Tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài đến bất bình đẳng thu nhập tại các vùng của việt nam giai đoạn 2007 2015

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC MỞ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH - - NGUYỄN PHAN HẠNH NGUYÊN TÁC ĐỘNG CỦA ĐẦU TƢ TRỰC TIẾP NƢỚC NGỒI ĐẾN BẤT BÌNH ĐẲNG THU NHẬP TẠI CÁC VÙNG CỦA VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2007-2015 Tai Lieu Chat Luong LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Tp Hồ Chí Minh, năm 2017 NHẬN XÉT CỦA GIẢNG VIÊN HƢỚNG DẪN Tên học viên: Nguyễn Phan Hạnh Nguyên Học viên: lớp ME6 Tên đề tài: “Tác động đầu tư trực tiếp nước ngồi đến bất bình đẳng thu nhập vùng Việt Nam giai đoạn 2007-2015” Luận văn học viên Nguyễn Phan Hạnh Nguyên đạt yêu cầu Luận văn thạc sỹ Đề nghị Khoa Đào tạo Sau đại học, trường Đại học Mở TP.HCM cho phép học viên làm thủ tục bảo vệ Tp Hồ Chí Minh, ngày tháng Giảng viên hướng dẫn TS Dương Quỳnh Nga i năm 2017 LỜI CAM ĐOAN Tôi cam đoan luận văn “Tác động đầu tư trực tiếp nước đến bất bình đẳng thu nhập vùng Việt Nam giai đoạn 2007-2015” nghiên cứu tơi Ngồi trừ tài liệu tham khảo trích dẫn luận văn này, tơi cam đoan toàn phần hay phần nhỏ luận văn chưa công bố sử dụng để nhận cấp nơi khác Khơng có sản phẩm/nghiên cứu người khác sử dụng luận văn mà khơng trích dẫn theo quy định Luận văn chưa nộp để nhận cấp trường Đại học sở đào tạo khác TP Hồ Chí Minh, năm 2017 Nguyễn Phan Hạnh Nguyên ii LỜI CẢM ƠN Tôi xin chân thành cảm ơn quý Thầy Cơ tận tình giảng dạy truyền đạt kiến thức q báo cho tơi suốt q trình học tập nghiên cứu Trường Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh Trân trọng cảm ơn Ban Giám hiệu, quý Thầy Cô khoa sau đại học Trường Đại học Mở thành phố Hồ Chí Minh giúp đỡ tạo điều kiện giúp tơi hồn thành khóa học Và đặc biệt tơi xin gửi lời cảm ơn chân thành đến người hướng dẫn khoa học - TS Dương Quỳnh Nga tận tình hướng dẫn góp ý cho tơi suốt thời gian thực luận văn Tôi chân thành bày tỏ lịng biết ơn đến gia đình, bạn bè đồng nghiệp động viên, hỗ trợ tạo điều kiện tốt cho suốt thời gian học tập Cuối cùng, xin chúc quý Thầy Cô, gia đình bạn bè đồng nghiệp sức khoẻ thành đạt Người thực Nguyễn Phan Hạnh Nguyên iii TÓM TẮT Từ mở cửa kinh tế quan trọng từ Luật Đầu tư nước đời (1987), đầu tư trực tiếp nước ngồi có đóng góp tích cực kinh tế - xã hội nhiều phương diện Đến nay, kinh tế có khó khăn mang tính tồn cầu, Việt Nam tiếp tục mở rộng giao thương quốc tế, tiếp tục quan tâm thu hút dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi Với gia tăng dịng vốn FDI vào Việt Nam mức độ ảnh hưởng dòng vốn đến kinh tế, nhiều nghiên cứu tác động FDI đến kinh tế Việt Nam thực Tuy nhiên, nghiên cứu tác động FDI chủ yếu tập trung vào hiệu tăng trưởng nó, có nghiên cứu đánh giá tác động FDI đến bất bình đẳng thu nhập Dựa sở lý thuyết kế thừa nghiên cứu trước, luận văn xây dựng mơ hình nghiên cứu với biến tác động đến bất bình đẳng thu nhập: đầu tư trực tiếp nước ngoài, độ mở thương mại, lạm phát, thu nhập bình quân đầu người (thể mức độ phát triển kinh tế - xã hội tỉnh), chi tiêu công, giáo dục, thành thị, dịch vụ yếu tố vùng miền Để đánh giá tác động đầu tư trực tiếp nước ngồi đến bất bình đẳng thu nhập, tác giả sử dụng liệu chéo theo thời gian (dữ liệu bảng) 63 tỉnh, thành giai đoạn 2007-2015, kết hợp với phương pháp phân tích hiệu ứng cố định, hiệu ứng ngẫu nhiên, phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát (GLS) phương pháp ước lượng SGMM để giải vấn đề tương quan chuỗi, phương sai sai số thay đổi vấn đề nội sinh làm sai lệch ước lượng Kết phân tích thực nghiệm cho thấy tồn mối quan hệ biến mơ hình Đầu tư trực tiếp nước tác động chiều có ý nghĩa thống kê với mức 1% đến bất bình đẳng thu nhập tỉnh, thành phố Việt Nam Các yếu tố khác: độ mở thương mại, lạm phát, thu nhập bình quân đầu người (thể mức độ phát triển kinh tế - xã hội tỉnh), chi tiêu công, giáo dục, thành thị, dịch vụ yếu tố vùng miền có ảnh hưởng định đến bất bình đẳng thu nhập tỉnh, thành phố Việt Nam iv MỤC LỤC Trang LỜI CAM ĐOAN ii LỜI CẢM ƠN iii TÓM TẮT iv PHỤ LỤC vii DANH MỤC BẢNG BIỂU viii DANH MỤC HÌNH VẼ ix CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu 1.2.1 Mục tiêu nghiên cứu 1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.3.1 Đối tượng nghiên cứu 1.3.2 Phạm vi nghiên cứu 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Ý nghĩa đề tài 1.6 Kết cấu Luận văn CHƢƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT 2.1 Các khái niệm 2.1.1 Khái niệm đầu tư trực tiếp nước 2.1.2 Khái niệm bất bình đẳng thu nhập 2.1.3 Đo lường bất bình đẳng phân phối thu nhập 2.2 Cơ sở lý thuyết 10 2.2.1 Các lý thuyết đầu tư trực tiếp nước 10 2.2.3 Các yếu tố ảnh hưởng đến bất bình đẳng thu nhập 14 2.2.4 Mối quan hệ FDI bất bình đẳng thu nhập 15 v 2.3 Tổng hợp số mô hình nghiên cứu ngồi nước trước 19 2.3.1 Các cơng trình nước ngồi cơng bố 19 2.3.2 Các nghiên cứu nước 26 CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 29 3.1 Lựa chọn mơ hình tác giả 29 3.1.1 Đề xuất mơ hình nghiên cứu 29 3.1.2 Mơ tả biến mơ hình 30 3.2 Phương pháp ước lượng mơ hình 35 3.2.1 Nguồn số liệu 35 3.2.2 Phương pháp ước lượng mơ hình nghiên cứu 37 3.2.3 Kiểm định cho mơ hình nghiên cứu 39 CHƢƠNG 4: PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM KẾT QUẢ TÁC ĐỘNG CỦA ĐẦU TƢ TRỰC TIẾP NƢỚC NGỒI ĐẾN BẤT BÌNH ĐẲNG THU NHẬP CỦA VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2007-2015 42 4.1 Thực trạng thu hút vốn FDI vùng Việt Nam giai đoạn 20072015 42 4.2 Thực trạng bất bình đẳng thu nhập Việt Nam giai đoạn 2007-2015 46 4.3 Phân tích thống kê mơ tả biến mơ hình 52 4.3.1 Phân tích thống kê mơ tả biến mơ hình 52 4.3.2 Ma trận hệ số tương quan biến 53 4.3.3 Kết nghiên cứu 55 4.3.4 Phân tích kết hồi quy suy diễn thống kê 60 CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN 67 5.1 Những điểm kết nghiên cứu 67 5.2 Gợi ý sách 67 5.3 Hạn chế đề nghị hướng nghiên cứu 69 TÀI LIỆU THAM KHẢO 71 vi PHỤ LỤC Trang Phụ lục Các vùng kinh tế xã hội Việt Nam 80 Phụ lục Thống kê mô tả biến 81 Phục lục Ma trận hệ số tương quan 82 Phụ lục Kết hồi quy liệu bảng 83 Phụ lục 89 vii DANH MỤC BẢNG BIỂU Trang Bảng 3.1 Tóm tắt biến đo lường biến mơ hình 34 Bảng 4.1: FDI vùng Việt Nam (tính đến ngày 31/12/2015 44 Bảng 4.2: Thu nhập bình quân đầu người chênh lệch thu nhập nhóm giàu nhóm nghèo giai đoạn 2007-2015 50 Bảng 4.3 : Thống kê mô tả biến mơ hình nghiên cứu 52 Bảng 4.4: Bảng ma trận hệ số tương quan biến mơ hình nghiên cứu 54 Bảng 4.5: Tổng hợp giá trị p value từ kiểm định Likelihood 56 Bảng 4.6: Tổng hợp giá trị p value từ kiểm định Breuch and Pagan Test 57 Bảng 4.7: Tổng hợp giá trị p value từ kiểm định Hausman Test 57 Bảng 4.8: Kiểm tra đa cộng tuyến mơ hình nghiên cứu 58 Bảng 4.9: Tổng hợp giá trị p value từ kiểm định Woolridge test 59 Bảng 4.10: Tổng hợp giá trị p value từ kiểm định Heteroskedasticity Test 59 Bảng 4.11: Kết hồi quy phương pháp SGMM 59 viii DANH MỤC HÌNH VẼ Trang Hình 1.1 Đường cong Lorenz hệ số Gini Hình 4.1: Diễn biến dịng vốn FDI vào Việt Nam giai đoạn 2007-2015 42 Hình 4.2: FDI vùng Việt Nam (tính đến ngày 31/12/2015) 44 Hình 4.3: FDI tỉnh Việt Nam (tính đến ngày 31/12/2015) 45 Hình 4.4: Hệ số GINI theo vùng giai đoạn 2007-2015 47 Hình 4.5: Thu nhập bình quân đầu người nhóm giàu nhóm nghèo 48 Hình 4.6: Chênh lệch thu nhập nhóm giàu nhóm nghèo vùng Việt Nam giai đoạn 2007-2015 51 ix Luật Đầu tư nước ngày 09/6/2000 Luật Đầu tư số 59/2005/QH11 ngày 29/11/2005, Quốc hội khóa 11 Luật Đầu tư số 67/2014/QH13 quốc hội khóa 13 thông qua ngày 26/11/2014 Macarena Suanes (2016), “Foreign direct investment and income inequality in Latin America: a sectoral analysis”, Cepalreview 118, April 2016 MacDougall, G D A (1960), “The benefits and costs of private investment form abroad: A theoretical approach”, Economic Record, 36, 205-266 Marcelo Soto (2009), “System GMM estimation with a small sample”, Barcelona Economics Working Paper Series, N0 395 Meltem Ucal , Mehmet Hüseyin Bilgin (2014), “Income Inequality and FDI: Evidence with Turkish Data”, University of Otago, Economics Discussion Papers No 1407 June 2014 Mihaylova, S (2015), “Foreign Direct Investment and Income Inequality in Central and Eastern Europe”, Theoretical and Applied Economics, XXII(2), 23-42 Nam Hoai Trinh (2016) “The effect of foreign direct investment on income inequality in vietnam”, International Journal of Economics, Commerce and Management United Kingdom Vol IV, Issue 12, December 2016 ISSN 2348 0386 Nathapompan Piyaareekul Uttama (2013), “On the relation between foreign direct investment and regional income inequality towards ASEAN's economic integration”, Economics Bulletin, 2013, Vol 33 No pp 2251-2259 76 Nguyễn Minh Kiều cộng (2016), “Tác động FDI phát triển tài đến tăng trưởng kinh tế quốc gia ASEAN giai đoạn 1995-2014”, Khoa học Đại học Mở, 2016, số tr.16-24 Nguyễn Minh Tiến (2014), Đầu tư trực tiếp nước tăng trưởng kinh tế vùng việt nam, Luận án Tiến sỹ kinh tế Trường Đại học Kinh tế TP HCM Nguyễn Thị Huỳnh Giao (2016), “Tác động vốn FDI đến phát triển doanh nghiệp vừa nhỏ Việt Nam tham gia Hiệp định đối tác xuyên Thái Bình Dương (TPP)”, Kinh tế Châu Á Thái Bình Dương 2016, số 475 tr.25-27 Nguyễn Thị Vi, Phạm Huy Vinh (2012), “Bất bình đẳng thu nhập Việt Nam: thực trạng giải pháp”, Kinh tế Phát triển, số đặc biệt tháng 9/2012, tr.102-110 Ohlin, B (1933), Interregional and International Tradem, Cambridge: Harvard University Press Organisation for Economic Co-operation and Development (2008), Benchmark Definition of Foreign Direct Investment: Fourth Edition, 2008 Pandej Chintrakarn, Dierk Herzer, Peter Nunnenkamp (2010), “FDI and Income Inequality: Evidence from a Panel of US States”, Kiel Working Paper No 1579 | January 2010 Parantap Basu, Alessandra Guariglia (2007), “Foreign Direct Investment, inequality, and growth”, Journal of Macroeconomics, Volume 29, Issue 4, December 2007, Pages 824-839 Phạm Quang Sáng, Phạm Thị Bích Ngọc, Phạm Đình Long (2014), “Tác động lấn át FDI đến rời ngành doanh nghiệp nước “ Phát triển Khoa học & Công nghệ 2014, số 17 Q4 tr.57-68 77 Phan Minh Ngọc (2009), “ Nhìn nhận vai trị FDI Việt Nam”, tạp chí Đầu tư nước ngồi, Số Xn Kỷ Sửu Phùng Quốc Chí (2004), “Tác động đầu tư trực tiếp nước (FDI) đến chuyển dịch cấu kinh tế tỉnh Hưng Yên”, Những vấn đề kinh tế giới 2004, Số 02 Tr.57 Roodman, D (2006), “How To Do xtabond2: An Introduction to “Difference” and “System” GMM in Stata”, Center for Global Development Working Paper No 103 Sandrine Mugeni (2015), “Foreign Investment, Democracy and Income Inequality: Empirical Evidence”, University of Ottawa April 10th, 2015 Simon and Schuster Adams, S., (2008), “Globalization and income inequality: Implications for intellectual property rights”, Journal of Policy Modeling, 30, 725–735 Thông tư số 02/2011/TT-BKHĐT ngày 10 tháng 01 năm 2011 Bộ trưởng Bộ Kế hoạch Đầu tư quy định nội dung Hệ thống tiêu thống kê quốc gia; danh mục nội dung Hệ thống tiêu thống kê cấp tỉnh, huyện, xã Trần Nhuận Kiên (2013), “Ảnh hưởng đầu tư trực tiếp nước ngồi đến bất bình đẳng thu nhập Việt Nam”, Những vấn đề Kinh tế & Chính trị Thế giới, 2013, số tr.48-54 Tsai, P-L (1995), “Foreign Direct Investment and Income Inequality: Further Evidence”, World Development, 23(3), 469-483 Vernon R (1966), “International investment and international trade in the product cycle” Quarterly Journal of Economics 80, pp 190-207 78 Vũ Văn Hường (2007), “Tác động FDI đến tăng trưởng kinh tế: Nhìn từ mơ hình kinh tế lượng”, Tài chính, 2007, số 12 tr.35-36 World Bank (2012), Báo cáo Đánh giá nghèo Việt Nam năm 2012 - Khởi đầu tốt, chưa phải hoàn thành: Thành tựu ấn tượng Việt Nam giảm nghèo Những thách thức mới, tháng 12/2012 UNDP (2013), Humanity Divided: Confronting Inequality in Developing Countries, One United Nation Plaza, New York, USA, Chapter World Bank (2014), Điểm lại cập nhật tình hình phát triển kinh tế Việt Nam,tháng 72014 79 PHỤ LỤC Phụ lục Các vùng kinh tế xã hội Việt Nam - Vùng Đồng sông Hồng, bao gồm 12 tỉnh thành (tính Hà Tây cũ): Hà Nội, Vĩnh Phúc, Bắc Ninh, Quảng Ninh, Hải Dương, Hải Phòng, Hưng Yên, Thái Bình, Hà Nam, Nam Định, Ninh Bình - Vùng Trung du miền núi phía Bắc, bao gồm 14 tỉnh: Hà Giang, Cao Bằng, Bắc Kạn, Tuyên Quang, Lào Cai, Yên Bái, Thái Nguyên, Lạng Sơn, Bắc Giang, Phú Thọ, Điện Biên, Lai Châu, Sơn La, Hịa Bình - Vùng Bắc Trung Bộ Duyên hải miền Trung, bao gồm 14 tỉnh thành: Thanh Hóa, Nghệ An, Hà Tĩnh, Quảng Bình, Quảng Trị, Thừa Thiên Huế, Đà Nẵng, Quãng Nam, Qng Ngãi, Bình Định, Phú n, Khánh Hịa, Ninh Thuận Bình Thuận - Vùng Tây Nguyên, bao gồm tỉnh: Kon Tum, Gia Lai, Đắk Lắk, Đắk Nông Lâm Đồng - Vùng Đông Nam Bộ, bao gồm tỉnh thành: Bình Phước, Tây Ninh, Bình Dương, Đồng Nai, Bà Rịa – Vũng Tàu, TP Hồ Chí Minh - Vùng Đồng sông Cửu Long gồm 13 tỉnh thành: Long An, Tiền Giang, Bến Tre, Trà Vinh, Vĩnh Long, Đồng Tháp, An Giang, Kiên Giang, Cần Thơ, Hậu Giang, Sóc Trăng, Bạc Liêu, Cà Mau 80 Phụ lục Thống kê mô tả biến Variable Obs Mean Std Dev Min Max gini 567 3537772 0250655 2927 4227 fdi 466 0164865 open 567 1.115359 3.522225 0007 42.5016 inf 567 9.905523 7.185714 -9.0825 40 lngdp 567 10.17905 1.007481 7.3174 13.7719 pexp 567 3471132 2524851 0261 1.5011 edu 567 0139351 0225021 1232 urb 567 2607138 1638856 0766 8729 ser 567 6475556 2167054 0842 1.625 d1 567 1746032 3799625 d2 567 2222222 4161068 d3 567 2222222 4161068 d4 567 0793651 2705464 d5 567 0952381 2938027 0995553 81 0.00000508 1.924836 Phụ lục Ma trận tương quan tuyến tính gini fdi open inf lngdp pexp edu urb ser d1 d2 d3 d4 d5 gini 1.0000 0.0305 0.5110 -0.1105*** 0.0084 -0.0090 0.8298 0.0037 0.9305 0.2273*** 0.0000 -0.0119 0.7782 0.1111*** 0.0081 0.0721* 0.0862 -0.2396*** 0.0000 0.2063*** 0.0000 -0.2310*** 0.0000 0.2210*** 0.0000 0.0061 0.8839 fdi open inf lngdp pexp edu urb ser d1 d2 d3 d4 d5 1.0000 -0.0062 0.8944 0.1375*** 0.0029 -0.1217*** 0.0085 -0.0128 0.7829 -0.0322 0.4887 0.0064 0.8909 0.0234 0.6139 -0.0378 0.4160 -0.0518 0.2643 0.1617*** 0.0005 -0.0335 0.4705 -0.0084 0.8561 1.0000 -0.0515 0.2208 0.2712*** 0.0000 -0.1744*** 0.0000 0.0462 0.2719 0.1142*** 0.0065 -0.0313 0.4569 0.0521 0.2158 -0.0812* 0.0534 -0.1019** 0.0152 -0.0649 0.1224 0.3721*** 0.0000 1.0000 -0.2892*** 0.0000 0.0042 0.9202 -0.0362 0.3891 -0.0721* 0.0862 -0.0646 0.1245 -0.0158 0.7080 0.0268 0.5249 0.0197 0.6391 0.0359 0.3937 -0.0140 0.7402 1.0000 -0.6203*** 0.0000 0.4082*** 0.0000 0.5100*** 0.0000 0.0136 0.7460 0.2194*** 0.0000 -0.4528*** 0.0000 -0.0370 0.3797 -0.0930** 0.0268 0.4225*** 0.0000 1.0000 -0.2220*** 0.0000 -0.3011*** 0.0000 -0.1328*** 0.0015 -0.2071*** 0.0000 0.6388*** 0.0000 -0.0329 0.4345 0.0465 0.2685 -0.2796*** 0.0000 1.0000 0.6612*** 0.0000 0.1258*** 0.0027 0.1346*** 0.0013 -0.1180*** 0.0049 0.1309*** 0.0018 -0.0804* 0.0558 0.0390 0.3534 82 1.0000 0.2340*** 0.0000 -0.0099 0.8137 -0.2940*** 0.0000 0.1303*** 0.0019 0.0365 0.3853 0.3184*** 0.0000 1.0000 -0.3033*** 0.0000 -0.3647*** 0.0000 0.2511*** 0.0000 0.0040 0.9236 -0.0270 0.5216 1.0000 -0.2458*** 0.0000 -0.2458*** 0.0000 -0.1350*** 0.0013 -0.1492*** 0.0004 1.0000 -0.2857*** 0.0000 -0.1569*** 0.0002 -0.1734*** 0.0000 1.0000 -0.1569*** 1.0000 0.0002 -0.1734*** -0.0953** 1.0000 0.0000 0.0233 Phụ lục Kết hồi quy liệu bảng 4.1 Mơ hình Pooled OLS Source SS df MS Model Residual 037577824 249346124 457 004697228 000545615 Total 286923948 465 000617041 gini Coef fdi open inf lngdp pexp edu urb ser _cons 0117237 -.0008246 0003466 0074524 0471828 -.1737166 0320436 0093765 2458805 Std Err .0110931 000293 0001704 0016993 0075852 0606017 0092363 0050818 0196452 t Number of obs F(8, 457) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 1.06 -2.81 2.03 4.39 6.22 -2.87 3.47 1.85 12.52 0.291 0.005 0.042 0.000 0.000 0.004 0.001 0.066 0.000 = = = = = = 466 8.61 0.0000 0.1310 0.1158 02336 [95% Conf Interval] -.0100761 -.0014004 0000118 0041131 0322766 -.2928092 0138927 -.00061 2072745 0335235 -.0002487 0006814 0107917 062089 -.054624 0501946 0193631 2844866 4.2 Kết mơ hình REM Random-effects GLS regression Group variable: stt Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.0685 between = 0.0592 overall = 0.0628 corr(u_i, X) = = 466 62 = avg = max = 7.5 = = 32.30 0.0001 Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) gini Coef Std Err z fdi open inf lngdp pexp edu urb ser _cons 00221 -.000595 0000969 0044478 0179983 -.0375368 002724 -.0058984 3053776 0048077 0001856 0000793 0012078 0070163 0886211 0124473 0050072 0128684 sigma_u sigma_e rho 0228851 00948273 85346334 (fraction of variance due to u_i) 0.46 -3.21 1.22 3.68 2.57 -0.42 0.22 -1.18 23.73 83 P>|z| 0.646 0.001 0.222 0.000 0.010 0.672 0.827 0.239 0.000 [95% Conf Interval] -.0072129 -.0009588 -.0000585 0020805 0042465 -.211231 -.0216723 -.0157123 2801559 011633 -.0002313 0002523 006815 03175 1361574 0271202 0039155 3305992 4.3 Kết hồi quy mô hình FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: stt Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.0714 between = 0.0082 overall = 0.0146 corr(u_i, Xb) = = 466 62 = avg = max = 7.5 = = 3.80 0.0003 F(8,396) Prob > F = -0.0727 gini Coef Std Err t fdi open inf lngdp pexp edu urb ser _cons 0020708 -.0005986 0000845 0049665 0148002 -.0241959 -.0108997 -.008592 3046579 0048192 0001889 0000801 001291 0082167 1103696 0151727 0054774 0129807 sigma_u sigma_e rho 02345825 00948273 85954297 (fraction of variance due to u_i) 0.43 -3.17 1.05 3.85 1.80 -0.22 -0.72 -1.57 23.47 F test that all u_i=0: F(61, 396) = 38.97 84 P>|t| 0.668 0.002 0.292 0.000 0.072 0.827 0.473 0.118 0.000 [95% Conf Interval] -.0074036 -.00097 -.000073 0024284 -.0013537 -.2411796 -.0407287 -.0193604 2791383 0115451 -.0002271 0002419 0075047 030954 1927878 0189294 0021764 3301775 Prob > F = 0.0000 4.4 So sánh mơ hình Pooled FEM (Kết kiểm định Likelihood Test) Fixed-effects (within) regression Group variable: stt Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.0714 between = 0.0082 overall = 0.0146 corr(u_i, Xb) = = 466 62 = avg = max = 7.5 = = 3.80 0.0003 F(8,396) Prob > F = -0.0727 gini Coef Std Err t fdi open inf lngdp pexp edu urb ser _cons 0020708 -.0005986 0000845 0049665 0148002 -.0241959 -.0108997 -.008592 3046579 0048192 0001889 0000801 001291 0082167 1103696 0151727 0054774 0129807 sigma_u sigma_e rho 02345825 00948273 85954297 (fraction of variance due to u_i) 0.43 -3.17 1.05 3.85 1.80 -0.22 -0.72 -1.57 23.47 P>|t| 0.668 0.002 0.292 0.000 0.072 0.827 0.473 0.118 0.000 F test that all u_i=0: F(61, 396) = 38.97 [95% Conf Interval] -.0074036 -.00097 -.000073 0024284 -.0013537 -.2411796 -.0407287 -.0193604 2791383 0115451 -.0002271 0002419 0075047 030954 1927878 0189294 0021764 3301775 Prob > F = 0.0000 4.5 So sánh mơ hình Pooled REM (Kết kiểm định Breusch Pagan Test) Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects gini[stt,t] = Xb + u[stt] + e[stt,t] Estimated results: Var gini e u Test: sd = sqrt(Var) 000617 0000899 0005237 0248403 0094827 0228851 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 85 1017.42 0.0000 4.6 So sánh mơ hình REM FEM (Kiểm định Hausman) Coefficients (b) (B) fixed random fdi open inf lngdp pexp edu urb ser 0020708 -.0005986 0000845 0049665 0148002 -.0241959 -.0108997 -.008592 (b-B) Difference 00221 -.000595 0000969 0044478 0179983 -.0375368 002724 -.0058984 -.0001393 -3.51e-06 -.0000124 0005188 -.0031981 0133409 -.0136236 -.0026936 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0003322 0000353 0000113 0004561 0042762 0657857 0086761 0022203 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) = 7.58 Prob>chi2 = 0.3712 4.7 Kiểm định tƣợng đa cộng tuyến Variable VIF 1/VIF d2 lngdp urb d1 edu pexp d5 d3 ser d4 inf open fdi 3.28 2.60 2.51 2.28 2.21 2.10 1.99 1.98 1.86 1.29 1.22 1.19 1.07 0.305017 0.384207 0.399041 0.439529 0.452203 0.475987 0.501297 0.506047 0.537587 0.772617 0.822738 0.837306 0.936044 Mean VIF 1.97 86 4.8 Kiểm định tƣợng phƣơng sai thay đổi Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects gini[stt,t] = Xb + u[stt] + e[stt,t] Estimated results: Var gini e u Test: sd = sqrt(Var) 000617 0000899 0005237 0248403 0094827 0228851 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 1017.42 0.0000 4.9 Kiểm tra tƣợng tự tƣơng quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 54) = 887.121 Prob > F = 0.0000 87 4.10 Mơ hình SGMM Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: stt Time variable : nam Number of instruments = 104 Wald chi2(13) = 2.98e+06 Prob > chi2 = 0.000 gini Coef fdi open inf lngdp pexp edu urb ser d1 d2 d3 d4 d5 _cons 0211371 -.0006531 0003551 0067216 0297395 -.2057513 0642448 0254546 -.0235527 0087182 -.0222931 0125909 -.0205573 2506357 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err .0007899 0000127 4.59e-06 0002402 002641 0107324 0016359 0013354 0037824 0044423 0030614 0042991 0031763 0047721 z 26.76 -51.56 77.32 27.98 11.26 -19.17 39.27 19.06 -6.23 1.96 -7.28 2.93 -6.47 52.52 P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.050 0.000 0.003 0.000 0.000 = = = = = 466 62 7.52 [95% Conf Interval] 019589 -.0006779 0003461 0062508 0245632 -.2267864 0610385 0228373 -.030966 0000115 -.0282933 0041647 -.0267828 2412827 0226852 -.0006283 0003641 0071924 0349158 -.1847162 0674511 0280719 -.0161394 0174249 -.0162929 021017 -.0143319 2599888 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(0/1).(L.fdi L.open L.edu D.gini D.edu) Instruments for levels equation Standard _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL.(L.fdi L.open L.edu D.gini D.edu) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.228 0.021 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 1.000 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(55) = 55.35 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(35) = -4.14 Prob > chi2 = 0.461 1.000 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(90) = 702.95 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(90) = 51.22 weakened by many instruments.) 88 -1.21 -2.31 Phụ lục Theo World Bank chênh lệch thu nhập Việt Nam gia tăng bất bình đẳng thu nhập nhân tố đa chiều có quan hệ qua lại với nhau, nhóm nhân tố gồm: i) nhóm dân tộc thiểu số khơng đạt tiến nhanh chóng dân tộc Kinh Khu vực phi nông nghiệp Việt Nam tăng trưởng, ngày nhiều cá nhân có học vấn đạt thu nhập cao hoạt động khu vực người dân tộc thiểu số có trình độ học vấn thấp hơn, bị hạn chế khả tiếp cận nguồn vốn sản xuất, chiếm số đông lực lượng lao động lĩnh vực nông nghiệp với tốc độ tăng trưởng chậm khiến cho khoảng cách trung bình người dân tộc thiểu số người Kinh ngày giãn rộng ii) khác biệt mơ hình tăng trưởng theo địa lý làm tăng bất bình đẳng vùng, tỉnh huyện - khác biệt động lực tăng trưởng nông nghiệp phi nơng nghiệp vùng góp phần tạo khác biệt tỷ lệ tăng trưởng Mức độ tăng trưởng khác không đồng vùng miền: tăng trưởng thu nhập Đông Bắc chậm so với vùng khác nước, tăng trưởng thu nhập vùng Đồng sơng Hồng Tây Nguyên lại cao nhiều so với mức tăng trưởng bình qn 8% Vùng Đơng Nam vùng có mức thu nhập bình qn đầu người cao vùng khác iii) Lý giải thứ ba gia tăng bất bình đẳng liên quan đến thay đổi mơ hình sản xuất, từ mơ hình nơng nghiệp đến mơ hình phi nơng nghiệp từ cơng việc tay nghề thấp đến cơng việc ngồi lĩnh vực nơng nghiệp địi hỏi tay nghề cao Tỷ trọng đóng góp lĩnh vực nơng nghiệp việc gia tăng bất bình đẳng giảm xuống từ mức xấp xỉ 55% tổng thu nhập nông thôn năm 1998 xuống xấp xỉ 30% tổng thu nhập năm 2010 vùng nơng thơn, việc đa dạng hóa/chuyển đổi sang việc làm phi nông nghiệp diễn cấp độ hộ gia đình cấp độ cá nhân, động lực mạnh mẽ thúc đẩy giảm nghèo vòng thập kỷ vừa qua 89 Ngoài ra, nghiên cứu World Bank cho thấy học vấn ngày nhân tố quan trọng tác động tới thu nhập khu vực nông thôn, trình độ học vấn trung bình thành viên trưởng thành độ tuổi lao động nguyên nhân quan trọng lý giải khác thu nhập hộ vùng miền nơi họ sinh sống Chênh lệch thu nhập trung bình khu vực nơng thơn thành thị giảm người giả hơn, có trình độ học vấn cao khu vực nông thôn bắt kịp người có đặc điểm tương đương khu vực thành thị 90