Phân tích các yếu tố tác động đến phân bổ ngân sách có mục tiêu của chính quyền trung ương, từ đó rút ra các bái học kinh nghiệm cho việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH CHƯƠNG TRÌNH GIẢNG DẠY KINH TẾ FULBRIGHT THẠCH PHƯỚC HÙNG PHÂN TÍCH CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN PHÂN BỔ NGÂN SÁCH CÓ MỤC TIÊU CỦA CHÍNH QUYỀN TRUNG ƯƠNG, TỪ ĐÓ RÚT RA CÁC BÀI HỌC KINH NGHIỆM CHO VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ CHÍNH SÁCH CÔNG TP HỒ CHÍ MINH, NĂM 2017 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH CHƯƠNG TRÌNH GIẢNG DẠY KINH TẾ FULBRIGHT THẠCH PHƯỚC HÙNG PHÂN TÍCH CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN PHÂN BỔ NGÂN SÁCH CÓ MỤC TIÊU CỦA CHÍNH QUYỀN TRUNG ƯƠNG, TỪ ĐÓ RÚT RA CÁC BÀI HỌC KINH NGHIỆM CHO VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ CHÍNH SÁCH CÔNG Chuyên ngành: Chính sách công Mã số: 60340402 NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC TS HUỲNH THẾ DU TP HỒ CHÍ MINH, NĂM 2017 i LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn hoàn toàn thực Các đoạn trích dẫn số liệu sử dụng luận văn dẫn nguồn có độ xác cao phạm vi hiểu biết Luận văn không thiết phản ánh quan điểm Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh hay Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright TP Hồ Chí Minh, ngày 04 tháng 08 năm 2017 Tác giả Thạch Phước Hùng ii LỜI CẢM ƠN Trước tiên xin gởi lời cám ơn quý thầy cô, nhân viên Chương trình giảng dạy Kinh tế Fulbright tạo điều kiện, động viên, giúp đỡ thời gian hai năm học tập chương trình Để hoàn thành luận văn này, xin gửi lời cám ơn chân thành đến thầy Huỳnh Thế Du, người hướng dẫn, động viên khích lệ để thực luận văn Tôi xin gửi lời cảm ơn chân thành đến thầy Vũ Thành Tự Anh quan tâm, hỗ trợ cho lời khuyên hữu ích trình làm luận văn Cuối xin cám ơn bạn Quách Dương Tử, bạn Đặng Thị Ánh Dương bạn Nguyễn Thị Hồng Dung hỗ trợ nhiều trình làm luận văn Một lần nữa, xin chân thành cám ơn tất người TP Hồ Chí Minh, ngày 04 tháng 08 năm 2017 Tác giả Thạch Phước Hùng iv MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN i LỜI CẢM ƠN ii TÓM TẮT .iii MỤC LỤC iv DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT vi DANH MỤC BẢNG vii DANH MỤC HÌNH viii CHƯƠNG - Giới thiệu 1.1 Bối cảnh nghiên cứu 1.2 Câu hỏi nghiên cứu 1.3 Mục tiêu nghiên cứu 1.4 Đối tượng nghiên cứu phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu sở liệu 1.6 Cấu trúc luận văn dự kiến CHƯƠNG – CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ MÔ HÌNH CHUYỂN GIAO NGÂN SÁCH CỦA TRUNG QUỐC VÀ VIỆT NAM 2.1 Chuyển giao ngân sách liên quyền 2.1.1 Tổng quan 2.1.2 Phân loại 2.1.2.1 Chuyển giao không điều kiện 2.1.2.2 Chuyển giao có điều kiện (chuyển giao có mục tiêu đặc biệt) 2.1.3 Mục tiêu chuyển giao ngân sách liên phủ theo lý thuyết liên bang 10 2.1.3.1 Cân dọc 11 2.1.3.2 Cân ngang 11 2.1.3.3 Ngoại tác .11 2.1.4 Mục tiêu chuyển giao ngân sách theo quan điểm kinh tế trị 11 2.2 Đặc điểm mô hình kinh tế - trị Việt Nam 12 2.3 Hệ thống phân bổ ngân sách Việt Nam 12 2.4 Các yếu tố tác động đến định phân bổ ngân sách 13 iii TÓM TẮT Ngân sách nguồn lực để phát triển kinh tế xã hội, cung cấp hàng hóa công cho người dân, nhiên nhiều địa phương thu không bù đủ chi nên phải dựa vào nguồn ngân sách hỗ trợ từ trung ương Tuy nhiên, không minh bạch thiếu hiệu việc xây dựng mô hình phân bổ ngân sách nên có tiêu cực, hiệu thiếu công trình phân bổ Đây chủ đề nhiều học giả quốc tế nghiên cứu, đánh giá để tìm yếu tố tác động đến định phân bổ ngân sách quyền trung ương Cùng với mục tiêu trên, bối cảnh dư luận phản ứng mạnh mẽ trước dự án đầu tư công hiệu từ nguồn ngân sách hỗ trợ có mục tiêu tiêu cực việc phân bổ ngân sách chạy dự án, vận động hành lang , tác giả tiến hành nghiên cứu yếu tố tác động đến định phân bổ ngân sách có mục tiêu quyền trung ương Việt Nam giai đoạn 2005 - 2014 Đồng thời, thông qua phân tích so sánh kết nghiên cứu với nghiên cứu trước mô hình phân bổ ngân sách trung ương quyền Trung Quốc để rút học kinh nghiệm cho Việt Nam Kết nghiên cứu tác giả cho thấy có bốn yếu tố ảnh hưởng đến định phân bổ ngân sách có mục tiêu quyền trung ương bao gồm hố cách tài khóa, thu nhập bình quân đầu người, tỷ lệ người dân tộc thiểu số việc có người địa phương có ảnh hưởng quyền trung ương Bên cạnh đó, học rút sau so sánh với nghiên cứu Trung Quốc phải hướng mục tiêu hiệu quả, tăng cường phân bổ ngân sách cho địa phương có hiệu việc phát triển kinh tế, xã hội thu ngân sách Khuyến nghị sách cho quyền Việt Nam cần phải thiết kế mô hình phân bổ ngân sách có mục tiêu bao gồm điều kiện đầu vào điều kiện đầu để tăng tính hiệu Đồng thời xây dựng quy định, sách để minh bạch hóa trình định phân bổ ngân sách có mục tiêu tăng cường trách nhiệm giải trình cá nhân phụ trách việc định vi DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT Từ viết tắt Tiếng Anh Tiếng Việt GDP Gross Domestic Product Tổng sản phẩm quốc nội FEM Fix Effect Model Mô hình hiệu ứng cố định REM Random Effect Model Mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên TBKTSG WTO Thời báo Kinh tế Sài Gòn World Trade Organization Tổ chức Thương mại Thế giới v CHƯƠNG - ƯỚC LƯỢNG CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN CHUYỂN GIAO NGÂN SÁCH CÓ MỤC TIÊU 18 3.1 Các giả thuyết nghiên cứu 18 3.2 Nguồn liệu nghiên cứu 19 3.3 Đặc điểm mẫu nghiên cứu 19 3.4 Mô hình hồi quy 21 3.4.1 Biến phụ thuộc 22 3.4.2 Biến độc lập 23 3.4.3 Biến kiểm soát biến tương tác 24 3.5 Kết hồi quy 27 CHƯƠNG - PHÂN TÍCH VÀ SO SÁNH 30 4.1 Phân tích kết hồi quy 30 4.2 So sánh kết nghiên cứu với nghiên cứu trước 32 CHƯƠNG - KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ CHÍNH SÁCH 33 5.1 Kết luận 33 5.2 Khuyến nghị sách 33 5.3 Hạn chế đề tài 34 TÀI LIỆU THAM KHẢO 35 PHỤ LỤC 39 vii DANH MỤC BẢNG Bảng 3.1: Phân bố mẫu quan sát 20 Bảng 3.2: Đặc điểm bật thời đoạn nghiên cứu 21 Bảng 3.3: Tóm lược biến độc lập đưa vào mô hình 26 Bảng 3.4: Kết ước lượng mô hình hiệu ứng cố định FE 28 viii DANH MỤC HÌNH Hình 2.1: Ảnh hưởng chuyển giao không điều kiện Hình 2.2: Ảnh hưởng chuyển giao có điều kiện không yêu cầu đối ứng Hình 2.3: Ảnh hưởng chuyển giao có điều kiện có yêu cầu đối ứng mở Hình 2.4: Ảnh hưởng chuyển giao có điều kiện có yêu cầu đối ứng đóng 10 Hình 3.1: Mô hình nghiên cứu đề xuất 19 39 PHỤ LỤC Phụ lục 1: Chi bổ sung có mục tiêu qua năm Hình i.1: Chi bổ sung có mục tiêu qua năm (Nguồn: Tác giả tổng hợp từ báo cáo toán ngân sách nhà nước Bộ Tài công bố hàng năm) 40 Phụ lục 2: Thống kê mô tả với biến phụ thuộc biến độc lập định lượng Hình ii.1:Thống kê mô tả với biến phụ thuộc biến độc lập định lượng mvtest norm ttper, stats (all) Test for multivariate normality Mardia mSkewness = Mardia mKurtosis = Henze-Zirkler = Doornik-Hansen 2.806882 6.546731 23.4729 chi2(1) chi2(1) chi2(1) chi2(2) = = = = 218.016 241.103 44.420 309.561 Prob>chi2 Prob>chi2 Prob>chi2 Prob>chi2 = = = = 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 chi2(1) chi2(1) chi2(1) chi2(2) = = = = 310.183 384.270 53.713 576.421 Prob>chi2 Prob>chi2 Prob>chi2 Prob>chi2 = = = = 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 chi2(1) chi2(1) chi2(1) chi2(2) = = = = 185.961 199.548 30.018 234.516 Prob>chi2 Prob>chi2 Prob>chi2 Prob>chi2 = = = = 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 chi2(1) chi2(1) chi2(1) chi2(2) = = = = 31.310 2.799 31.327 80.825 Prob>chi2 Prob>chi2 Prob>chi2 Prob>chi2 = = = = 0.0000 0.0943 0.0000 0.0000 mvtest norm btper, stats (all) Test for multivariate normality Mardia mSkewness = Mardia mKurtosis = Henze-Zirkler = Doornik-Hansen 3.993495 7.477598 35.27485 mvtest norm pop, stats (all) Test for multivariate normality Mardia mSkewness = Mardia mKurtosis = Henze-Zirkler = Doornik-Hansen mvtest norm 2.394186 6.226641 11.34187 gdpper, stats (all) Test for multivariate normality Mardia mSkewness = Mardia mKurtosis = Henze-Zirkler = Doornik-Hansen 4030993 2.617877 12.19468 41 Hình ii.2:Thống kê mô tả logarit biến phụ thuộc biến độc lập định lượng mvtest norm lnttper, stats (all) Test for multivariate normality Mardia mSkewness = Mardia mKurtosis = Henze-Zirkler = Doornik-Hansen mvtest norm 075338 2.790873 1.509368 chi2(1) chi2(1) chi2(1) chi2(2) = = = = 5.852 0.838 4.798 8.761 Prob>chi2 Prob>chi2 Prob>chi2 Prob>chi2 = = = = 0.0156 0.3599 0.0285 0.0125 chi2(1) chi2(1) chi2(1) chi2(2) = = = = 3.912 0.000 1.667 4.047 Prob>chi2 Prob>chi2 Prob>chi2 Prob>chi2 = = = = 0.0479 0.9957 0.1966 0.1322 chi2(1) chi2(1) chi2(1) chi2(2) = = = = 0.326 0.100 3.990 0.346 Prob>chi2 Prob>chi2 Prob>chi2 Prob>chi2 = = = = 0.5680 0.7523 0.0458 0.8410 chi2(1) chi2(1) chi2(1) chi2(2) = = = = 5.210 14.781 20.262 36.132 Prob>chi2 Prob>chi2 Prob>chi2 Prob>chi2 = = = = 0.0225 0.0001 0.0000 0.0000 lnbtper, stats (all) Test for multivariate normality Mardia mSkewness = Mardia mKurtosis = Henze-Zirkler = Doornik-Hansen mvtest norm 0503663 2.998762 8694858 lnpop, stats (all) Test for multivariate normality Mardia mSkewness = Mardia mKurtosis = Henze-Zirkler = Doornik-Hansen mvtest norm 0041976 2.927908 1.340906 lngdpper, stats (all) Test for multivariate normality Mardia mSkewness = Mardia mKurtosis = Henze-Zirkler = Doornik-Hansen 0670765 2.121833 6.227555 42 Phụ lục 3: Kiểm tra vấn đề đa cộng tuyến Hình iii.1: Kiểm tra vấn đề đa cộng tuyến collin lnbtper lngdpper lnpop crixlnbtper cri depencyrate povertyrate nump du > mp minrate yearcer de crixlngdpper crixpovertyrate (obs=460) Collinearity Diagnostics SQRT RVariable VIF VIF Tolerance Squared -lnbtper 9.57 3.09 0.1044 0.8956 lngdpper 12.85 3.58 0.0778 0.9222 lnpop 1.99 1.41 0.5032 0.4968 crixlnbtper 8.43 2.90 0.1186 0.8814 cri 192.10 13.86 0.0052 0.9948 depencyrate 2.26 1.50 0.4429 0.5571 povertyrate 8.56 2.93 0.1168 0.8832 nump 4.76 2.18 0.2100 0.7900 dump 4.30 2.07 0.2323 0.7677 minrate 3.48 1.87 0.2872 0.7128 yearcer 1.55 1.24 0.6454 0.3546 de 5.26 2.29 0.1900 0.8100 crixlngdpper 192.34 13.87 0.0052 0.9948 crixpovertyrate 18.21 4.27 0.0549 0.9451 -Mean VIF 33.26 Cond Eigenval Index 8.6544 1.0000 2.2481 1.9621 1.4330 2.4575 0.9618 2.9996 0.7021 3.5108 0.4831 4.2324 0.2030 6.5298 0.1238 8.3618 0.0972 9.4382 10 0.0663 11.4287 11 0.0151 23.9354 12 0.0057 38.9634 13 0.0046 43.4765 14 0.0013 82.5706 15 0.0006 117.5800 Condition Number 117.5800 Eigenvalues & Cond Index computed from scaled raw sscp (w/ intercept) Det(correlation matrix) 0.0000 43 collin lnbtper lngdpper lnpop crixlnbtper cri depencyrate povertyrate nump du > mp minrate yearcer de (obs=460) Collinearity Diagnostics SQRT RVariable VIF VIF Tolerance Squared -lnbtper 7.00 2.65 0.1429 0.8571 lngdpper 6.89 2.62 0.1452 0.8548 lnpop 1.99 1.41 0.5035 0.4965 crixlnbtper 4.00 2.00 0.2499 0.7501 cri 4.34 2.08 0.2303 0.7697 depencyrate 2.23 1.49 0.4477 0.5523 povertyrate 4.78 2.19 0.2090 0.7910 nump 4.73 2.18 0.2113 0.7887 dump 4.30 2.07 0.2325 0.7675 minrate 3.47 1.86 0.2878 0.7122 yearcer 1.24 1.11 0.8094 0.1906 de 3.19 1.79 0.3136 0.6864 -Mean VIF 4.01 Cond Eigenval Index 7.2510 1.0000 2.1203 1.8493 1.4178 2.2615 0.8719 2.8838 0.6385 3.3699 0.2888 5.0109 0.1680 6.5703 0.1042 8.3411 0.0802 9.5081 10 0.0486 12.2149 11 0.0055 36.4389 12 0.0044 40.5305 13 0.0009 90.4946 Condition Number 90.4946 Eigenvalues & Cond Index computed from scaled raw sscp (w/ intercept) Det(correlation matrix) 0.0001 44 Phụ lục 4: Kết ước lượng mô hình Hình iv.1: Mô hình reg lnttper lnbtper lngdpper Source SS povertyrate depencyrate lnpop df MS Model Residual 227.443877 54.4057982 454 45.4887753 11983656 Total 281.849675 459 614051579 lnttper Coef lnbtper lngdpper povertyrate depencyrate lnpop _cons 403934 5106119 0283404 0066399 -.3431422 2226038 Std Err .0311059 0472412 0027085 004762 0390478 4104497 xtreg lnttper lnbtper lngdpper Number of obs F( 5, 454) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE t P>|t| 12.99 10.81 10.46 1.39 -8.79 0.54 0.000 0.000 0.000 0.164 0.000 0.588 = = = = = = 460 379.59 0.0000 0.8070 0.8048 34617 [95% Conf Interval] 3428045 4177733 0230177 -.0027183 -.419879 -.5840131 4650635 6034505 0336631 0159982 -.2664054 1.029221 povertyrate depencyrate lnpop, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: enprovince Number of obs Number of groups = = 460 46 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 within = 0.7867 between = 0.4807 overall = 0.5001 corr(u_i, Xb) F(5,409) Prob > F = -0.7831 lnttper Coef lnbtper lngdpper povertyrate depencyrate lnpop _cons -.0772901 1.029979 0175948 -.009934 -2.156581 12.3202 0440444 0662273 0049438 0078142 5621183 3.896441 sigma_u sigma_e rho 81014961 25540083 90960072 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(45, 409) = t P>|t| = = -1.75 15.55 3.56 -1.27 -3.84 3.16 9.45 0.080 0.000 0.000 0.204 0.000 0.002 301.64 0.0000 [95% Conf Interval] -.1638718 8997902 0078764 -.025295 -3.261583 4.660646 0092916 1.160167 0273132 005427 -1.05158 19.97975 Prob > F = 0.0000 45 Hình iv.2: Mô hình reg lnttper lnbtper lngdpper Source SS povertyrate depencyrate lnpop dump nump minrate df MS Model Residual 229.631692 52.2179828 451 28.7039615 115782667 Total 281.849675 459 614051579 lnttper Coef lnbtper lngdpper povertyrate depencyrate lnpop dump nump minrate _cons 3887073 518655 0334005 -.0001201 -.4231052 -.137968 1338615 -.0029663 1.01535 Std Err .0316897 0473388 0030682 0051499 0435865 0764767 0516825 00099 4484037 xtreg lnttper lnbtper lngdpper Number of obs F( 8, 451) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE t P>|t| 12.27 10.96 10.89 -0.02 -9.71 -1.80 2.59 -3.00 2.26 0.000 0.000 0.000 0.981 0.000 0.072 0.010 0.003 0.024 = = = = = = 460 247.91 0.0000 0.8147 0.8114 34027 [95% Conf Interval] 3264295 425623 0273708 -.0102409 -.508763 -.2882629 032293 -.0049119 13413 4509851 6116869 0394301 0100007 -.3374474 0123269 2354299 -.0010207 1.89657 povertyrate depencyrate lnpop dump nump minrate, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: enprovince Number of obs Number of groups = = 460 46 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 within = 0.7931 between = 0.5334 overall = 0.3377 corr(u_i, Xb) F(8,406) Prob > F = -0.9963 lnttper Coef lnbtper lngdpper povertyrate depencyrate lnpop dump nump minrate _cons -.1098201 1.073205 0150432 -.0108073 -2.792584 228553 -.0718817 221785 10.54695 0447388 0668195 0049415 0078435 5894518 0891362 0482665 0900473 4.087952 sigma_u sigma_e rho 6.989164 25243297 99869721 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(45, 406) = t P>|t| = = -2.45 16.06 3.04 -1.38 -4.74 2.56 -1.49 2.46 2.58 9.19 0.015 0.000 0.002 0.169 0.000 0.011 0.137 0.014 0.010 194.57 0.0000 [95% Conf Interval] -.1977687 9418497 005329 -.0262262 -3.951343 053327 -.1667651 0447679 2.51076 -.0218715 1.20456 0247573 0046117 -1.633825 4037791 0230018 3988021 18.58315 Prob > F = 0.0000 46 Hình iv.3: Mô hình reg lnttper lnbtper lngdpper > e Source SS povertyrate depencyrate lnpop dump nump minrate cri yearcer d df MS Model Residual 241.331239 40.5184354 11 448 21.9392036 090442936 Total 281.849675 459 614051579 lnttper Coef lnbtper lngdpper povertyrate depencyrate lnpop dump nump minrate cri yearcer de _cons 378502 0699228 0224192 0127222 -.4152744 -.1182082 1204331 -.0012251 6195849 -.1063857 0130541 1.414508 Std Err .0310006 0614133 0029583 0047059 0385533 0677479 0458456 0008917 0573179 0375929 0520746 3986139 xtreg lnttper lnbtper lngdpper > de, fe Number of obs F( 11, 448) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE t P>|t| 12.21 1.14 7.58 2.70 -10.77 -1.74 2.63 -1.37 10.81 -2.83 0.25 3.55 0.000 0.255 0.000 0.007 0.000 0.082 0.009 0.170 0.000 0.005 0.802 0.000 = = = = = = 460 242.58 0.0000 0.8562 0.8527 30074 [95% Conf Interval] 3175773 -.050771 0166053 0034738 -.4910422 -.2513515 0303339 -.0029775 5069395 -.180266 -.0892867 6311228 4394267 1906166 028233 0219706 -.3395067 014935 2105323 0005273 7322303 -.0325053 115395 2.197893 povertyrate depencyrate lnpop dump nump minrate cri yearcer Fixed-effects (within) regression Group variable: enprovince Number of obs Number of groups = = 460 46 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 within = 0.8413 between = 0.5331 overall = 0.3457 corr(u_i, Xb) F(11,403) Prob > F = -0.9951 lnttper Coef lnbtper lngdpper povertyrate depencyrate lnpop dump nump minrate cri yearcer de _cons -.0322477 5587991 0001165 0054597 -2.36963 1916071 -.0638172 1989491 5071112 -.0842184 0416794 8.918649 0421679 0766287 0050284 0070982 5214783 0786309 0429355 0791898 0489238 0278801 0428245 3.609092 sigma_u sigma_e rho 6.1410425 22190033 99869604 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(45, 403) = t P>|t| = = -0.76 7.29 0.02 0.77 -4.54 2.44 -1.49 2.51 10.37 -3.02 0.97 2.47 9.33 0.445 0.000 0.982 0.442 0.000 0.015 0.138 0.012 0.000 0.003 0.331 0.014 194.25 0.0000 [95% Conf Interval] -.1151443 4081572 -.0097687 -.0084945 -3.394787 0370292 -.1482228 0432724 4109335 -.139027 -.0425079 1.823651 0506489 709441 0100017 0194138 -1.344472 346185 0205883 3546259 6032889 -.0294098 1258667 16.01365 Prob > F = 0.0000 47 Hình iv.4: Mô hình reg lnttper lnbtper lngdpper > e crixlnbtper Source SS povertyrate depencyrate lnpop dump nump minrate cri yearcer d df MS Model Residual 243.625376 38.2242988 12 447 20.3021147 085512973 Total 281.849675 459 614051579 lnttper Coef lnbtper lngdpper povertyrate depencyrate lnpop dump nump minrate cri yearcer de crixlnbtper _cons 5067581 0659309 0226197 0116232 -.40788 -.1119376 1136004 -.001281 5364603 -.0547997 0944872 -.2103212 1.485482 Std Err .0390103 059721 0028768 0045808 037515 0658868 0445981 0008671 0579984 0378865 0530201 0406059 3878398 xtreg lnttper lnbtper lngdpper > de crixlnbtper, fe t 12.99 1.10 7.86 2.54 -10.87 -1.70 2.55 -1.48 9.25 -1.45 1.78 -5.18 3.83 Number of obs F( 12, 447) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.270 0.000 0.012 0.000 0.090 0.011 0.140 0.000 0.149 0.075 0.000 0.000 = = = = = = 460 237.42 0.0000 0.8644 0.8607 29243 [95% Conf Interval] 4300917 -.0514378 016966 0026206 -.4816076 -.2414239 0259524 -.0029851 4224768 -.1292574 -.0097125 -.2901235 7232661 5834246 1832997 0282734 0206258 -.3341523 0175487 2012485 0004232 6504437 0196581 1986868 -.130519 2.247698 povertyrate depencyrate lnpop dump nump minrate cri yearcer Fixed-effects (within) regression Group variable: enprovince Number of obs Number of groups = = 460 46 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 within = 0.8648 between = 0.4988 overall = 0.3169 corr(u_i, Xb) F(12,402) Prob > F = -0.9968 lnttper Coef lnbtper lngdpper povertyrate depencyrate lnpop dump nump minrate cri yearcer de crixlnbtper _cons 1110473 5080276 -2.38e-06 -.0012586 -1.591037 1995498 -.0691266 2623981 4064931 -.0223749 1328785 -.2513677 2.288708 0425884 0710897 0046479 0066102 4909497 072686 0396911 0735899 0467995 0268136 041063 0301091 3.429162 sigma_u sigma_e rho 7.7671075 2051059 99930316 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(45, 402) = t 2.61 7.15 -0.00 -0.19 -3.24 2.75 -1.74 3.57 8.69 -0.83 3.24 -8.35 0.67 11.26 P>|t| = = 0.009 0.000 1.000 0.849 0.001 0.006 0.082 0.000 0.000 0.405 0.001 0.000 0.505 214.23 0.0000 [95% Conf Interval] 0273236 3682737 -.0091395 -.0142534 -2.556187 0566577 -.1471546 1177291 3144908 -.0750872 0521534 -.3105586 -4.452621 1947711 6477816 0091348 0117362 -.6258878 3424418 0089014 4070672 4984954 0303374 2136036 -.1921768 9.030037 Prob > F = 0.0000 48 Hình iv.5: Mô hình 4.1 xtreg lnttper lnbtper lngdpper povertyrate depencyrate lnpop dump nump minrate cri yearcer > de crixlnbtper, fe robust Fixed-effects (within) regression Group variable: enprovince Number of obs Number of groups = = 460 46 R-sq: within = 0.8648 between = 0.4988 overall = 0.3169 Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 corr(u_i, Xb) = -0.9968 F(11,45) Prob > F = = (Std Err adjusted for 46 clusters in enprovince) Robust Std Err lnttper Coef t lnbtper lngdpper povertyrate depencyrate lnpop dump nump minrate cri yearcer de crixlnbtper _cons 1110473 5080276 -2.38e-06 -.0012586 -1.591037 1995498 -.0691266 2623981 4064931 -.0223749 1328785 -.2513677 2.288708 0479825 0784381 0040487 0073144 4593857 0992567 0475349 0224119 0436891 0235643 0353782 0324817 2.647931 sigma_u sigma_e rho 7.7671075 2051059 99930316 (fraction of variance due to u_i) 2.31 6.48 -0.00 -0.17 -3.46 2.01 -1.45 11.71 9.30 -0.95 3.76 -7.74 0.86 P>|t| 0.025 0.000 1.000 0.864 0.001 0.050 0.153 0.000 0.000 0.347 0.000 0.000 0.392 [95% Conf Interval] 0144056 3500451 -.0081569 -.0159905 -2.516288 -.0003634 -.1648667 2172583 3184988 -.0698359 0616231 -.3167892 -3.0445 2076891 6660101 0081522 0134733 -.665787 399463 0266136 307538 4944874 0250861 2041338 -.1859462 7.621916 49 Phụ lục 5: Kiểm định Hausman Test Hình v.1: Kiểm định Hausman Test est sto fe xtreg lnttper lnbtper lngdpper > de crixlnbtper, re povertyrate depencyrate lnpop dump nump minrate cri yearcer Random-effects GLS regression Group variable: enprovince Number of obs Number of groups = = 460 46 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 within = 0.8460 between = 0.8130 overall = 0.8261 corr(u_i, X) Wald chi2(12) Prob > chi2 = (assumed) lnttper Coef Std Err z lnbtper lngdpper povertyrate depencyrate lnpop dump nump minrate cri yearcer de crixlnbtper _cons 3142441 2690859 019064 -.0012466 -.5021938 0588864 -.0070209 0022484 4522678 -.0380302 1435277 -.2363476 2.162888 039838 065391 0039563 0061029 0762825 0714394 0418181 0016392 0499972 0294171 0441296 0319359 6699411 sigma_u sigma_e rho 17662847 2051059 42581274 (fraction of variance due to u_i) 7.89 4.12 4.82 -0.20 -6.58 0.82 -0.17 1.37 9.05 -1.29 3.25 -7.40 3.23 P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.838 0.000 0.410 0.867 0.170 0.000 0.196 0.001 0.000 0.001 = = 2365.82 0.0000 [95% Conf Interval] 2361631 140922 0113099 -.013208 -.6517048 -.0811323 -.0889829 -.0009644 3542751 -.0956867 0570351 -.2989408 8498273 392325 3972499 0268182 0107148 -.3526829 198905 074941 0054613 5502605 0196263 2300202 -.1737543 3.475948 50 hausman fe Coefficients (b) (B) fe lnbtper lngdpper povertyrate depencyrate lnpop dump nump minrate cri yearcer de crixlnbtper 1110473 5080276 -2.38e-06 -.0012586 -1.591037 1995498 -.0691266 2623981 4064931 -.0223749 1328785 -.2513677 3142441 2690859 019064 -.0012466 -.5021938 0588864 -.0070209 0022484 4522678 -.0380302 1435277 -.2363476 (b-B) Difference -.2031967 2389417 -.0190664 -.000012 -1.088844 1406634 -.0621057 2601497 -.0457747 0156553 -.0106492 -.0150201 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0150568 0278884 0024394 0025395 4849872 0134038 0735716 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) = 397.19 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) 51 Phụ lục 6: Kiểm định phương sai thay đổi Giả thuyết H0: Mô hình tượng phương sai thay đổi Ha: Mô hình có tượng phương sai thay đổi xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (46) = Prob>chi2 = 290.89 0.0000 53 Phụ lục 8: Kiểm định thiếu biến quan trọng Giả thuyết H0: Mô hình thiếu biến quan trọng Ha: Mô hình có thiếu biến quan trọng Hình viii.1: Kiểm định thiếu biến quan trọng reg lnttper lnbtper lngdpper lnpop crixlnbtper de yearcer cri depencyrate pov > ertyrate nump dump minrate Source SS df MS Model Residual 243.625376 38.2242988 12 447 20.3021147 085512973 Total 281.849675 459 614051579 lnttper Coef lnbtper lngdpper lnpop crixlnbtper de yearcer cri depencyrate povertyrate nump dump minrate _cons 5067581 0659309 -.40788 -.2103212 0944872 -.0547997 5364603 0116232 0226197 1136004 -.1119376 -.001281 1.485482 Std Err .0390103 059721 037515 0406059 0530201 0378865 0579984 0045808 0028768 0445981 0658868 0008671 3878398 t 12.99 1.10 -10.87 -5.18 1.78 -1.45 9.25 2.54 7.86 2.55 -1.70 -1.48 3.83 Number of obs F( 12, 447) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.270 0.000 0.000 0.075 0.149 0.000 0.012 0.000 0.011 0.090 0.140 0.000 = = = = = = 460 237.42 0.0000 0.8644 0.8607 29243 [95% Conf Interval] 4300917 -.0514378 -.4816076 -.2901235 -.0097125 -.1292574 4224768 0026206 016966 0259524 -.2414239 -.0029851 7232661 ovtest Ramsey RESET test using powers of the fitted values of lnttper Ho: model has no omitted variables F(3, 444) = 1.33 Prob > F = 0.2650 5834246 1832997 -.3341523 -.130519 1986868 0196581 6504437 0206258 0282734 2012485 0175487 0004232 2.247698 52 Phụ lục 7: Kiểm định tượng tự tương quan Giả thuyết H0: Mô hình tượng tự tương quan Ha: Mô hình có tượng tự tương quan Hình vii.1: Kiểm định tượng tự tương quan xtserial lnbtper lngdpper lnpop crixlnbtper de yearcer cri depencyrate povert > yrate nump dump minrate Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 45) = 94.242 Prob > F = 0.0000 ... cứu yếu tố tác động đến định phân bổ ngân sách có mục tiêu quyền trung ương Việt Nam thông qua phân tích yếu tố để rút học kinh nghiệm cho Việt Nam Phạm vi nghiên cứu báo cáo toán phân bổ ngân sách. .. yếu tố tác động đến định phân bổ ngân sách trung ương phủ Việt Nam liệu yếu tố có thay đổi theo bối cảnh kinh tế trị hay không Trong đó, vấn đề yếu quan tâm ngân sách hỗ trợ có mục tiêu cho ngân. .. phân tích kết tính toán hồi quy mô hình kinh tế lượng, từ xác định yếu trọng số chúng tác động đến định phân bổ ngân sách; phân tích, so sánh yếu tố tác động để rút học kinh nghiệm cho Việt Nam