.9337 Obs per group: = avg = max = 10 15.5 19 corr(u_i, X) Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) = = 3887.80 0.0000 -lnGDP | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lnIP | 3929644 0321566 12.22 0.000 3299386 4559901 lnIG | 1072035 0265628 4.04 0.000 0551413 1592658 lnFDI | 0232316 0084777 2.74 0.006 0066157 0398475 lnLABOR | 4398069 1007434 4.37 0.000 2423535 6372604 lnEXPO | 2560096 0316517 8.09 0.000 1939733 3180458 tel | 002341 0004426 5.29 0.000 0014735 0032085 cpi | -.0050261 0019763 -2.54 0.011 -.0088995 -.0011526 _cons | -.015597 6428905 -0.02 0.981 -1.275639 1.244445 -+ -sigma_u | 12519408 sigma_e | 16249983 rho | 37247266 (fraction of variance due to u_i) *Kết Hausman test: Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | FEM_gdp REM_gdp Difference S.E -+ -lnIP | 3999345 3929644 0069701 0125131 lnIG | 1135405 1072035 006337 0072868 lnFDI | 032341 0232316 0091093 0039788 lnLABOR | 3326126 4398069 -.1071943 1023187 lnEXPO | 2492586 2560096 -.0067509 0163416 tel | 0021825 002341 -.0001585 0000899 cpi | -.0047909 -.0050261 0002352 -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(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 6.72 Prob>chi2 = 0.4586 (V_b-V_B is not positive definite) 98 *Kết kiểm định phƣơng sai sai số không đổi (Kiểm định nhân tử Lagrange - Breusch and Pagan Lagrangian multiplier) Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects lnGDP[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ lnGDP | 635441 7971455 e | 0264062 1624998 u | 0156736 1251941 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 64.98 0.0000 *Kết kiểm định sai số khơng có mối quan hệ tƣơng quan với nhau: Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 12) = 83.620 Prob > F = 0.0000 *Kết hồi quy FGLS (Feasible Generalized Least Square) với GDP biến phụ thuộc: Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = 13 (0.7717) Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(7) Prob > chi2 = = 202 13 = = = = = 10 15.53846 19 1988.23 0.0000 -lnGDP | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lnIG | 0586775 0181211 3.24 0.001 0231607 0941942 lnIP | 3259029 0246969 13.20 0.000 2774979 3743079 lnFDI | 005899 0049798 1.18 0.236 -.0038614 0156593 lnLABOR | 3988924 0666359 5.99 0.000 2682885 5294963 lnEXPO | 2945053 0254294 11.58 0.000 2446646 344346 tel | 0028348 0004186 6.77 0.000 0020144 0036552 cpi | 0012903 0010009 1.29 0.197 -.0006714 003252 _cons | 0712222 4063254 0.18 0.861 -.7251611 8676054 99