KIỂM ĐỊNH sự hội tụ BETA TUYỆT đối GIỮA các TỈNH THÀNH ở VIỆT NAM BẰNG PHƯƠNG PHÁP hồi QUY KHÔNG GIAN (tt)

KINH TẾ 70 KIỂM ĐỊNH SỰ HỘI TỤ BETA TUYỆT ĐỐI GIỮA CÁC TỈNH THÀNH Ở VIỆT NAM BẰNG PHƯƠNG PHÁP HỒI QUY KHÔNG GIAN TRẦN THỊ TUẤN ANH Trường Đại học Kinh tế TP.HCM – anhttt@ueh.edu.vn (Ngày nhận: 09/04/2016; Ngày nhận lại: 16/09/16; Ngày duyệt đăng: 26/12/2016) TÓM TẮT Kiểm định tính tốn tốc độ hội tụ beta tuyệt đối địa phương quốc gia phương pháp hồi quy không gian phổ biến giới Tuy nhiên, hồi quy không gian mẻ Việt Nam Bài viết giới thiệu phương pháp kiểm định tương quan không gian kiểm định Moran’s I ứng dụng mơ hình hồi quy khơng gian để kiểm định hội tụ beta tuyệt số liệu GDP bình quân đầu người thu thập giai đoạn 2011-2014 63 tỉnh thành Việt Nam Kết nghiên cứu cho thấy có mối tương quan dương mặt không gian tỉnh thành Bên cạnh đó, viết tìm thấy chứng thống kê hội tụ beta tuyệt đối thu nhập GDP bình quân đầu người địa phương Tỷ lệ hội tụ beta tuyệt đối tìm 7,13% Với tốc độ hội tụ này, khoảng thời gian cần thiết để giảm nửa khoảng cách giàu nghèo địa phương 10 năm Từ khóa: hồi quy khơng gian; hội tụ tuyệt đối; mơ hình Durbin khơng gian; mơ hình sai số khơng gian mơ hình tự hồi quy không gian Assessment of Beta Convergence across Regions in Viet Nam through Spatial Regression ABSTRACT This paper applies the spatial regression to investigate the existence of beta convergence across regions in Viet Nam The data of GDP per capita for 63 provinces during the period from 2011 to 2014 are collected from the Vietnam General Statistics Office’s database The result indicates that there is a positive spatial dependence between provinces which share a common border This implies that studying about economic relationships between regions may result in biased and inconsistent estimators if omitting the spatial auto-regression or produce inefficient estimators if ignoring the spatial auto-correlation In addition, this article provides statistical evidence on the absolute convergence of per capita income in Viet nam The rate of convergence is approximately 7.13% With this convergence rate, the time span to reduce poverty gap by half among the provinces is about 10 years Keywords: beta convergence; spatial regression; spatial Durbin model; spatial error model; spatial autoregressive model Giới thiệu Khái niệm hội tụ beta kinh tế học đề cập đến trường hợp địa phương nghèo tăng trưởng nhanh so với địa phương giả, biết đến sau cơng trình nghiên cứu tiếng Solow (1956) Nói cách khác, địa phương có mức GDP bình qn đầu người thấp có mức tăng trưởng nhanh so với địa phương có mức GDP bình quân đầu người cao Sự hội tụ kinh tế giúp thu hẹp khoảng cách giàu nghèo địa phương quốc gia Theo đó, địa phương có xu hướng hội tụ trạng thái cân dài hạn Khi tất địa phương hội tụ trạng thái cân xuất phát điểm địa phương, hội tụ beta tuyệt đối Tuy nhiên, trạng thái hội tụ phụ thuộc vào đặc điểm kinh tế, hội tụ diễn xét điều kiện theo yếu tố vốn, nguồn lao động địa phương Do vậy, địa phương không thiết phải hội tụ trạng thái cân dài hạn Sự hội tụ gọi hội tụ beta tương đối Nói cách khác, hội tụ tương đối xác định tồn TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 52 (1) 2017 mối quan hệ ngược chiều tăng trưởng thu nhập bình quân đầu người với mức thu nhập khởi điểm sau kiểm soát yếu tố đặc điểm địa phương Barro & Sala-i-Martin (1992) Mankiw (1992) nhà nghiên cứu khởi xướng cách thức kiểm định hội tụ beta thu nhập GDP bình quân đầu người kinh tế Hầu hết nhà kinh tế học áp dụng mơ hình hồi quy xây dựng với việc sử dụng số liệu chéo, số liệu thời gian số liệu dạng bảng để kiểm định cho hội tụ thu nhập quốc gia giới Tuy nhiên, nghiên cứu thập kỷ gần Sachs & Warner (1995), Baumont et al (2001)… bắt đầu nhận định tồn mối tương quan mặt khơng gian địa phương có vị trí địa lý gần mối tương quan không gian đóng vai trò quan trọng việc kiểm định hội tụ thu nhập quốc gia thơng qua mơ hình hồi quy khơng gian Tại Việt Nam, có nghiên cứu hội tụ kinh tế địa phương Hồ Định Bảo (2013) kiểm định hội tụ suất nhân tố tổng hợp Việt Nam có chứng hội tụ mạnh mẽ Nguyễn Văn Công cộng (2014) sử dụng liệu cấp tỉnh Việt Nam giai đoạn 2000-2012 kết luận có tồn hội tụ tuyệt đối tương đối tỉnh Việt Nam giai đoạn Tuy nhiên, nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy không gian để nghiên cứu hội tụ thu nhập địa phương Việt Nam Với mục tiêu nghiên cứu nhằm áp dụng mơ hình hồi quy khơng gian để kiểm định hội tụ beta tuyệt đối địa phương Việt Nam giai đoạn 2011-2014, viết tổ chức sau: Mục viết giới thiệu sở lý thuyết hồi quy không gian số nghiên cứu có liên quan; Mục viết trình bày phương pháp nghiên cứu; Mục phân tích kết nghiên cứu Mục nêu kết luận chung đề xuất số gợi ý sách Cơ sở lý thuyết tổng quan nghiên cứu 2.1 Cơ sở lý thuyết Theo Sala-i-Martin’s (1996), giả 71 thuyết hội tụ tuyệt đối thỏa mãn với địa phương mức GDP bình quân đầu người tính tốn xấp xỉ theo cơng thức (1) lnGDPit    (1   ) lnGDPi ,t 1  uit , lnGDPit logarit tự nhiên mức GDP bình quân đầu người địa phương thứ i năm t Biến đổi công thức (1), ta lnGDPit  lnGDPi ,t 1     lnGDPi ,t 1  uit Suy  lnGDPit     lnGDPi ,t 1  uit (2)   Đại lượng  ln GDPit  lnGDPit  lnGDPi,t 1  ln  GDPit     GDPi,t 1  cho biết mức độ tăng GDP bình quân đầu người địa phương thứ i Trong phương trình (2), hệ số β thỏa mãn điều kiện    cho thấy có tồn hội tụ thu nhập tuyệt đối địa phương, hệ số β cho biết tốc độ hội tụ trạng thái cân chung tất địa phương xét Với tốc độ hội tụ này, Salai-Martin (1996) tính tốn thời gian để rút ngắn nửa khoảng cách giàu nghèo (half-life) địa phương T  (ln2) /  Các nghiên cứu trước thường dùng kỹ thuật hồi quy thông thường với số liệu chéo số liệu dạng bảng để kiểm định tính tốn tốc độ hội tụ Việc sử dụng số liệu dạng bảng có giúp xem xét đến đặc điểm riêng quốc gia lại bỏ qua mối liên hệ không gian quốc gia Peracchi & Meliciani (2001) nhận định có tồn mối tương quan mạnh tăng trưởng kinh tế địa phương lân cận quốc gia láng giềng Các địa phương gần thường tương tác mạnh với mặt kinh tế thông qua kênh thương mại, luồng di chuyển vốn đầu tư, hiệu ứng lan tỏa công nghệ lan tỏa sách kinh tế Mối liên hệ quốc gia gọi tương quan không gian Theo Le Gallo et al (2003), đo lường mối quan hệ kinh tế mà bỏ qua tương quan khơng gian dẫn đến ước lượng bị chệch không đáng tin cậy Công cụ phổ biến để đo lường tương quan KINH TẾ 72 không gian đối tượng số Moran’s I theo kiểm định Moran (1950) Công thức để xác định số Moran’s I sau: n I n n  wij (Xi  X )(X j  X )  i 1 j 1  n n  n   wij   (Xi  X )  i 1 j 1  i 1 , (3) Trong Xi giá trị biến nghiên cứu địa phương thứ i; X giá trị trung bình củ biến X; wij trọng số không gian hai địa phương thứ i địa phương thứ ; n số quan sát Hệ số Moran’s I tính mang dấu dương nghĩa địa phương lân cận có mối tương quan khơng gian dương với Ngược lại, hệ số Moran’s I mang dấu âm cho thấy tương quan không gian âm Và lưu ý phân tích chất tương quan dương hay âm phụ thuộc lớn vào cách xây dựng ma trận trọng số sử dụng kiểm định Việc kiểm định ý nghĩa thống kê hệ số Moran’s I thực dựa giả thuyết H0 khơng có tương quan khơng gian địa phương tiêu nghiên cứu theo ma trận trọng số sử dụng Cách đơn giản để thiết lập ma trận trọng số không gian sử dụng ma trận trọng số liền kề (contiguity matrix) Các phần tử ma trận trọng số liền kề nhận giá trị quốc gia có chung đường biên giới cho trường hợp lại (theo LeSage, 1999) Ngồi ra, ma trận trọng số xác định dựa kinh độ vĩ độ quốc, khoảng cách thủ đô thời gian di chuyển từ quốc gia đến quốc gia khác Khi phát có phụ thuộc mặt không gian quốc gia, dạng mơ hình hồi quy khơng gian thường sử dụng để xác định tác động tương quan khơng gian bao gồm mơ hình sai số khơng gian SEM (spatial error model), mơ hình tự hồi quy khơng gian SAR (spatial autoregressive regressive) mơ hình Durbin khơng gian SDM (spatial Durbin model) Mơ hình tự hồi quy không gian SAR giới thiệu Cliff Ord (1981), sau mở rộng Anselin (1988) Mơ hình mơ tả tương quan liệu thu thập theo không gian với ý nghĩa biến phụ thuộc địa phương i chịu tác động biến phụ thuộc địa phương lân cận Mơ hình thể dạng ma trận sau: y  Wy  X    (4)  ~ N (0, I n ) Y : vecto (n×1) giá trị biến phụ thuộc W : ma trận trọng số không gian, cấp (n×n) Wy: gọi biến trễ theo khơng gian biến phụ thuộc Ρ : hệ số hồi quy biến trễ không gian Wy X : ma trận (n×k) giá trị biến độc lập, kể hệ số tự Β : vecto (k×1) hệ số hồi quy biến độc lập X Ε : vecto (n×1) sai số Thành phần Wy thể tự hồi quy khơng gian, trung bình có trọng số giá tri biến y địa phương lân cận hệ số ρ thể tác động địa phương lân cận đến biến phụ thuộc cần nghiên cứu Khác với mơ hình tự hồi quy khơng gian cho phép biến trễ khơng gian đóng vai trò biến độc lập, mơ hình sai số khơng gian SEM lại cho phép tương quan không gian diễn phần sai số Mơ hình SEM có dạng: y  X   u, u  Wu   , (5)  ~ N (0, I n ) Trong đó: u : vecto (n×1) sai số hồi quy y theo X Wu : biến trễ theo không gian sai số λ : hệ số tự tương quan không gian, cho biết phụ thuộc sai số quan sát vào sai số quan sát lân cận ε : vecto (n×1) sai số i.i.d TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 52 (1) 2017 Theo Pace & Barry (1998), mở rộng quan trọng mơ hình hồi quy khơng gian cho phép tác động biến trễ không gian biến độc lập X đến biến phụ thuộc Y Có nghĩa là, biến phụ thuộc địa phương thứ i bị tác động biến độc lập địa phương lân cận Mơ hình gọi mơ hình Durbin khơng gian: y  Wy  X   WX   (6)  ~ N (0, I n ) Trong đó, WX : biến trễ theo khơng gian biến độc lập δ : vecto (k×1) hệ số hồi quy biến độc lập X, thể tác động biến độc lập địa phương lân cận Những mơ hình hồi quy khơng gian thơng thường xét với liệu chéo Trên thực tế, liệu thu thập nhiều địa phương nhiều thời điểm khác, hình thành dạng liệu bảng (panel data) Wooldridge (2010) ưu điểm cần thiết liệu dạng bảng Do vậy, mơ hình hồi quy khơng gian mở rộng tương ứng với liệu bảng 2.2 Tổng quan nghiên cứu Trong năm gần đây, phương pháp hồi quy không gian vận dụng nhiều nghiên cứu kinh tế sử dụng số liệu cấp địa phương cấp quốc gia, đặc biệt nghiên cứu hội tụ beta Anderson & Van Wincoop (2001) lập luận địa phương quốc gia thường có mối liên kết chặt chẽ với chúng chịu sách phủ, giao dịch thương mại với dễ dàng thuận lợi vùng xa nhau, hội tụ thu nhập địa phương nhanh lạm phát lại có tính tương đồng Gallo & Ertur (2000) phân tích liệu 138 địa phương thuộc khu vực EU từ năm 1980 – 1995 cho thấy chứng thống kê rõ ràng tương quan không gian cục (trong quốc gia) toàn cục (giữa quốc gia) địa phương Bài nghiên cứu hàm ý nghiên cứu khác hội 73 tụ thu nhập cần tính tốn đến phụ thuộc mặt không gian địa phương quốc gia địa phương quốc gia tiếp giáp để kết ước lượng thu vững không chệch Pede cộng (2013) sử dụng số liệu tăng trưởng kinh tế phân hóa giàu nghèo quận khắp nước Mỹ giai đoạn 1990 – 2007 cho thấy phân hóa giàu nghèo có mối liên hệ thuận chiều với tăng trưởng kinh tế Kết thống với kết nghiên cứu khác tác giả khác phân tích phân hóa giàu nghèo Mỹ với cơng cụ thống kê khác Ở Việt Nam, có nhiều nghiên cứu nghiên cứu hội tụ thu nhập tỉnh thành hội tụ thu nhập quốc gia Nguyễn T.A (2009) sử dụng số liệu từ năm 1996 đến 2006 61 tỉnh thành khơng tìm thấy chứng cho hội tụ thu nhập tỉnh thành Việt Nam Hồ Định Bảo (2013) kiểm định hội tụ suất nhân tố tổng hợp vùng nông nghiệp Việt Nam với số liệu thu thập giai đoạn từ 1990-2006 Kết nghiên cứu có chứng cho thấy tỉnh có mức suất nông nghiệp ban đầu cao tăng trưởng mức thấp Tuy nhiên, xét nội vùng nơng nghiệp chứng hội tụ suất nông nghiệp mạnh mẽ Nguyễn Văn Công cộng (2014) sử dụng liệu cấp tỉnh Việt Nam giai đoạn 2000-2012 kiểm định kết luận có tồn hội tụ beta tỉnh thành Việt Nam giai đoạn Về việc áp dụng phương pháp hồi quy không gian, Epprecht cộng (2011) sử dụng số liệu điều tra mức sống dân cư VLSS 1998 nghiên cứu kết luận có bất bình đẳng kinh tế xã hội nhóm dân tộc thiểu số dân tộc Kinh – Hoa Tỷ lệ hộ nghèo dân tộc thiểu số gấp đôi so với dân tộc đa số bị ảnh hưởng lớn yếu tố vùng miền theo vị trí địa lý Tuy nhiên, gần chưa có nghiên cứu sử dụng hồi KINH TẾ 74 quy không gian để nghiên cứu hội tụ thu nhập địa phương Việt Nam chưa có nghiên cứu áp dụng hồi quy khơng gian nghiên cứu sử dụng số liệu cấp tỉnh thành Phương pháp nghiên cứu Bài viết sử dụng số liệu GDP bình quân đầu người trích xuất từ Niên giám Thống kê tỉnh thành giai đoạn từ 2011 đến 2015 Các tiêu GDP bình quân đầu người vốn đầu tư thực quy đổi theo giá so sánh năm 2010 để loại bỏ tác động trượt giá Bảng biểu diễn giá trị trung bình GDP bình quân đầu người năm từ 2011 đến 2014 Theo đó, GDP bình qn đầu người tăng dần qua năm, từ mức 26,84 triệu đồng/người năm 2011 tăng đến 33,19 triệu đồng/người năm 2014 Tốc độ tăng GDP thực tế bình quân đầu người trung bình, với số liệu tính tốn từ niên giám thống kê tỉnh thành, giai đoạn 2011-2014 đạt 7,3% Bảng GDP bình quân đầu người theo vùng kinh tế 2011 2012 2013 2014 Trung Mức tăng bình trung bình (%) chung Bắc Trung Bộ Duyên hải miền Trung 19.76 21.23 22.97 24.87 22.21 7.97 Đồng sông Cửu Long 22.68 24.67 26.65 29.47 25.86 9.13 Đồng sông Hồng 31.56 33.36 37.61 39.04 35.39 7.41 Đông Nam Bộ 77.34 83.33 87.21 91.12 84.75 5.63 Tây Nguyên 19.25 20.47 21.92 23.57 21.30 6.98 Trung du miền núi phía Bắc 15.13 16.10 17.25 18.72 16.80 7.37 Cả nước 26.84 28.77 33.19 29,96 7,3% Vùng GDP bình quân đầu người (triệu đồng) 31.05 Nguồn: Tính tốn tác giả từ số liệu thu thập Miền Đông Nam Bộ khu vực có GDP bình qn đầu người cao nhất, với GDP bình quân đầu người hàng năm trung bình giai đoạn 2011 – 2014 84,75 triệu đồng/người; gấp hai lần so với khu vực có mức GDP bình quân đầu người cao thứ nhì Đồng Sông Hồng (35,39 triệu đồng/người); đồng thời cao gần gấp năm lần so với khu vực có thu nhập thấp Trung du miền núi phía Bắc, với 16,80 triệu đồng/người Mặc dù vùng Đơng Nam Bộ có mức GDP bình qn cao lại khu vực có tốc độ tăng GDP thực tế bình quân đầu người chậm nhất, với tốc độ tăng trung bình 5,63% Khu vực Đồng Sơng Cửu Long có tốc độ tăng GDP bình qn đầu người cao với 9,13% Để thực hồi quy khơng gian nhằm kiểm sốt phụ thuộc khơng gian địa phương, đề tài sử dụng ma trận trọng số liền kề.Trong trường hợp Việt Nam, ma trận trọng số ma trận cấp vuông 63 dòng 63 cột, phần tử nhận giá trị hai địa phương tương ứng có chia sẻ chung đường biên giới nhận giá trị khơng có chung đường biên Việc xác định hai địa phương có chung đường biên hay khơng trực tiếp dựa đồ 63 tỉnh thành Việt Nam 1 , boundary(i)  boundary( j )   W  (wij )6363 với wij   0 , boundary(i)  boundary( j )   (7) TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 52 (1) 2017 Trong nghiên cứu hội tụ tuyệt đối thu nhập, để xét đến phụ thuộc không gian quốc gia, viết sử dụng biến phụ thuộc tốc độ tăng GDP bình quân đầu người, ký hiệu  ln GDP it biến độc lập thu nhập GDP bình quân đầu người kỳ trước, ký hiệu ln GDPi ,t 1 Khi đó, phương trình (4), (5) (6) viết lại theo dạng hồi quy không gian sau: Mơ hình sai số khơng gian SEM:  ln GDPit     ln GDPi ,t 1   i  U it , U it   (WU )it   it (8) Mơ hình độ trễ không gian SAR:  ln GDPit     ln GDPi,t 1   W  ln GDP it  i   it (9) Mơ hình Durbin không gian SDM:  ln GDPit  i   ln GDPi,t 1   W ln GDP it  i   it (10) Hệ số beta phương trình (8), (9) (10) mang dấu dương có ý nghĩa thống kê dấu hiệu hội tụ tuyệt đối thu nhập quốc gia Trong nghiên cứu này, mối liên hệ không gian tỉnh thành Việt Nam kiểm định bước đầu phương pháp kiểm định Moran’s I Chỉ số thống kê Moran’s I tính tốn theo cơng thức (3) 75 thể dạng biểu đồ Moran phân tán để kết kiểm định trực quan dễ nhận thấy Biểu đồ Moran phân tán đề xuất Anselin (1996), đồ thị biểu diễn giá trị chuẩn hóa biến phụ thuộc cần nghiên cứu lên trục hoành đồ thị ứng với trục tung biến trễ khơng gian Chỉ số Moran’s I mang dấu dương thể việc đường thẳng Moran’s I đồ thị phân tán có hệ số góc dương Kết nghiên cứu 4.1 Kiểm định tương quan khơng gian GDP bình qn đầu người tỉnh thành Hệ số Moran’s I GDP bình quân đầu người tỉnh thành thể bảng Hệ số mang dấu dương có ý nghĩa thống kê; cho thấy có tự tương quan khơng gian thuận chiều GDP bình quân đầu người địa phương liền kề giáp ranh Kết tự tương quan không gian dương địa phương thấy đồ thị thơng qua hình ảnh đường thẳng hồi quy ước lượng mối liên hệ biến phụ thuộc biến trễ khơng gian biến phụ thuộc có hệ số góc dương Bảng Chỉ số Moran's I GDP bình quân đầu người theo ma trận trọng số liền kề Statistics Normal Approximation Randomization 0.3311*** 0.3311*** -0.0161 -0.0161 Std dev 0.0827 0.0790 Z-score 4.1979 4.3970 Moran's I Mean Nói cách khác, kết hệ số Moran’s I mang dấu dương hàm ý rằng, theo phân bố tự nhiên đồ, tỉnh thành có mức GDP bình quân cao thường phân bố cạnh tỉnh thành có mức GDP bình qn cao khác; tương tự, tỉnh thành có GDP bình qn đầu người thấp có phân bố gần tỉnh thành có GDP bình quân đầu người thấp Kết thống với phân tích xem xét đồ màu mơ tả phân bố GDP bình quân đầu người theo vị trí địa lý tỉnh thành KINH TẾ 76 -20 -10 10 20 30 (Moran's I=0.3311 and P-value=0.0010) -2 lnGDPcapita2010 WlnGDPcapita2010 Fitted values Hình Đồ thị Moran's I GDP bình quân đầu người theo ma trận trọng số liền kề 4.2 Kiểm định hội tụ tuyệt đối bỏ qua tương quan không gian Giả sử, bỏ qua tương quan không gian tỉnh thành Việt Nam, sử dụng kỹ thuật xử lý liệu bảng thông thường để hồi quy phương trình (2) nhằm tìm tốc độ hội tụ tuyệt đối Bảng mô tả kết ước lượng bỏ qua tương quan không gian địa phương Theo kết ước lượng pooled OLS FEM, khơng tìm thấy chứng thống kê hội tụ tuyệt đối hệ số beta biến GDP bình quân đầu người mang dấu âm khơng có ý nghĩa thống kê Kết từ FEM GLS cho thấy có hội tụ beta tuyệt đối tỉnh thành Việt Nam, tốc độ hội tụ tính theo FEM 7,8% tính theo GLS 0,04% Bảng Hội tụ beta tuyệt đối chưa xét đến tương quan không gian Biến độc lập lnGDPi,t-1 Pooled OLS 0.000217 [0.04] FEM 0.0787*** [3.27] REM 0.00306 [0.49] GLS 0.00408*** [2.73] Hệ số chặn 0.0740*** [4.81] 0.320*** [4.24] 0.0829*** [4.17] 0.0871*** [18.97] 252 252 252 252 Số quan sát Kiểm định Chow 2.39*** Kiểm định Hausman Kiểm định phương sai thay đổi t-stat ngoặc [] *,**,*** có ý nghĩa với 10%, 5% 1% Nguồn: theo tính tốn tác giả 10.58*** 1400000*** TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 52 (1) 2017 Mặc dù, kết kiểm định Chow, kiểm định Hausman kiểm định phương sai thay đổi Breusch – Pagan cho thấy GLS mang lại kết đáng tin cậy số phương pháp sử dụng Bảng 3, kiểm định Moran’s I Mục 4.1 cho thấy có phụ thuộc khơng gian địa phương Nếu bỏ qua phụ thuộc dẫn đến ước lượng không vững, bị chệch Do vậy, cần thiết phải áp dụng phương pháp hồi quy không gian ước lượng hệ số beta kết Bảng để tham khảo 4.3 Kiểm định hội tụ tuyệt đối hồi quy không gian Kiểm định Moran’s I khẳng định có tương quan khơng gian GDP bình quân đầu người tỉnh thành, cần thiết 77 phải sử dụng phương pháp hồi quy khơng gian để tránh định dạng sai mơ hình Bảng trình bày kết ước lượng mơ hình kiểm định hội tụ tuyệt đối mơ hình sai số khơng gian SEM, mơ hình tự hồi quy khơng gian SAR mơ hình Durbin khơng gian SDM Mỗi mơ hình ước lượng hai dạng tác động cố định tác động ngẫu nhiên để kiểm soát khác biệt đặc trưng tỉnh thành Điểm chung tất kết ước lượng Bảng hệ số beta mang dấu dương, theo lập luận Sala-i-Martin (1996), dấu hiệu tồn hội tụ beta tuyệt đối Kết kiểm định Hausman Bảng cho biết rằng, mơ hình SEM, SAM SDM ước lượng theo FEM phù hợp REM Bảng Hội tụ beta tuyệt hồi quy không gian theo ma trận trọng số liền kề Biến độc lập lnGDPi,t-1 Mơ hình SEM Mơ hình SDM FEM REM FEM REM FEM REM 0.0713*** 0.0145 0.108*** 0.00275 0.350*** 0.00132 [3.05] [1.51] [3.22] [0.44] [8.48] [0.17] Hệ số chặn Kiểm định Hausman 0.0246 0.0819*** 0.0479** [0.81] [4.17] [2.02] 10.19*** 7.12*** 75.07*** Lambda Rho Mơ hình SAR 0.0442 0.000994 [1.58] [0.04] 0.303*** 0.300*** 0.303*** 0.303*** [44.96] [47.07] [44.95] [44.92] Log-likelihood 531.566 464.1728 458.3686 372.1396 485.9166 388.3451 AIC -1057.1 -918.35 -910.74 -734.28 -963.83 -764.69 BIC -1046.5 -900.7 -900.15 -716.63 -949.72 -743.51 t-stat ngoặc [] *,**,*** có ý nghĩa với 10%, 5% 1% Nguồn: theo tính tốn tác giả 78 KINH TẾ Bài viết lựa chọn mơ hình phù hợp dựa tiêu BIC Theo tiêu thống kê thể Bảng 4, mơ hình sai số không gian SEM với dạng FEM cột (1) Bảng mơ hình có giá trị BIC nhỏ nên xem mơ hình phù hợp sử dụng để phân tích hội tụ tuyệt đối Theo kết ước lượng mơ hình SEM theo dạng FEM, tốc độ hội tụ tuyệt đối GDP bình quân đầu người tỉnh thành Việt Nam 7,13% Với tốc độ hội tụ này, thời gian để giảm nửa khoảng cách thu nhập (half – life) khoảng 10 năm Nói cách khác, tốc độ hội tụ tiếp tục trì cho nhiều năm tiếp theo, tỉnh thành Việt Nam khoảng 20 năm để đạt trạng thái cân chung thu nhập GDP bình quân đầu người Hệ số λ mơ hình FEM mang dấu dương, có độ lớn 0,303 có ý nghĩa thống kê mức 1% Sự có ý nghĩa hệ số λ củng cố thêm chứng thống kê mối liên hệ không gian tỉnh thành, điều mà khẳng định qua số Moran’s I Kết luận kiến nghị 5.1 Kết luận Kết kiểm định Moran’s I tiêu GDP bình quân đầu người với số liệu 63 tỉnh thành Việt Nam cho thấy có phụ thuộc khơng gian mang dấu dương Các địa phương lân cận có mối quan hệ tương quan GDP thực tế bình quân đầu người Sự tồn mối tương quan không gian tỉnh thành cho thấy phù hợp cần thiết phải sử dụng công cụ hồi quy không gian phân tích quan hệ kinh tế cấp độ tỉnh thành Kết ước lượng hồi quy không gian cho thấy tốc độ hội tụ tuyệt đối GDP bình quân đầu người tỉnh thành Việt Nam 7,13% Với tốc độ hội tụ này, thời gian để giảm nửa khoảng cách thu nhập (half – life1) khoảng 10 năm Nói cách khác, tốc độ hội tụ tiếp tục trì cho nhiều năm tiếp theo, tỉnh thành Việt Nam khoảng 20 năm để đạt trạng thái cân chung thu nhập GDP bình quân đầu người 5.2 Kiến nghị Từ kết ban đầu thu áp dụng hồi quy khơng gian phân tích số liệu tỉnh thành phố, viết đề xuất số gợi ý để ứng dụng kết nghiên cứu Một là, có tương quan khơng gian 63 tỉnh thành phố Việt Nam, nên mơ hình hồi quy xây dựng để nghiên cứu yếu tố liên quan đến kinh tế - xã hội khu vực với số liệu cấp tỉnh thành cần thận trọng để tránh trường hợp bỏ qua phụ thuộc theo không gian dẫn đến kết nghiên cứu không đáng tin cậy Điều hàm ý rắng, xây dựng mơ hình nghiên cứu kinh tế - xã hội địa phương bỏ qua mối liên hệ khơng gian dẫn đến kết ước lượng bị chệch khơng vững (trường hợp bỏ sót tự hồi quy không gian), ước lượng không hiệu (trường hợp có tự tương quan khơng gian) Hai là, tương quan không gian tỉnh thành dương; tỉnh thành hoạch định sách kinh tế địa phương sở cần tính đến tác động sách đến tỉnh thành lân cận ngược lại, tỉnh thành cần tính đến tác động từ việc thay đổi sách tỉnh thành khác đến địa phương Ba là, có hội tụ beta tuyệt đối thu nhập, nghĩa khoảng cách thu nhập GDP đầu người tỉnh thành ngày thu hẹp Tuy nhiên, không nên trông chờ bình đẳng thu nhập tự điều chỉnh, chênh lệch giàu nghèo tự nhiên biến Để đạt trạng thái cân đòi hỏi nỗ lực phát triển lâu dài bền vững Hồi quy không gian lĩnh vực mẻ Việt Nam tiếp tục nghiên cứu lý thuyết ứng dụng mạnh mẽ giới Do vậy, nghiên cứu tiếp theo, nghiên cứu hội tụ thu nhập, đề tài mở rộng ứng dụng hồi quy không gian phân tích nhiều mối liên hệ nhiều khía cạnh kinh tế - xã hội quốc gia láng giềng địa phương gần lãnh thổ Việt Nam TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 52 (1) 2017 79 Tài liệu tham khảo Anderson, James E and Eric Van Wincoop (2001) Gravity with Gravitas: A Solution to the Border Puzzle National Bureau of Economic Research Working, 8079 Anselin, L., Bera, A.K (1998) Spatial dependence in linear regression models with an introduction to spatial econometrics Handbook of Applied Economic Statistics Hullah, A., Gelis, D.E.A (eds.), New York: Marcel Deker, 1998, 237–290 Baumont, C; Ertur, C; Le Gallo, J (2002) The European Regional Convergence Process, 1980–1995: Do Spatial Regimes and Spatial Dependence Matter? Barro, R.J and Sala-I-Martin, X (1992) Convergence Journal Political Economic, 100, 223-251 Cliff A.D and J.K Ord, (1973) Spatial Autocorrelation London: Pion Ltd Gallo, J., C Ertur and C Baumont, (2003) A spatial econometric analysis of convergence across European regions, 1980-1995 In B Fingleton European Regional Growth: Springer-Verlag, 99–129 Hồ Đ B (2013) Kiểm định giả thuyết hội tụ suất nhân tố tổng hợp sản xuất nông nghiệp Việt Nam Tạp chí Kinh tế Phát triển, 188, 56 – 65 Le Gallo J.; Ertur, C.; Baumont, C (2003) A spatial econometric analysis of convergence across European regions, 1980–1995 European regional growth, Fingleton, B (ed) NewYork: Springer-Verlag, 2003 LeSage, J P (1999) The Theory and Practice of Spatial Econometrics, 309 Mankiw, G D Romer, and D Weil (1992) A Contribution to the Empirics of Economic Growth, lt Quarterly Journal of Economics, 107, 407-37 Moran P.A.P (1950) A Test for Serial Correlation of Residuals Biometric, 37, 178-181 Nguyễn Văn Công cộng (2014) Kiểm định giả thuyết hội tụ có điều kiện cấp tỉnh Việt Nam giai đoạn 2000-2012 Tạp chí Kinh tế & phát triển, 204, 6/2014 Pace, R Kelley & Barry, Ronald & Sirmans, C F (1998) Spatial Statistics and Real Estate The Journal of Real Estate Finance and Economics, 17(1), 5-13 Pede, Valerien O & Sparks, Adam H & McKinley, Justin D (2013) Regional Income Inequality and Economic Growth: A Spatial Econometrics Analysis for Provinces in the Philippines, 2012 Conference (56th), February 7-10 Peracchi, Meliciani (2001) Convergence in per capita GDP across European regions a reappraisal Phạm T.A (2009) Tăng trưởng kinh tế hội tụ thu nhập vùng Việt Nam Tạp chí Nghiên cứu Kinh tế, 368, 34-41 Sala-i-Martin X (1996) The Classical Approach to Convergence Analysis The Economic Journal, 106(437), 1019-1036 Solow R.M (1956) A Contribution to the Theory of Economic Growth Quarterly Journal of Economics, 70, 65–94 Wooldridge J (2010) Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data, 2nd Ed by The MIT Press  ... dụng phương pháp hồi quy không gian để nghiên cứu hội tụ thu nhập địa phương Việt Nam Với mục tiêu nghiên cứu nhằm áp dụng mô hình hồi quy khơng gian để kiểm định hội tụ beta tuyệt đối địa phương. .. hồi quy không gian phân tích quan hệ kinh tế cấp độ tỉnh thành Kết ước lượng hồi quy không gian cho thấy tốc độ hội tụ tuyệt đối GDP bình quân đầu người tỉnh thành Việt Nam 7,13% Với tốc độ hội. .. FEM GLS cho thấy có hội tụ beta tuyệt đối tỉnh thành Việt Nam, tốc độ hội tụ tính theo FEM 7,8% tính theo GLS 0,04% Bảng Hội tụ beta tuyệt đối chưa xét đến tương quan không gian Biến độc lập lnGDPi,t-1