Tác động của chi tiêu chính phủ đến tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia châu á có thu nhập thấp luận văn thạc sĩ 2016

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH HỒNG TỪ THÁI HÀ TÁC ĐỘNG CỦA CHI TIÊU CHÍNH PHỦ ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI CÁC QUỐC GIA CHÂU Á CÓ THU NHẬP THẤP LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh, năm 2016 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH HỒNG TỪ THÁI HÀ TÁC ĐỘNG CỦA CHI TIÊU CHÍNH PHỦ ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI CÁC QUỐC GIA CHÂU Á CĨ THU NHẬP THẤP Chun ngành: Tài - Ngân hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC TS NGUYỄN KIM QUYẾN TP Hồ Chí Minh, năm 2016 LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan đề tài nghiên cứu “Tác động chi tiêu phủ đến tăng trưởng kinh tế quốc gia Châu Á có thu nhập thấp” cơng trình nghiên cứu riêng tơi hướng dẫn khoa học TS Nguyễn Kim Quyến Các số liệu, kết nêu luận văn hoàn toàn trung thực chưa công bố cơng trình khác Tơi xin hồn tồn chịu trách nhiệm nội dung tính trung thực đề tài Học viên thực Hoàng Từ Thái Hà MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC BẢNG BIỂU DANH MỤC HÌNH CHƯƠNG TỔNG QUAN ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Ý nghĩa đề tài 1.7 Kết cấu nghiên cứu CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ CHI TIÊU CHÍNH PHỦ VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ .7 2.1 Lý thuyết tăng trưởng kinh tế 2.2 Tác động chi tiêu phủ đến tăng trưởng kinh tế 10 2.2.1 Lý thuyết chi tiêu phủ tăng trưởng kinh tế 10 2.2.1.1 Trường phái Keynes 10 2.2.1.2 Các trường phái kinh tế khác 11 2.2.1.3 Đường cong Armey 12 2.2.2 Một số mơ hình lý thuyết chi tiêu phủ 15 2.2.2.1 Mơ hình Robert Barro (1990) 15 2.2.2.2 Mơ hình Devarajan, Swaroop, Zou (1996) 18 2.2.2.3 Mô hình Davoodi Zou (1998) 20 2.3 Một số nghiên cứu thực nghiệm tác động chi tiêu phủ đến tăng trưởng kinh tế 23 2.3.1 Tác động tuyến tính chi tiêu phủ đến tăng trưởng kinh tế 23 2.3.2 Tác động phi tuyến tính chi tiêu phủ đến tăng trưởng kinh tế 26 CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 30 3.1 Mơ hình thực nghiệm 30 3.2 Phương pháp nghiên cứu 32 3.2.1 Kiểm định mô hình tuyến tính 32 3.2.2 Kiểm định mơ hình phi tuyến 34 3.3 Dữ liệu 36 CHƯƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 39 4.1 Phân tích liệu 39 4.1.1 Mô tả thống kê biến 39 4.1.2 Phân tích ma trận tương quan 41 4.2 Kết hồi quy tuyến tính 42 4.3 Kết hồi quy mơ hình phi tuyến 49 4.3.1 Kiểm định tính phi tuyến mơ hình 49 4.3.2 Xác định giá trị ngưỡng 50 4.3.3 Kiểm định hiệu ứng ngưỡng 53 CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 57 5.1 Kết luận 57 5.2 Hàm ý sách 59 5.2 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu 61 5.3.1 Hạn chế đề tài 61 5.3.2 Hướng nghiên cứu 61 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC BẢNG BIỂU Trang Bảng 3.1 Mô tả liệu biến 37 Bảng 4.1 Thống kê mô tả biến 39 Bảng 4.2 Ma trận tương quan 41 Bảng 4.3 Kết kiểm định đa cộng tuyến với VIF 42 Bảng 4.4 Kết kiểm định Hausman cho hai mơ hình 44 Bảng 4.5 Kết ước lượng theo phương pháp FE 45 Bảng 4.6 Kết ước lượng mơ hình theo phương pháp GLS 47 Bảng 4.7 Tổng hợp kết hồi quy theo phương pháp khác 48 Bảng 4.8 Kết kiểm định biến chi tiêu phủ 54 Bảng 4.9 Kết kiểm định biến chi thường xuyên 55 Bảng 4.10 Kiểm định hiệu ứng ngưỡng phương pháp bootstrap 56 DANH MỤC HÌNH Hình 1.1 Đường cong phi tuyến Armey 13 Hình 4.1 Thống kê Likelihood chi tiêu phủ 52 Hình 4.2 Thống kê Likelihood đối vơi chi thường xuyên 53 CHƯƠNG TỔNG QUAN ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU Trong chương này, tác giả làm rõ lý chọn đề tài nghiên cứu, mục tiêu nghiên cứu, vấn đề cần nghiên cứu đồng thời giới thiệu tổng quan phương pháp nghiên cứu ý nghĩa thực đề tài 1.1 Lý chọn đề tài Sự can thiệp Chính phủ vào kinh tế thực tế khách quan thừa nhận rộng rãi Có nhiều quan điểm khác tác động sách tài khóa tăng trưởng kinh tế Một mặt, nhà kinh tế học trường phái Keynes tin kinh tế hoạt động mức việc làm đầy đủ có sách tài khóa sách tiền tệ cần thiết để kích thích tổng cầu Mặt khác, trường phái tiền tệ nhà kinh tế học cổ điển cho sách tài khóa nên giữ mức tối thiểu có tiềm tạo thiếu hiệu phân bổ nguồn lực Tuy nhiên, hầu hết nhà kinh tế đồng ý có tình tăng chi tiêu phủ có lợi có tình mà phủ chi tiêu thúc đẩy tăng trưởng Mối quan hệ quy mơ chi tiêu phủ tăng trưởng kinh tế vấn đề nghiên cứu rộng rãi phương diện lý thuyết nghiên cứu thực nghiệm với góc nhìn phân tích khác Một gia tăng nói chung quy mơ chi tiêu phủ dẫn đến tổn thương kinh tế, gây hậu tiêu cực chèn lấn khu vực tư, phân bổ nguồn lực không hiệu quả, dẫn đến gánh nặng thuế nợ nước ngoài…Tuy nhiên xét góc độ khác, việc cung cấp hàng hóa dịch vụ cơng phủ sở hạ tầng, giáo dục, y tế cộng đồng lại cho dẫn xuất tăng trưởng kinh tế Trong bối cảnh nhiều ý kiến khác vai trò chi tiêu phủ tăng trưởng kinh tế, nghiên cứu “Tác động chi tiêu phủ đến tăng trưởng kinh tế quốc gia Châu Á có thu nhập thấp” (trong có Việt Nam) thực nhằm kiểm định xem thực chi tiêu phủ có tác động đến tăng trưởng kinh tế hay khơng, có tác động 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Đề tài luận văn nghiên cứu tác động chi tiêu phủ đến tăng trưởng kinh tế hàm sản xuất tân cổ điển đa biến, với câu hỏi nghiên cứu đặt là: - Chi tiêu phủ có tác động đến tăng trưởng kinh tế? Chi tiêu phủ có tác động chiều hay nghịch chiều đến tăng trưởng kinh tế? - Có tồn tác động phi tuyến chi tiêu phủ tăng trưởng kinh tế hay khơng? Nếu có ngưỡng chi tiêu bao nhiêu? - Giải pháp nhằm hoàn thiện sách liên quan đến chi tiêu phủ gắn với tăng trương kinh tế, Việt Nam? 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu Đề tài nghiên cứu tập trung vào tác động chi tiêu phủ theo cách đo lường khác tổng chi tiêu phủ, chi thường xuyên chi đầu tư đến tăng trưởng kinh tế mơ hình hàm sản xuất tân cổ điển Phạm vi nghiên cứu đề tài quốc gia có thu nhập trung bình thấp Châu Á giai đoạn từ năm 1995 - 2014 (Xem phụ lục A) 1.4 Phương pháp nghiên cứu Để thực nghiên cứu, đề tài sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng Dựa vào hàm sản xuất tân cổ điển mơ hình nghiên cứu Barro, đề tài tiến hành kiểm định tác động chi tiêu phủ đến tăng trưởng kinh tế mơ hình nghiên cứu gồm biến tăng trưởng GDP bình quân đầu người đại diện cho tăng trưởng kinh tế, chi tiêu phủ, tích lũy tài sản cố định gộp đại diện cho đầu tư, tỉ lệ lạm phát, độ mở kinh tế tăng trưởng dân số Ngoài tác giả xem xét tác động chi tiêu phủ phân tách thành chi thường xuyên chi đầu tư đến tăng trưởng kinh tế Số liệu biến sử dụng nghiên cứu thu thập từ cở sở liệu World Development Indicators 2015 World Bank Key Indicators for Asian and the Pacific 2015 Ngân hàng Phát triển Châu Á (ADB) Đầu tiên tác giả kiểm định mơ hình theo phương pháp OLS để phân tích mối quan hệ chi tiêu phủ tăng trưởng kinh tế Tuy nhiên, độ vững tính hiệu hệ số hồi qui mơ hình bị nghi ngờ, để xử lý vấn đề yếu tố khơng quan sát được, mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM) tác động cố định (FEM) sử dụng Để xác định mơ hình tốt hơn, tác giả tiến hành kiểm định F cho mơ hình tác động cố định kiểm định nhân tử Lagrange cho mơ hình tác động ngẫu nhiên kiểm định Hausman để lựa chọn mơ hình tác động cố định mơ hình tác động ngẫu nhiên Sau lựa chọn mơ hình phù hợp, tác giả tiến hành kiểm định tượng tự tương quan phương sai sai số thay đổi cho mơ hình Nếu tồn tượng tự tương quan phương sai sai số thay đổi tác giả dùng mơ hình FGLS (Feasible Generalized Least Square) để khắc phục Để kiểm định tính phi tuyến mơ hình, nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy ngưỡng (Threshold Effect Reggession) đề xuất Hansen (1999, 2000) Trước tiên tác giả xác định giá trị ngưỡng kiểm định xem hiệu ứng ngưỡng có ý nghĩa thống kê hay khơng Sau tác giả tách mẫu nghiên cứu thành hai chế độ phụ thuộc vào giá trị ngưỡng tìm để xem xét tác động chi tiêu phủ đến tăng trưởng kinh tế ứng với chế độ, đồng thời đưa hai chế độ vào phương trình để xem xét tác động hiệu ứng ngưỡng Tác giả lặp lại quy trình tương tự cho biến chi thường xuyên Quy trình thực nghiên cứu luận văn khái quát sau: Vấn đề nghiên cứu Chi tiêu phủ: thành phần, đo lường Mối quan hệ: Chi tiêu phủ  Tăng trưởng kinh tế Cơ sở lý thuyết Phương pháp nghiên cứu Tác động chi tiêu phủ Phương pháp nghiên cứu định lượng đến tăng trưởng kinh tế Mơ hình nghiên cứu giả thuyết Kiểm định mơ hình, giả thuyết Khuyến nghị sách 1.5 Ý nghĩa đề tài Kết nghiên cứu mang hàm ý sách mối quan hệ chi tiêu phủ tăng trưởng kinh tế, cung cấp thêm chứng thực nghiệm tác động chi tiêu phủ đến tăng trưởng kinh tế quốc gia có thu nhập trung bình thấp Châu Á, có Việt Nam từ giúp nhà hoạch định sách có thêm sở để đưa điều chỉnh chi tiêu phủ nhằm tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế tương lai tăng cường tính hiệu chi tiêu phủ 1.6 Tính đề tài Luận văn đánh giá tác động chi tiêu phủ tổng thể đến tăng trưởng kinh tế mà cịn phân tích chi tiêu phủ thành hai thành phần chi tiêu Phụ lục B: Các kết hồi quy Bảng 1: Thống kê mô tả biến Variable Obs Mean growth gov cgov igov open 540 540 540 540 540 4.455241 23.10057 17.51644 5.575463 87.28687 inf inv gpop 540 540 540 11.41946 25.76783 1.307278 Std Dev Min Max 5.546355 6.921616 5.833612 4.28791 42.84826 -17.81 3.52 2.01 31 47.34 47.67 36.55 27.94 220.41 29.86499 8.998547 9235303 -18.11 4.03 -2.66 411.76 67.91 4.69 Bảng 2: Tương quan biến growth gov cgov igov open inf inv gpop growth gov cgov igov open inf inv gpop 1.0000 -0.0853 -0.1826 0.1104 -0.0879 -0.1656 0.0914 -0.0886 1.0000 0.7873 0.5458 0.4601 -0.0374 0.2760 0.1712 1.0000 -0.0865 0.3895 0.0318 0.1294 -0.0478 1.0000 0.2162 -0.1033 0.2699 0.3419 1.0000 -0.0431 0.1286 0.1687 1.0000 -0.1010 -0.1124 1.0000 0.0266 1.0000 Bảng 3: Hệ số phóng đại phương sai VIF mơ hình mơ hình Variable VIF 1/VIF Variable VIF 1/VIF gov open inv gpop inf 1.37 1.28 1.09 1.05 1.02 0.731520 0.779724 0.914608 0.948790 0.977356 igov open cgov gpop inv inf 1.30 1.29 1.25 1.16 1.12 1.03 0.768643 0.772820 0.797183 0.858693 0.892089 0.974141 Mean VIF 1.16 Mean VIF 1.19 Bảng 4: Kết hồi quy OLS Mơ hình 1: Source SS df MS Model Residual 951.658945 15629.0867 534 190.331789 29.2679527 Total 16580.7457 539 30.7620514 growth Coef gov open inf inv gpop _cons -.063643 -.0074541 -.0315943 0652225 -.5237189 5.940867 Std Err t 0393624 0061588 0078925 0270777 2590393 9863695 -1.62 -1.21 -4.00 2.41 -2.02 6.02 df MS Number of obs F(5, 534) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.107 0.227 0.000 0.016 0.044 0.000 = = = = = = 540 6.50 0.0000 0.0574 0.0486 5.41 [95% Conf Interval] -.1409671 -.0195526 -.0470984 0120306 -1.03258 4.003227 0136811 0046444 -.0160902 1184144 -.0148579 7.878508 Mơ hình Source SS Model Residual 1556.11057 15024.6351 533 259.351761 28.1888089 Total 16580.7457 539 30.7620514 growth Coef cgov igov open inf inv gpop _cons -.1605162 1543579 -.0050305 -.0295328 0455747 -.9052914 7.191751 Std Err .0439064 0608325 0060712 0077584 0269071 267223 1.004306 t -3.66 2.54 -0.83 -3.81 1.69 -3.39 7.16 Number of obs F(6, 533) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.011 0.408 0.000 0.091 0.001 0.000 = = = = = = 540 9.20 0.0000 0.0939 0.0836 5.3093 [95% Conf Interval] -.246767 034857 -.0169569 -.0447736 -.0072823 -1.430231 5.218868 -.0742655 2738589 0068958 -.0142921 0984318 -.380352 9.164634 Bảng 5: Kết hồi quy theo phương pháp FE Mơ hình 1: Fixed-effects (within) regression Group variable: nuoc Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.1145 between = 0.0396 overall = 0.0307 corr(u_i, Xb) = = 540 27 = avg = max = 20 20.0 20 = = 13.13 0.0000 F(5,508) Prob > F = -0.3400 growth Coef Std Err t gov open inf inv gpop _cons -.1826237 0234149 -.0435693 1287324 -.2509365 4.138567 0537232 0121775 0071931 0341656 3943077 1.687548 sigma_u sigma_e rho 3.2622917 4.6906129 32601451 (fraction of variance due to u_i) -3.40 1.92 -6.06 3.77 -0.64 2.45 P>|t| 0.001 0.055 0.000 0.000 0.525 0.015 [95% Conf Interval] -.2881708 -.0005095 -.0577013 0616092 -1.025611 8231336 F test that all u_i=0: F(26, 508) = 7.78 -.0770766 0473393 -.0294374 1958556 523738 7.454 Prob > F = 0.0000 Mơ hình 2: Fixed-effects (within) regression Group variable: nuoc Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.1333 between = 0.0040 overall = 0.0598 corr(u_i, Xb) = = 540 27 = avg = max = 20 20.0 20 = = 13.00 0.0000 F(6,507) Prob > F = -0.3707 growth Coef Std Err cgov igov open inf inv gpop _cons -.3087352 0517234 0239163 -.0412477 1379943 -.4616266 5.005914 0653533 0888518 0120598 0071577 0339484 3958814 1.69092 sigma_u sigma_e rho 3.2196944 4.6450907 32452602 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(26, 507) = 7.28 t -4.72 0.58 1.98 -5.76 4.06 -1.17 2.96 P>|t| 0.000 0.561 0.048 0.000 0.000 0.244 0.003 [95% Conf Interval] -.4371319 -.1228397 000223 -.0553102 0712973 -1.239397 1.683842 -.1803385 2262864 0476095 -.0271852 2046912 3161435 8.327987 Prob > F = 0.0000 Bảng 6: Kết hồi quy theo phương pháp RE Mơ hình Random-effects GLS regression Group variable: nuoc Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.1123 between = 0.0080 overall = 0.0448 corr(u_i, X) = = 540 27 = avg = max = 20 20.0 20 = = 57.46 0.0000 Wald chi2(5) Prob > chi2 = (assumed) growth Coef Std Err z gov open inf inv gpop _cons -.1590375 0098 -.0413711 1170399 -.3717676 5.21626 0486534 0094009 007174 0317584 346791 1.460778 sigma_u sigma_e rho 2.5871685 4.6906129 23325921 (fraction of variance due to u_i) -3.27 1.04 -5.77 3.69 -1.07 3.57 P>|z| 0.001 0.297 0.000 0.000 0.284 0.000 [95% Conf Interval] -.2543964 -.0086254 -.0554318 0547946 -1.051465 2.353189 -.0636787 0282255 -.0273104 1792852 3079302 8.079332 Mơ hình 2: Random-effects GLS regression Group variable: nuoc Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.1302 between = 0.0255 overall = 0.0775 corr(u_i, X) = = 540 27 = avg = max = 20 20.0 20 = = 69.16 0.0000 Wald chi2(6) Prob > chi2 = (assumed) growth Coef Std Err z cgov igov open inf inv gpop _cons -.2628887 0596917 0097212 -.0389774 1146921 -.6404356 6.205732 0567511 0774376 0090181 0071515 0311584 34516 1.419403 sigma_u sigma_e rho 2.2916091 4.6450907 19574347 (fraction of variance due to u_i) -4.63 0.77 1.08 -5.45 3.68 -1.86 4.37 P>|z| 0.000 0.441 0.281 0.000 0.000 0.064 0.000 [95% Conf Interval] -.3741188 -.0920831 -.0079538 -.0529941 0536228 -1.316937 3.423754 -.1516587 2114665 0273963 -.0249608 1757614 0360656 8.98771 Bảng 7: Kiểm định lựa chọn mơ hình fe re Mơ hình 1: Coefficients (b) (B) fe re gov open inf inv gpop -.1826237 0234149 -.0435693 1287324 -.2509365 -.1590375 0098 -.0413711 1170399 -.3717676 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0235862 0136149 -.0021983 0116925 1208311 0235838 0078627 0009703 0131803 1929155 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(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 11.72 Prob>chi2 = 0.0388 Mơ hình 2: Coefficients (b) (B) fe2 re2 cgov igov open inf inv gpop -.3087352 0517234 0239163 -.0412477 1379943 -.4616266 -.2628887 0596917 0097212 -.0389774 1146921 -.6404356 (b-B) Difference -.0458465 -.0079683 014195 -.0022703 0233021 178809 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0339148 0456356 0082166 0011344 0144427 2031014 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(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 18.04 Prob>chi2 = 0.0061 Bảng 8: Kiểm định phương sai thay đổi Mơ hình Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (27) = Prob>chi2 = 21884.51 0.0000 Mơ hình 2: Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (27) = Prob>chi2 = 13997.69 0.0000 Bảng 9: Kiểm định tự tương quan Mơ hình 1: Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 26) = 3.334 Prob > F = 0.0794 Mơ hình 2: Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 26) = 4.706 Prob > F = 0.0394 Bảng 10: Kết ước lượng theo phương pháp FGLS Mơ hình 1: Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = growth Coef gov open inf inv gpop _cons -.0978703 0062387 -.0184755 0980571 -.4150406 4.157563 27 Std Err .0257198 0036926 005004 017008 1879444 6332058 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(5) Prob > chi2 z -3.81 1.69 -3.69 5.77 -2.21 6.57 P>|z| 0.000 0.091 0.000 0.000 0.027 0.000 = = = = = 540 27 20 69.91 0.0000 [95% Conf Interval] -.1482801 -.0009986 -.0282832 0647221 -.7834048 2.916502 -.0474604 013476 -.0086679 1313921 -.0466764 5.398623 Mơ hình 2: 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 = growth Coef cgov igov open inf inv gpop _cons -.1957722 0154835 0094707 -.0155487 1154788 -.6273558 4.519161 27 Std Err .0366138 0489582 0052553 0052159 0227621 2595532 9492571 (0.4271) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(6) Prob > chi2 z -5.35 0.32 1.80 -2.98 5.07 -2.42 4.76 P>|z| 0.000 0.752 0.072 0.003 0.000 0.016 0.000 = = = = = 540 27 20 77.94 0.0000 [95% Conf Interval] -.2675339 -.0804729 -.0008295 -.0257717 0708659 -1.136071 2.658652 -.1240106 1114398 019771 -.0053258 1600918 -.1186409 6.379671 Bảng 11: Kết hồi quy phương trình bậc theo phương pháp FE Mơ hình 1: Fixed-effects (within) regression Group variable: nuoc Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.1208 between = 0.1119 overall = 0.0175 corr(u_i, Xb) = = 540 27 = avg = max = 20 20.0 20 = = 11.61 0.0000 F(6,507) Prob > F = -0.4196 growth Coef Std Err gov gov2 open inf inv gpop _cons 2124121 -.0080321 0251111 -.0429889 1314074 -.1591965 -.6602091 2132723 0041973 012178 0071808 0341051 3961897 3.020161 sigma_u sigma_e rho 3.4818539 4.6783711 35645815 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(26, 507) = 7.45 t 1.00 -1.91 2.06 -5.99 3.85 -0.40 -0.22 P>|t| 0.320 0.056 0.040 0.000 0.000 0.688 0.827 [95% Conf Interval] -.2065943 -.0162783 0011856 -.0570966 0644028 -.9375721 -6.59378 6314184 0002141 0490366 -.0288812 1984121 6191792 5.273361 Prob > F = 0.0000 Mơ hình 2: Fixed-effects (within) regression Group variable: nuoc Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.1424 between = 0.0108 overall = 0.0407 corr(u_i, Xb) = = 540 27 = avg = max = 20 20.0 20 = = 14.03 0.0000 F(6,507) Prob > F = -0.4189 growth Coef Std Err t cgov cgov2 open inf inv gpop _cons 1837882 -.0125937 0256724 -.0390425 1325279 -.2579324 6549976 2162446 0052647 0119953 0071768 0338426 3901048 2.517432 sigma_u sigma_e rho 3.4423082 4.6206407 3569143 (fraction of variance due to u_i) 0.85 -2.39 2.14 -5.44 3.92 -0.66 0.26 P>|t| 0.396 0.017 0.033 0.000 0.000 0.509 0.795 F test that all u_i=0: F(26, 507) = 7.75 [95% Conf Interval] -.2410575 -.022937 0021058 -.0531425 0660389 -1.024353 -4.290885 608634 -.0022504 049239 -.0249426 1990168 5084885 5.60088 Prob > F = 0.0000 Bảng 12: Kết hồi quy ngưỡng chi tiêu phủ Global OLS Estimation, Without Threshold Heteroskedasticity Correction Used Independent Variables Estimate St Error Intercept 5.18572275 1.2616542 open -.011729661 007029433 inf -.031797702 008534327 inv 054386943 026497988 gpop -.56985412 308956918 Observations: Degrees of Freedom: Sum of Squared Errors: Residual Variance: R-squared: Heteroskedasticity Test (P-Value): 540 535 15705.599 29.3562599 052780898 959331839 Threshold Estimate: 24.3700008 95 Confidence Iterval: [21.7900009,27.6000004] Sum of Squared Errors 14143.3666 Residual Variance: 26.6855974 Joint R-Squared: 147000569 Heteroskedasticity Test (p-value):.959331839 Regime1 q24.3700008 Parameter Estimates Independent Variables Estimate St Error Intercept -3.18761093 1.56917678 open 019586952 010285919 inf -.019772291 005396936 inv 126475929 030047788 gpop 844492885 525954883 .95 Confidence Regions for Parameters Independent Variables Low High Intercept -8.09878901 1.04995278 open -.00514121 051240873 inf -.035772017 022207864 inv 063362443 201384204 gpop -.943358171 2.24336553 Observations: Degrees of Freedom: Sum of Squared Errors: Residual Variance: R-squared: 202 197 4621.44203 23.4590966 144097819 Bảng 13: Kết kiểm định ngưỡng chi tiêu phủ Test of Null of No Threshold Against Alternative of Threshold Allowing Heteroskedastic Errors (White Corrected) Number of Bootstrap Replications: 1000 Trimming Percentage: 15 Threshold Estimate: 22.8400002 LM-test for no threshold: 31.1556395 Bootstrap P-Value: Bảng 14: kết kiểm định ngưỡng chi thường xuyên Test of Null of No Threshold Against Alternative of Threshold Allowing Heteroskedastic Errors (White Corrected) Number of Bootstrap Replications: 300 Trimming Percentage: 15 Threshold Estimate: 15.3299999 LM-test for no threshold: 38.7000831 Bootstrap P-Value: Global OLS Estimation, Without Threshold Bảng 15: Kết hồi quy ngưỡng chi thường xuyên Heteroskedasticity Correction Used Global OLS Estimation, Without Threshold Independent Variables Estimate St Error Heteroskedasticity Correction Used Intercept 5.18572275 1.2616542 Independent Variables Estimate St Error open -.011729661 007029433 inf -.031797702 008534327 Intercept 5.18572275 1.2616542 inv 054386943 026497988 open -.011729661 007029433 gpop -.56985412 308956918 inf -.031797702 008534327 inv 054386943 gpop -.56985412 Observations: 540 Degrees of Freedom: 535 Observations: 540 Sum of Squared Errors: 15705.599 Degrees of Freedom: 535 Residual Variance: 29.3562599 Sum of Squared Errors: 15705.599 R-squared: 052780898 Residual Variance: 29.3562599 R-squared: 052780898 Heteroskedasticity Test (P-Value): 278784551 026497988 308956918 Heteroskedasticity Test (P-Value): 278784551 Threshold Estimation Threshold Estimation Threshold Estimate: Estimate: 14.9700003 Threshold 14.9700003 95 Confidence Iterval: [14.0600004,16.1000004] 95 Confidence Iterval: [14.0600004,16.1000004] Sum of Squared Errors 13568.3123 Sum of Squared Errors 13568.3123 Residual Variance: 25.6005893 Residual Variance: 25.6005893 Joint R-Squared: 181682621 Joint R-Squared: 181682621 Heteroskedasticity Test (p-value):.278784551 Heteroskedasticity Test (p-value):.278784551 Regime1 q14.9700003 Regime2 q>14.9700003 Parameter Estimates Parameter Estimates Independent Variables Estimate St Error Independent Variables Estimate St Error Intercept 1.26914439 1.05159544 open 003957171 00692124 Intercept 1.26914439 1.05159544 inf -.032674148 008356263 open 003957171 00692124 inv 107440562 02592242 inf -.032674148 008356263 gpop -.423503839 345527581 inv 107440562 02592242 gpop -.423503839 345527581 95 Confidence Regions for Parameters Independent Variables Low High 95 Confidence Regions for Parameters Independent Variables Low High Intercept -1.31160543 3.66935955 Intercept -1.31160543 3.66935955 open -.011124455 018795696 open -.011124455 018795696 inf -.051121414 -.016295873 inf -.051121414 -.016295873 inv 052373459 166494296 inv 052373459 166494296 gpop -1.14523284 437329956 gpop -1.14523284 437329956 Observations: Observations: Degrees of Freedom: Degrees of Freedom: Sum of Squared Errors: Sum of Squared Errors: Residual Variance: Residual Variance: R-squared: R-squared: 375 375 370 370 7861.39966 7861.39966 21.2470261 21.2470261 102606652 102606652 Bảng 16: Kết ước lượng mơ hình ngưỡng chi tiêu phủ * gov F = -0.3835 growth Coef Std Err t du1 open inf inv gpop _cons 1336779 0227842 -.0443934 1354197 -.2661972 -1.72817 0277167 0120032 0071154 0338305 3877968 1.463335 sigma_u sigma_e rho 3.4051935 4.6386481 3501813 (fraction of variance due to u_i) 4.82 1.90 -6.24 4.00 -0.69 -1.18 P>|t| 0.000 0.058 0.000 0.000 0.493 0.238 [95% Conf Interval] 0792245 -.0007978 -.0583726 0689549 -1.02808 -4.603103 F test that all u_i=0: F(26, 508) = 8.30 1881313 0463662 -.0304142 2018846 4956858 1.146764 Prob > F = 0.0000 * Gov>24.37 Fixed-effects (within) regression Group variable: nuoc Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.1357 between = 0.0556 overall = 0.0336 corr(u_i, Xb) = = 540 27 = avg = max = 20 20.0 20 = = 15.95 0.0000 F(5,508) Prob > F = -0.3733 growth Coef Std Err du2 open inf inv gpop _cons -.1015635 0242634 -.0441883 1375192 -.2039321 72585 0206068 0120125 0071076 0338388 3886866 1.362531 sigma_u sigma_e rho 3.3804931 4.6341581 34731423 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(26, 508) = 8.35 t -4.93 2.02 -6.22 4.06 -0.52 0.53 P>|t| 0.000 0.044 0.000 0.000 0.600 0.594 [95% Conf Interval] -.1420486 000663 -.0581522 0710381 -.9675633 -1.95104 -.0610784 0478637 -.0302245 2040004 559699 3.402739 Prob > F = 0.0000 Fixed-effects (within) regression Group variable: nuoc Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.1362 between = 0.0593 overall = 0.0330 corr(u_i, Xb) = = 540 27 = avg = max = 20 20.0 20 = = 13.32 0.0000 F(6,507) Prob > F = -0.3755 growth Coef Std Err t du1 du2 open inf inv gpop _cons 045144 -.0698927 0238946 -.044273 1373411 -.2189435 -.1056314 0830423 0618002 01204 0071142 0338638 3899354 2.049015 sigma_u sigma_e rho 3.3887589 4.6373747 34810728 (fraction of variance due to u_i) 0.54 -1.13 1.98 -6.22 4.06 -0.56 -0.05 P>|t| 0.587 0.259 0.048 0.000 0.000 0.575 0.959 F test that all u_i=0: F(26, 507) = 8.35 [95% Conf Interval] -.1180053 -.1913087 0002401 -.05825 0708104 -.9850316 -4.131237 2082934 0515233 047549 -.030296 2038719 5471446 3.919974 Prob > F = 0.0000 Bảng 17: Kết ước lượng mơ hình ngưỡng chi thường xun * cgov F = -0.2556 growth Coef Std Err du3 open inf inv gpop _cons 3151055 0217053 -.0400367 123158 -.4480718 -.6050163 0533549 011859 0070626 033269 3820377 1.370773 sigma_u sigma_e rho 3.0592307 4.5887466 30770154 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(26, 508) = 7.36 t 5.91 1.83 -5.67 3.70 -1.17 -0.44 P>|t| 0.000 0.068 0.000 0.000 0.241 0.659 [95% Conf Interval] 2102821 -.0015933 -.0539123 0577963 -1.19864 -3.298098 4199289 045004 -.0261612 1885197 3024966 2.088065 Prob > F = 0.0000 * cgov>14.97 Fixed-effects (within) regression Group variable: nuoc Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.1543 between = 0.0001 overall = 0.0692 corr(u_i, Xb) = = 540 27 = avg = max = 20 20.0 20 = = 18.53 0.0000 F(5,508) Prob > F = -0.3308 growth Coef Std Err t du4 open inf inv gpop _cons -.1665155 0246873 -.0416647 139634 -.3430046 2.640055 0277489 0118742 0070369 0334315 3819529 1.38089 sigma_u sigma_e rho 3.2057808 4.583976 32844597 (fraction of variance due to u_i) -6.00 2.08 -5.92 4.18 -0.90 1.91 P>|t| 0.000 0.038 0.000 0.000 0.370 0.056 [95% Conf Interval] -.2210323 0013587 -.0554898 073953 -1.093406 -.0729025 F test that all u_i=0: F(26, 508) = 8.14 Prob > F = 0.0000 Fixed-effects (within) regression Group variable: nuoc Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.1582 between = 0.0010 overall = 0.0787 corr(u_i, Xb) = = 540 27 = avg = max = 20 20.0 20 = = 15.87 0.0000 F(6,507) Prob > F = -0.2958 Std Err growth Coef du3 du4 open inf inv gpop _cons 1553717 -.0975734 0236498 -.0407097 1332992 -.3874252 1.182926 1017652 0529813 0118782 0070555 0336446 3825615 1.67712 sigma_u sigma_e rho 3.1307453 4.5779825 31865178 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(26, 507) = 7.44 -.1119987 0480159 -.0278396 205315 4073973 5.353013 t 1.53 -1.84 1.99 -5.77 3.96 -1.01 0.71 P>|t| 0.127 0.066 0.047 0.000 0.000 0.312 0.481 [95% Conf Interval] -.0445616 -.2016634 0003133 -.0545713 0671992 -1.139026 -2.112034 355305 0065166 0469862 -.026848 1993992 3641758 4.477887 Prob > F = 0.0000 ... nghiệm tác động chi tiêu phủ đến tăng trưởng kinh tế 23 2.3.1 Tác động tuyến tính chi tiêu phủ đến tăng trưởng kinh tế 23 2.3.2 Tác động phi tuyến tính chi tiêu phủ đến tăng trưởng kinh. .. biến tăng trưởng kinh tế, chi tiêu phủ, độ mở thương mại, lực lượng lao động tỉ lệ lạm phát 2.2 Tác động chi tiêu phủ đến tăng trưởng kinh tế Tác động chi tiêu phủ đến tăng trưởng kinh tế vấn... VỀ CHI TIÊU CHÍNH PHỦ VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ .7 2.1 Lý thuyết tăng trưởng kinh tế 2.2 Tác động chi tiêu phủ đến tăng trưởng kinh tế 10 2.2.1 Lý thuyết chi tiêu phủ tăng trưởng