Tiêu thụ điện năng và tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia ASEAN

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH NGUYỄN XUÂN NGUYÊN TIÊU THỤ ĐIỆN NĂNG VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI CÁC QUỐC GIA ASEAN ĐỀ CƯƠNG LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ HỌC TP HỒ CHÍ MINH – 2016 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH -NGUYỄN XUÂN NGUYÊN TIÊU THỤ ĐIỆN NĂNG VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI CÁC QUỐC GIA ASEAN Chuyên ngành : Kinh tế học Mã số chuyên ngành : 6003 01 01 ĐỀ CƯƠNG LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ HỌC Người hướng dẫn khoa học: PGS.TS HẠ THỊ THIỀU DAO TP Hồ Chí Minh, Năm 2016 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn “Tiêu thụ điện tăng trưởng kinh tế quốc gia ASEAN” đƣợc hồn thành tơi thực Ngoại trừ trích dẫn theo quy định, tơi cam đoan toàn phần hay phần nhỏ luận văn chƣa đƣợc công bố sử dụng để nhận cấp nơi khác Khơng có kết ngƣời khác đƣợc sử dụng mà trích dẫn theo quy định Luận văn chƣa đƣợc sử dụng để nhận văn bằng, chứng trƣờng đại học hay sở đào tạo nƣớc TP Hồ Chí Minh, ngày… tháng … năm 2016 Nguyễn Xuân Nguyên i LỜI CẢM ƠN Để hoàn thành luận văn này, trƣớc hết xin chân thành cảm ơn tập thể Thầy Cô Giảng viên Khoa sau đại học giúp tơi có thêm nhiều kiến thức bổ ích suốt q trình học tập, nghiên cứu Đặc biệt xin gửi lời tri ân chân thành đến PGS TS Hạ Thị Thiều Dao TS Võ Hồng Đức tận tình hƣớng dẫn, định hƣớng giúp tơi hồn thành luận văn Chân thành cảm ơn đến gia đình ngƣời ln chỗ dựa vững tin thần giúp vƣợt qua lúc khó khăn để hồn thành luận văn Trân trọng ii TÓM TẮT Điện nguồn lƣợng thiếu hầu hết quốc gia Trong trình phát triển kinh tế quốc gia, tầm quan trọng điện không phủ nhận chƣa đánh giá thấp đƣợc Điện sản phẩm đầu vào thiếu đƣợc cho trình sản xuất tạo sản phẩm dịch vụ - yếu tố then chốt cho trình phát triển kinh tế quốc gia Ramage (1996) cho tiêu thụ điện giới tăng 40% suốt thập niên 1980 với mức tăng trung bình hàng năm 3,4% Nhu cầu tiêu thụ điện giới dự đốn tăng gấp đơi giai đoạn 2000 - 2030 chiếm khoảng 18 - 22% tổng tiêu thụ lƣợng, với phần lớn đƣợc sử dụng trình sản xuất Nghiên cứu đƣợc thực nhằm xác định lƣợng hóa mối quan hệ tăng trƣởng kinh tế mức độ tiêu thụ điện quốc gia khu vực Đông Nam Á (ASEAN) giai đoạn từ 1990 - 2012, hạn chế số liệu có đƣợc Trên tảng mơ hình Cobb - Douglas kết đạt đƣợc từ nghiên cứu thực nghiệm đƣợc thực phạm vi toàn giới, nghiên cứu tiến hành phân tích ảnh hƣởng nhân tố: Vốn (K), Lao động (L) tiêu thụ điện (EC) đến tăng trƣởng kinh tế quốc gia ASEAN giai đoạn 1990 - 2012 đƣợc phân tích đánh giá hai góc độ ngắn hạn dài hạn Nghiên cứu sử dụng kiểm định đồng liên kết Kao (1999) kết hợp với Fisher (1997), đồng thời phân tích mối quan hệ dài hạn biến với mơ hình FEM, REM, GLS, FMOLS DOLS Nghiên cứu tiếp cận phƣơng pháp phân tích nhân VECM Granger ngắn hạn dài hạn để cung cấp kết khoa học định lƣợng có liên quan đến mối quan hệ tiêu thụ điện tăng trƣởng kinh tế Kết nghiên cứu cho thấy ngắn hạn tiêu thụ điện có tác động chiều tới tăng trƣởng kinh tế Điều có nghĩa rằng, tiêu thụ điện iii ngắn hạn thể vai trò đóng góp đến q trình tăng trƣởng kinh tế quốc gia Tuy nhiên, kết nghiên cứu thể rằng, dài hạn, tiêu thụ điện lại không ảnh hƣởng đến tăng trƣởng kinh tế Kết đạt đƣợc từ nghiên cứu thực nghiệm có nghĩa ngắn hạn sách thúc đẩy tăng trƣởng kinh tế quốc gia ASEAN thông qua tăng tiêu dùng điện mang lại hiệu Điều đƣợc giải thích thơng qua tạo điều kiện để sản xuất nƣớc phát huy vai trò đạt đƣợc mức độ hiệu sản xuất Trong trình đó, điện đóng vai trò quan trọng Tuy nhiên, kết nghiên cứu thể rằng, dài hạn, điện chƣa phải yếu tố định tới tăng trƣởng quốc gia mà quan trọng hàng đầu nguồn lao động vốn iv MỤC LỤC Trang LỜI CAM ĐOAN i LỜI CẢM ƠN .ii TÓM TẮT iii MỤC LỤC v DANH MỤC HÌNH - ĐỒ THỊ vii DANH MỤC BẢNG BIỂU viii DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT ix CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU 1.1 Lý nghiên cứu 1.2 Câu hỏi mục tiêu nghiên cứu 1.2.1 Mục tiêu nghiên cứu .3 1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu .3 1.3 Phạm vi đối tƣợng nghiên cứu 1.4 Đóng góp nghiên cứu CHƢƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC 2.1 Cơ sở lý thuyết tăng trƣởng 2.1.1 Khái niệm tăng trƣởng 2.1.2 Các phƣơng pháp xác định tăng trƣởng kinh tế 2.1.3 Các mơ hình tăng trƣởng 2.1.4 Các nguồn lƣợng sản sinh điện 10 2.2 Sơ lƣợc nghiên cứu trƣớc 13 CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 17 3.1 Mô tả mẫu nghiên cứu 17 3.2 Mơ hình nghiên cứu 17 3.3 Phƣơng pháp nghiên cứu 19 3.3.1 Kiểm định tính dừng liệu bảng .21 3.3.2 Kiểm định tính đồng liên kết liệu bảng 23 3.3.3 Phân tích dài hạn .24 3.3.4 Kiểm định nhân 26 v CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 27 4.1 Tình hình kinh tế tiêu thụ điện khu vực ASEAN 27 4.2 Kiểm định tƣơng quan biến mơ hình Đa cộng tuyến .47 4.2.1 Ma trận tƣơng quan 47 4.2.2 Kiểm định đa cộng tuyến mơ hình 47 4.3 Kiểm định tƣơng quan phụ thuộc chéo kiểm định tính dừng 48 4.3.1 Kiểm định tƣơng quan phụ thuộc chéo (Cross-section dependence) 48 4.3.2 Kiểm định tính dừng liệu bảng .49 4.4 Kiểm định đồng liên kết liệu bảng 50 4.5 Kết hồi quy mơ hình dài hạn 51 4.5.1 Kiểm định tƣợng phƣơng sai thay đổi phần dƣ 52 4.5.2 Kiểm định tƣợng tự tƣơng quan phần dƣ 53 4.6 Phân tích mối quan hệ hồi quy nhân Granger 54 CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH 57 5.1 Tóm tắt kết đạt đƣợc số gợi ý sách 57 5.2 Một số hạn chế hƣớng nghiên cứu 59 TÀI LIỆU THAM KHẢO 61 PHỤ LỤC 67 vi DANH MỤC HÌNH - ĐỒ THỊ Hình 4.1: Quy mơ kinh tế quốc gia khu vực ASEAN 29 Hình 4.2: Quy mơ dân số quốc gia khu vực ASEAN 29 Hình 4.3: Thu nhập bình quân đầu ngƣời quốc gia khu vực ASEAN 30 Hình 4.4: Tiêu thụ điện quốc gia khu vực ASEAN 30 Hình 4.5: Tỷ trọng tiêu thụ điện quốc gia khu vực ASEAN 31 Hình 4.6: Tỷ trọng dân số tiếp cận đƣợc điện quốc gia ASEAN 32 Hình 4.7: Đơn giá điện quốc gia ASEAN 33 Hình 4.8: Vốn, GDP Brunei 34 Hình 4.9: Vốn, GDP Singapore 35 Hình 4.10: Thu nhập bình quân đầu ngƣời Brunei Singapore 36 Hình 4.11: Tiêu thụ điện bình quân đầu ngƣời Brunei Singapore 37 Hình 4.12: Vốn, GDP Malaysia 38 Hình 4.13: Vốn, GDP Thái Lan 38 Hình 4.14: Vốn, GDP Indonesia Phippines 39 Hình 4.15: Thu nhập bình quân đầu ngƣời Malaysia, Philippines, Indonesia Thái Lan40 Hình 4.16: Tiêu thụ điện bình quân đầu ngƣời Malaysia, Philippines, Indonesia Thái Lan 42 Hình 4.17: GDP vốn Việt Nam 43 Hình 4.18: GDP vốn Lào 43 Hình 4.19: GDP vốn Campuchia Myanmar 44 Hình 4.20: Thu nhập bình quân đầu ngƣời Campuchia, Lào, Myanmar Việt Nam 45 Hình 4.21: Điện tiêu thụ bình quân đầu ngƣời Campuchia, Lào, Myanmar Việt Nam 46 vii DANH MỤC BẢNG BIỂU Trang Bảng 2.1: Lƣợc khảo nghiên cứu tăng trƣởng tiêu thụ điện 15 Bảng 4.1: Thống kê mô tả liệu GDP, K, L, EC khu vực ASEAN 28 Bảng 4.3: Kết kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phƣơng sai 48 Bảng 4.4: Kiểm định tƣơng quan phụ thuộc chéo 49 Bảng 4.5: Kiểm định tính dừng Fisher (Choi, 2001) 50 Bảng 4.6: Kiểm định tính đồng liên kết liệu bảng kiểm định Kao 51 Bảng 4.7: Kết kiểm định đồng liên kết liệu bảng Fisher 51 Bảng 4.8: Kết hồi quy FEM, REM 52 Bảng 4.9: Kết kiểm tra phƣơng sai thay đổi mơ hình 52 Bảng 4.10: Kết kiểm tra tự tƣơng quan mơ hình 53 Bảng 4.11: Kết hồi quy GLS, FMOLS DOLS 53 Bảng 4.12: Kết kiểm định nhân VECM Granger 54 viii Phụ lục 6: Kiểm định đồng liên kết * Kiểm định đồng liên kết KAO Kao Residual Cointegration Test Series: LNGDP LNK LNL LNEC Sample: 1990 2012 Included observations: 230 Null Hypothesis: No cointegration Trend assumption: No deterministic trend Automatic lag length selection based on AIC with a max lag of Newey-West automatic bandwidth selection and Bartlett kernel ADF t-Statistic Prob -3.667041 0.0001 Residual variance 0.008006 HAC variance 0.006971 Trang 77 Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(RESID) Method: Least Squares Date: 08/20/16 Time: 12:55 Sample (adjusted): 1996 2012 Included observations: 170 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob RESID(-1) -0.291051 0.060900 -4.779167 0.0000 D(RESID(-1)) 0.116442 0.080797 1.441170 0.1514 D(RESID(-2)) -0.041709 0.079234 -0.526397 0.5993 D(RESID(-3)) 0.241877 0.077893 3.105233 0.0022 D(RESID(-4)) 0.063840 0.079554 0.802470 0.4234 D(RESID(-5)) 0.187874 0.080294 2.339841 0.0205 R-squared 0.170221 Mean dependent var 0.006146 Adjusted R-squared 0.144923 S.D dependent var 0.097050 S.E of regression 0.089742 Akaike info criterion -1.949098 Sum squared resid 1.320797 Schwarz criterion -1.838423 Log likelihood 171.6733 Hannan-Quinn criter -1.904187 Durbin-Watson stat 2.117054 Trang 78 Kiểm định phương sai thay đổi Phụ lục7: Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (10) = Prob>chi2 = Phụ lục 8: 287.69 0.0000 Tự tƣơng quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 9) = 57.967 Prob > F = 0.0000 Trang 79 Phụ lục 9: Kết hồi quy Granger Arellano-Bond dynamic panel-data estimation Group variable: id Time variable: year Number of obs Number of groups = = 190 10 = avg = max = 19 19 19 Wald chi2(9) Prob > chi2 = = 18.42 0.0306 P>|z| [95% Conf Interval] Obs per group: Number of instruments = 163 One-step results dgdp Coef Std Err z dgdp L1 L2 .023074 -.1062254 1123426 1117417 0.21 -0.95 0.837 0.342 -.1971134 -.3252351 2432614 1127843 dk L1 L2 .0675075 0564397 0768976 0743371 0.88 0.76 0.380 0.448 -.083209 -.0892584 218224 2021379 dl L1 L2 .0792768 -3.079925 1.025028 1.015417 0.08 -3.03 0.938 0.002 -1.92974 -5.070105 2.088294 -1.089745 dec L1 L2 -.2443889 -.2450666 1374136 1324894 -1.78 -1.85 0.075 0.064 -.5137147 -.5047411 0249368 0146079 lecm _cons -.1208575 1765864 0745452 0295106 -1.62 5.98 0.105 0.000 -.2669635 1187466 0252485 2344261 Instruments for differenced equation GMM-type: L(2/.).dgdp Standard: LD.dgdp L2D.dgdp LD.dk L2D.dk LD.dl L2D.dl LD.dec L2D.dec D.lecm Instruments for level equation Standard: _cons Trang 80 ( 1) ( 2) L.dk = L2.dk = chi2( 2) = Prob > chi2 = 1.36 0.5072 test l.dl l2.dl ( 1) ( 2) L.dl = L2.dl = chi2( 2) = Prob > chi2 = 9.91 0.0070 test l.dec l2.dec ( 1) ( 2) L.dec = L2.dec = chi2( 2) = Prob > chi2 = 5.25 0.0726 test lecm ( 1) lecm = chi2( 1) = Prob > chi2 = Trang 81 2.63 0.1050 Arellano-Bond dynamic panel-data estimation Group variable: id Time variable: year Number of obs Number of groups Obs per group: Number of instruments = 163 = = 190 10 = avg = max = 19 19 19 = = 35.46 0.0000 Wald chi2(9) Prob > chi2 One-step results dk Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] dk L1 .1772029 1097032 1.62 0.106 -.0378114 3922172 dgdp L1 L2 .1291035 0488077 1616287 1600553 0.80 0.30 0.424 0.760 -.1876828 -.2648949 4458899 3625103 dk L2 -.0237181 1057452 -0.22 0.823 -.2309748 1835387 dl L1 L2 1.016278 -2.851765 1.482675 1.46913 0.69 -1.94 0.493 0.052 -1.889711 -5.731208 3.922267 0276774 dec L1 L2 -.2177986 -.357928 1973497 1910579 -1.10 -1.87 0.270 0.061 -.6045968 -.7323946 1689996 0165386 lecm _cons 2599479 1468485 1141006 0425635 2.28 3.45 0.023 0.001 0363148 0634255 4835809 2302714 Instruments for differenced equation GMM-type: L(2/.).dk Standard: LD.dgdp L2D.dgdp LD.dk L2D.dk LD.dl L2D.dl LD.dec L2D.dec D.lecm Instruments for level equation Standard: _cons Trang 82 ( 1) ( 2) L.dgdp = L2.dgdp = chi2( 2) = Prob > chi2 = 0.67 0.7159 test l.dl l2.dl ( 1) ( 2) L.dl = L2.dl = chi2( 2) = Prob > chi2 = 3.79 0.1502 test l.dec l2.dec ( 1) ( 2) L.dec = L2.dec = chi2( 2) = Prob > chi2 = 3.92 0.1406 test lecm ( 1) lecm = chi2( 1) = Prob > chi2 = 5.19 0.0227 Trang 83 Arellano-Bond dynamic panel-data estimation Group variable: id Time variable: year Number of obs Number of groups Obs per group: Number of instruments = 163 = = 190 10 = avg = max = 19 19 19 = = 28.14 0.0009 Wald chi2(9) Prob > chi2 One-step results dl Coef Std Err dl L1 .2485259 071938 dgdp L1 L2 -.0098431 0042109 dk L1 L2 z P>|z| [95% Conf Interval] 3.45 0.001 1075299 3895218 0080356 0080008 -1.22 0.53 0.221 0.599 -.0255927 -.0114703 0059065 0198922 0013185 -.0017917 0055128 0053334 0.24 -0.34 0.811 0.737 -.0094865 -.0122449 0121234 0086615 dl L2 .103631 0707734 1.46 0.143 -.0350822 2423443 dec L1 L2 .0120728 0045852 0097722 0093845 1.24 0.49 0.217 0.625 -.0070803 -.0138082 0312258 0229786 lecm _cons 0115879 0098438 005469 0020767 2.12 4.74 0.034 0.000 0008688 0057736 022307 0139141 Instruments for differenced equation GMM-type: L(2/.).dl Standard: LD.dgdp L2D.dgdp LD.dk L2D.dk LD.dl L2D.dl LD.dec L2D.dec D.lecm Instruments for level equation Standard: _cons Trang 84 ( 1) ( 2) L.dk = L2.dk = chi2( 2) = Prob > chi2 = 0.17 0.9187 test l.dgdp l2.dgdp ( 1) ( 2) L.dgdp = L2.dgdp = chi2( 2) = Prob > chi2 = 2.05 0.3588 test l.dec l2.dec ( 1) ( 2) L.dec = L2.dec = chi2( 2) = Prob > chi2 = 1.56 0.4577 test lecm ( 1) lecm = chi2( 1) = Prob > chi2 = 4.49 0.0341 Trang 85 Arellano-Bond dynamic panel-data estimation Group variable: id Time variable: year Number of obs Number of groups Obs per group: Number of instruments = 163 = = 190 10 = avg = max = 19 19 19 = = 33.26 0.0001 Wald chi2(9) Prob > chi2 One-step results dec Coef Std Err dec L1 -.3496361 0734748 dgdp L1 L2 .0546269 -.018715 dk L1 L2 z P>|z| [95% Conf Interval] -4.76 0.000 -.493644 -.2056282 0608226 0605028 0.90 -0.31 0.369 0.757 -.0645833 -.1372982 1738371 0998683 030528 0709573 0415101 0401773 0.74 1.77 0.462 0.077 -.0508304 -.0077888 1118864 1497035 dl L1 L2 .2407374 -.020384 5521584 5474942 0.44 -0.04 0.663 0.970 -.8414732 -1.093453 1.322948 1.052685 dec L2 -.2013428 0695515 -2.89 0.004 -.3376613 -.0650243 lecm _cons -.063507 1119747 0409145 0158586 -1.55 7.06 0.121 0.000 -.1436978 0808925 0166839 1430569 Instruments for differenced equation GMM-type: L(2/.).dec Standard: LD.dgdp L2D.dgdp LD.dk L2D.dk LD.dl L2D.dl LD.dec L2D.dec D.lecm Trang 86 ( 1) ( 2) L.dk = L2.dk = chi2( 2) = Prob > chi2 = 3.67 0.1594 test l.dl l2.dl ( 1) ( 2) L.dl = L2.dl = chi2( 2) = Prob > chi2 = 0.20 0.9054 test l.dgdp l2.dgdp ( 1) ( 2) L.dgdp = L2.dgdp = chi2( 2) = Prob > chi2 = 1.03 0.5975 test lecm ( 1) lecm = chi2( 1) = Prob > chi2 = 2.41 0.1206 Trang 87 xtabond2 lngdp l.lngdp lnk lnl lnec, gmm( lnl, eq(d) lag(5 ) ) iv( l.lnl ) robust twostep Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Number of instruments may be large relative to number of observations Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 124 Wald chi2(4) = 631.15 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Corrected Std Err z P>|z| = = = = = 220 10 22 22.00 22 lngdp Coef [95% Conf Interval] lngdp L1 -.0504278 2405639 -0.21 0.834 -.5219245 4210688 lnk lnl lnec _cons 7413719 2.92654 -.2365067 -34.62054 1590292 1.737396 3799574 20.8671 4.66 1.68 -0.62 -1.66 0.000 0.092 0.534 0.097 4296805 -.4786929 -.9812095 -75.51931 1.053063 6.331773 5081961 6.278236 Instruments for first differences equation Standard D.L.lnl GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(5/22).lnl Instruments for levels equation Standard L.lnl _cons Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.489 0.229 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 1.000 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.lnl) Hansen test excluding group: chi2(118) = 3.05 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(1) = -0.00 Prob > chi2 = 1.000 1.000 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(119) = 250.61 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(119) = 3.05 weakened by many instruments.) Trang 88 0.69 -1.20 Mơ hình FEM Mơ hình REM Trang 89 Kiểm định Hausman Trang 90 THE END Trang 91 ... đến trình tăng trƣởng kinh tế quốc gia ASEAN dài hạn khơng? - Có tồn mối quan hệ nhân từ tiêu thụ điện đến tăng trƣởng kinh tế hay từ tăng trƣởng kinh tế đến tiêu thụ điện quốc gia ASEAN ngắn... nhân tiêu thụ điện tăng trƣởng kinh tế Dạng thứ nhất, Tiêu thụ điện tăng trƣởng kinh tế tác động qua lại lẫn nhau, nghĩa việc tiêu thụ điện thúc đẩy trình tăng trƣởng kinh tế ngƣợc lại tăng trƣởng... quan hệ tiêu thụ điện đến tăng trƣởng kinh tế quốc gia ASEAN dài hạn - Xem xét mối quan hệ nhân mức tiêu thụ điện có ảnh hƣởng đến tăng trƣởng kinh tế, ngƣợc lại, liệu tăng trƣởng kinh tế có ảnh