Nghiên cứu ảnh hưởng của nguồn vốn con người đến tăng trưởng kinh tế các tỉnh, thành Việt Nam: Tiếp cận bằng mô hình kinh tế lượng không gian

Nguồn vốn con người có vai trò quan trọng đối với tăng trưởng kinh tế quốc gia, cũng như tăng trưởng kinh tế địa phương. Với mong muốn nghiên cứu ảnh hưởng của nguồn vốn con người đến tăng trưởng kinh tế ở các tỉnh, thành Việt Nam, tác giả xem xét sử dụng các mô hình kinh tế lượng không gian SDM, SAR, SEM với dữ liệu bảng. Nguồn vốn con người được xem xét bằng chi tiêu thường xuyên ngân sách cho giáo dục và lao động đã qua đào tạo ở mỗi địa phương. Số liệu sử dụng trong nghiên cứu này được lấy từ Niên giám thống kê của 63 tỉnh, thành phố Việt Nam được Tổng cục Thống kê công bố trong giai đoạn 2010-2017.

Tạp chí Phát triển Khoa học Cơng nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(1):574-587 Bài Nghiên cứu Open Access Full Text Article Nghiên cứu ảnh hưởng nguồn vốn người đến tăng trưởng kinh tế tỉnh, thành Việt Nam: Tiếp cận mơ hình kinh tế lượng không gian Nguyễn Văn Sĩ* , Lê Trung Kiên TÓM TẮT Use your smartphone to scan this QR code and download this article Nguồn vốn người có vai trò quan trọng tăng trưởng kinh tế quốc gia, tăng trưởng kinh tế địa phương Với mong muốn nghiên cứu ảnh hưởng nguồn vốn người đến tăng trưởng kinh tế tỉnh, thành Việt Nam, tác giả xem xét sử dụng mô hình kinh tế lượng khơng gian SDM, SAR, SEM với liệu bảng Nguồn vốn người xem xét chi tiêu thường xuyên ngân sách cho giáo dục lao động qua đào tạo địa phương Số liệu sử dụng nghiên cứu lấy từ Niên giám thống kê 63 tỉnh, thành phố Việt Nam Tổng cục Thống kê công bố giai đoạn 2010 - 2017 Kết nghiên cứu cho thấy, mơ hình SDM với liệu bảng phù hợp so với mơ hình SAR, SEM liệu nghiên cứu Nghiên cứu ra, tổng sản phẩm bình quân đầu người địa phương xem xét không chịu tác động chi thường xuyên ngân sách cho giáo dục địa phương mà cịn chịu ảnh hưởng chi thường xuyên ngân sách cho giáo dục tỉnh lân cận Hơn nữa, tổng sản phẩm bình quân đầu người tỉnh nghiên cứu chịu ảnh hưởng tổng sản phẩm bình quân đầu người tỉnh liền kề Ngồi ra, biến kiểm sốt tổng vốn đầu tư, quy mô dân số, số lực cạnh tranh cấp tỉnh nội địa phương hay địa phương lân cận có ảnh hưởng tích cực đến tổng sản phẩm bình quân đầu người địa phương xem xét Chưa tìm thấy ảnh hưởng nhân tố lao động qua đào tạo đến tăng trưởng cấp tỉnh, thành Từ khoá: Nguồn vốn người, tăng trưởng, kinh tế lượng không gian GIỚI THIỆU Trường Đại học Kinh tế Tp Hồ Chí Minh Liên hệ Nguyễn Văn Sĩ, Trường Đại học Kinh tế Tp Hồ Chí Minh Email: nvs@ueh.edu.vn Lịch sử • Ngày nhận: 15-09-2019 • Ngày chấp nhận: 02-11-2019 • Ngày đăng: 31-3-2020 DOI :10.32508/stdjelm.v4i1.598 Bản quyền © ĐHQG Tp.HCM Đây báo cơng bố mở phát hành theo điều khoản the Creative Commons Attribution 4.0 International license Các nghiên cứu lý thuyết gần lĩnh vực tăng trưởng tập trung vào trách nhiệm nguồn nhân lực trình tăng trưởng kinh tế Điều làm cho vốn nhân lực trở thành vấn đề thảo luận nhiều lĩnh vực kinh tế Giáo dục góp phần nâng cao chất lượng vốn nhân lực góp phần cải thiện hiệu vốn nhân lực Lý thuyết kinh tế nhấn mạnh vai trò quan trọng vốn nhân lực tăng trưởng kinh tế 1–3 Vì giáo dục thành phần chín h vốn người, nhiều văn học tăng trưởng có cung cấp mối liên hệ vốn người tăng trưởng Nhiều nghiên cứu thực nghiệm tìm thấy mối quan hệ tích cực tăng trưởng vốn người Tầm quan trọng nguồn vốn người khơng thể tranh cãi Đã có nhiều cơng trình nghiên cứu ảnh hưởng vốn người đến tăng trưởng kinh tế nước Tuy nhiên, viết dừng lại phân tích ảnh hưởng theo phương pháp cắt ngang liệu bảng mà chưa nghiên cứu tác động không gian Trong viết này, tác giả phân tích ảnh hưởng chi thường xuyên ngân sách cho cho giáo dục, lực lượng lao động qua đào tạo đại diện cho nguồn vốn người đến tổng sản phẩm bình quân đầu người tỉnh thành Việt Nam kinh tế lượng không gian Dựa liệu Niên giám Thống kê tỉnh, thành phố Tổng cục Thống kê Việt Nam công bố giai đoạn 2010 – 2017 CƠ SỞ LÝ THUYẾT Khái niệm tăng trưởng kinh tế Theo định nghĩa World Bank , tăng trưởng kinh tế gia tăng lượng đại lượng đặc trưng cho trạng thái kinh tế, thường tổng sản phẩm xã hội, có tính đến mối liên quan với dân số Tương tự, Harvey & Johnson đưa định nghĩa tăng trưởng kinh tế gia tăng khả sản xuất mộtquốc gia theo thời gian Có thể nói, tăng trưởng kinh tế mục tiêu quan trọng hàng đầu kinh tế Trong bốn mục tiêu kinh tế phủ, tăng trưởng kinh tế quan trọng Trong lạm phát, thất nghiệp cán cân toán đặt hạn chế kinh tế, tăng trưởng mục tiêu cuối tồn q trình Nhiều nghiên cứu nhận định tăng Trích dẫn báo này: Văn Sĩ N, Kiên L T Nghiên cứu ảnh hưởng nguồn vốn người đến tăng trưởng kinh tế tỉnh, thành Việt Nam: Tiếp cận mơ hình kinh tế lượng không gian Sci Tech Dev J - Eco Law Manag.; 4(1):574-587 574 Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(1):574-587 trưởng kinh tế mang lại khả có mức sống cao Mức sống người dân thường đo số lượng hàng hoávà dịch vụ cung cấp, vậy, tăng trưởng kinh tế đồng nghĩa với gia tăng thu nhập người dân Theo đó, khám phá nhân tố tác động đến tăng trưởng kinh tế chủ đề học giả quan tâm nghiên cứu Trong mơ hình tăng trưởng tân cổ điển, tăng trưởng kinh tế, đo lường tổng sản lượng đầu ra, hàm số phụ thuộc vào tích lũy vốn, lao động tiến công nghệ Theo thời gian, nhiều nghiên cứu khám phá yếu tố khác vốn người, quy mơ phủ hay thể chế có tác động đến tăng trưởng kinh tế quốc gia 4,8 Trong nghiên cứu thực nghiệm, tăng trưởng kinh tế thường đo lường gia tăng tổng sản phẩm quốc nội (GDP), tổng sản lượng quốc gia (GNI) hay sản lượng quốc nội tính bình quân đầu người khoảng thời gian định Khái niệm nguồn vốn người Nguồn vốn người lần đề cập vào kỷ thứ XVII Smith 10 nhiều học giả thảo luận Tuy nhiên, chủ đề lại bị quan tâm nhà kinh tế kể từ Marshall 11 đưa lời phê bình “theo quan điểm trừu tượng toán học, người rõ ràng nguồn vốn, khơng có thị trường giao dịch để xem nguồn vốn phân tích thực tiễn” Thời kỳ phục hưng nghiên cứu vốn người bắt đầu vào năm 1960, nhờ ảnh hưởng nghiên cứu: Mincer 12 , Schultz , Becker 13 Đáng ý nghiên cứu chuyển đổi kinh tế nước phát triển cao, dẫn đến khái niệm kinh tế tri thức Machlup 14 – thuật ngữ sử dụng nghiên cứu từ năm 1960 đến năm 1990 trở nên phổ biến từ sau nghiên cứu Drucker 15 cho chìa khóa thành công kinh tế tri thức nguồn vốn người Có nhiều định nghĩa khác nguồn vốn người Một quan điểm nhìn nhận nguồn vốn người từ gốc độ cá nhân, theo đó, nguồn vốn người giống tài sản, trái ngư ợc với khái niệm lực lượng lao động theo quan điểm cổ điển Ông khái quát nên ý tưởng cho lực sản xuất người lớn nhiều so với tất hình thức cải khác kết hợp lại, quan điểm sau nhận đồng thuận hầu hết nhà nghiên cứu Gần hơn, khái niệm nguồn vốn người khái quát hóa thành kiến thức, lực, thái độ hành vi cá nhân 16,17 575 Bontis 18 định nghĩa nguồn vốn người đại diện cho nhân tố người (Human Factor) tổ chức, đại diện cho kiến thức chuyên môn (Expertise), kỹ (Skill), hiểu biết (Intelligence) để giúp tạo khác biệt cho tổ chức Các yếu tố thuộc ngườicủa tổ chức yếu tố giúp họ có khả học hỏi, tạo thay đổi cung cấp đột phá sáng tạo tạo động lực thích hợp, người đảm bảo sống dài hạn tổ chức Quan điểm thứ hai vốn người nhấn mạnh vào kiến thức kỹ mà người đạt thông qua hoạt động đào tạo trình tích lũy, chẳng hạn thơng qua loại hình đào tạo bắt buộc, đào tạo sau trung học, đào tạo nghề 19,20 Quan điểm thứ ba liên quan mật thiết với định hướng sản xuất nguồn vốn người Theo quan điểm này, nguồn vốn người định nghĩa nguồn lực tạo suất kinh tế 21 Gần đây, nguồn vốn người Frank Becmanke 22 định nghĩa kết hợp yếu tố Giáo dục (Education), kinh nghiệm (Experience), đào tạo (Training), hiểu biết (Intelligence), lượng để làm việc (Energy), thói quen làm việc (Work habits), độ tin cậy (Trustworthiness) lực tự định (Initiative) có ảnh hưởng đến giá trị sản phẩm cận biên người Sheffrin 23 định nghĩa nguồn vốn conngười mức độ kỹ kiến thức thể khả lao động để tạo giá trị kinh tế Rodriguez Loomis 24 định nghĩa nguồn vốn người kiến thức, kỹ năng, lực đặc điểm cá nhân tạo điều kiện cho việc tạo phúc lợi cá nhân, xã hội tổng thể kinh tế Theo Kwon Dae Bong 25 vốn người nhân tố sản xuất tạo giá trị gia tăng thơng qua q trình sử dụng nhân tố Một nghiên cứu OECD 26 đưa khái niệm vốn người “kiến thức, kỹ đặc tính thuộc cá nhân tạo điều kiện cho việc tạo phục lợi thuộc cá nhân, xã hội kinh tế” Nguồn vốn người mô hình tăng trưởng Từ lâu, nhà kinh tế nhận thấy vốn người đóng vai trị quan trọng tăng trưởng kinh tế giáo dục cách thức để tích lũy vốn người Nhiều nghiên cứu khám phá mối quan hệ giáo dục với tăng trưởng GDP kết luận rằng, giáo dục nhân tố thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Tuy vậy, việc xác định đo lường mức độ đóng góp xác giáo dục với tăng trưởng kinh tế tương quan so sánh với nhân tố khác hồn tồn khơng đơn giản Tạp chí Phát triển Khoa học Cơng nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(1):574-587 Giáo dục tâm điểm ý nhà kinh tế học nghiên cứu tăn g trưởng kinh tế kể từ mơ hình tăng trưởng nội sinh giới thiệu Vào năm 1950, mơ hình tăng trưởng Solow – Swan bao hàm lao động yếu tố sản xuất gia tăng tiến công nghệ biến ngoại sinh khác biệt theo thời gian, yếu tố định tăng trưởng dài hạn 27 Tiến công nghệ giới thiệu tin nhân tố giải thích cách mà kinh tế sản xuất nhiều sản lượng với lượng đầu vào cho trư ớc Một số lượng lao động cho trư ớc tạo nhiều sản phẩm họ có kiến thức tốt cơng nghệ trang bị nhiều máy móc – thiết bị công nghệ đại Tuy vậy, việc xem tương quan biến số hay tham số với sai số yếu tố nội sinh tiếp tục vấn đề mơ hình khơng giải thích tiến trình phát triển cơng nghệ diễn Đã có nhiều nỗ lực xem xét lại mơ hình Solow – Swan Một số nỗ lực bao hàm vai trị vốn nhân lực, tranh luận khả vốn nhân lực gia tăng làm tăng suất, dẫn đến mức thu nhập cao Nhìn chung, nguồn vốn người chia thành năm loại: tình trạng sức khỏe, đào tạo thực tế - thơng qua cơng việc, giáo dục thức, chương trình học tập trưởng thành khả di chuyển để tìm kiếm hội cơng việc tốt Đã có tranh luận cho giáo dục yếu tố quan trọng để làm tăng tích lũy vốn nhân lực Kể từ năm 1960, vai trò nguồn vốn conngườiđối với tăng trưởng kinh tế nhiều nhà kinh tế học quan tâm rộng rãi đánh giá kỹ khác biệt tăng trưởng kinh tế Lý thuyết vốn nhân lực xem xét lại mở rộng từ lý thuyết Ricardo xem lao động nhân tố sản xuất không đề cập đến giả định đồng lao động Nó dựa thể chế xã hội đơn giản, giá trị gia đình việc tham gia giáo dục Nhưng vào năm 1970, nghiên cứu vai trò giáo dục tăng trưởng kinh tế hầu hết nghiên cứu định tính Vào năm 1980, lý thuyết tăng trưởng nội sinh Romer giới thiệu nhằm khắc phục hạn chế nhận mơ hình tăng trưởng tân cổ điển Swan – Solow Khung lý thuyết làm bậc vai trò quan trọng nghiên cứu phát triển nguồn nhân lực, bao gồm giáo dục, chế cho việc tích lũy kiến thức, cơng nghệ Tích lũy vốn nhân lực tạo lợi kinh tế theo qui mơ làm tăng hiệu suất sử dụng nhập lượng đầu vào, bao gồm lao động vốn vật thể Vốn nhân lực thúc đẩy tiến công nghệ Khái niệm tổng xuất nhân tố (total factor productivity – TFP), cách đo lượng tăng suất rộng hơn, nhận quan tâm đặc biệt lý thuyết tăng trưởng gần Tầm quan trọng ý nghĩa TFP tăng trưởng kinh tế bàn luận chí cịn nhiều so với việc tích lũy yếu tố sản xuất Các nghiên cứu liên quan Zhang & Zhuang (2011) 28 , xem xét ảnh hưởng nguồn vốn người lên tăng trưởng kinh tế cấp độ tỉnh, thành phố Trung Quốc Nghiên cứu sử dụng liệu gồm 31 tỉnh/ thành phố Trung Quốc giai đo ạn 1997 – 2006 Tác giả sử dụng mơ hình hồi quy liệu bảng để phân tích, kết cho thấy, giáo dục đại học đóng vai trò quan trọng giáo dục tiểu học trung học sở Hơn nữa, chứng cho thấy vai trò thành phần nguồn vốn người lên tăng trưởng kinh tế theo vùng có liên quan với mức độ phát triển Các tỉnh phát triển lợi nhiều từ giáo dục đại học, tỉnh phát triển tăng trưởng phụ thuộc chủ yếu vào giáo dục trung học sở Ferda (2011) nghiên cứu m ối quan hệ đầu tư vốn người tăng trưởng kinh tế 29 Số liệu lấy giai đoạn 1975 – 2005 quốc gia OECD Bằng cách sử dụng kỹ thuật kiểm định đồng liên kết cho liệu bảng sử dụng phương pháp PMG (Pooled Mean Group) để kiểm tra mối quan hệ dài hạn ngắn hạn đầu tư vốn nhân lực tăng trưởng Chi phí chăm sóc sức khỏe sử dụng đại diện cho vốn nhân lực Kết cho thấy gia tăng chi tiêu/đầu tư y tế gây gia tăng tăng trưởng kinh tế cho tất quốc gia ngắn hạn dài hạn Ada Acaroglu (2014) phân tích ảnh hưởng vốn người lên tăn g trưởng kinh tế quốc gia thuộc khu vực Trung Đông Bắc Phi giai đoạn 1990 – 2011 30 Tác giả dựa mơ hình tăng trưởng Solow 27 điều chỉnh Markiw cộng Sử dụng liệu hàng năm 15 quốc gia khu vực Trung Đông Bắc Phi giai đạn 1990 – 2011 Vốn người tác giả tiếp cận hai chiều sức khỏe giáo dục Sức khỏe (đo tuổi thọ, tỷ lệ sinh, chi tiêu công cho sức khỏe) giáo dục (đo tỷ lệ hoàn thành bậc tiểu học, tỷ lệ giáo viên tiểu học chi tiêu công cho giáo dục) Tác giả sử dụng phương pháp hồi quy liệu bảng để nghiên cứu tác động nhân tố đến GDP thực bình quân lao động Kết cho thấy tuổi thọ, tỷ lệ sinh có ý nghĩa thống kê Kết cho thấy chất lượng giáo dục cải thiện GDP bình quân đầu người tăng 576 Tạp chí Phát triển Khoa học Cơng nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(1):574-587 Tuy nhiên, kết chưa có chứng cho thấy tác động chi tiêu công cho giáo dục y tế ảnh hưởng đến tăng trưởng nước khu vực Trung Đông Bắc Phi Benos Karagiannis (2016) xem xét mối quan hệ vốn người cách ước lượng hàm sản xuất, sử dụng kỹ thuật hồi quy liệu bảng khu vực Hy Lạp giai đoạn 1971 – 2011 31 Nghiên cứu nhấn mạnh vào ảnh hưởng bốn bậc giáo dục lên suất lao động, với thư ớc đo chất lượng giáo dục tỷ lệ học sinh giáo viên bậc tiểu học trung học sở), tỷ lệ bỏ học, tỷ lệ thành công kỳ thi đánh giá giáo dục độ lan tỏa giáo dục đại học Các tác giả tìm thấy chứng nguồn vốn người có ảnh hưởng lên suất lao động chuyển ảnh hưởng từ tiêu cực sang tích cực trình độ giáo dục tăng lan tỏa giáo dục đại học Cụ thể hơn, giáo dục tiểu học ảnh hưởng tiêu cực lên suất, giáo dục trung học sở khơng có ảnh hưởng lên suất, giáo dục trung học phổ thông đại học đưa đến ảnh hưởng tích cực đến suất lao động Su Liu (2016) xem xét ảnh hưởng nguồn vốn người với đầu tư trực tiếp nước lên tăng trưởng kinh tế thành phố lớn Trung Quốc 32 Dữ liệu lấy từ Niên giám thống kê thành ph ố c Trung Quố c giai đoạn 1991 đến 2010, Cục Thống kê Quốc gia Trung Quốc xuất Sử dụng hồi quy liệu bảng, với biến vốn người định nghĩa số sinh viên theo học trường cao đẳng, đại học Tác giả tìm thấy FDI có tác động tích cực đến tốc độ tăng trưởng GDP bình qn đầu người hiệu ứng tăng cường nguồn vốn nhân lực thành phố Mặt khác, kết cho thấy nguồn vốn người tác động tích cực đến tăng trưởng thơng qua việc thúc đẩy chuyển giao công nghệ xuất phát từ nguồn vốn FDI Li Wang (2016) tìm thấy nguồn vốn người ảnh hưởng lên tăng trưởng tỉnh/ thành phố Trung Quốc 33 Dữ liệu lấy từ 28 tỉnh Trung Quốc giai đoạn 1985 – 2014 Mơ hình nghiên cứu dựa mơ hình tăng trưởng Solow 27 Lucas Trong đó, nguồn vốn người chia thành cao cấp Nguồn vốn người gồm tỷ lệ tham gia vào giáo dục gồm tiểu học, trung học sở, trung học phổ thông trung học chuyên nghiệp Giáo dục cao cấp tỷ lệ tham gia bậc học sau trung học Kết phân tích hồi quy liệu bảng cho thấy, nguồn vốn góp phần tạo tăng trưởng kinh tế thơng qua kênh tích lũy nhân tố cịn nguồn vốn người cao cấp ảnh hưởng lên tăng trưởng qua kênh suất 577 Trần Thọ Đạt (2011) nghiên cứu vai trò vốn người mơ hình tăng trưởng 34 Số liệu thực 61 tỉnh thành Việt Nam giai đoạn 2000 – 2007 Kết hồi quy cho thấy, phần lớn hệ số vốn người dương có ý nghĩa thống kê thư ớc đo sử dụng số năm học bình quân, tỷ lệ lao động biết đọc, biết viết, tỷ lệ lao động tốt nghiệp tiểu học, tỷ lệ lao động tốt nghiệp THCS tỷ lệ lao động có trình độ cao đẳng, đại học đại học Tỷ lệ lao động tốt nghiệp THPT khơng có ý nghĩa, hệ số ước ượng tỷ lệ lao động biết đọc, biết viết chấp nhận mức 10% phương trình hồi quy Nghiên cứu hệ số ước lượng vốn người đo số năm học bình quân thấp Điều cho thấy phần vai trò vốn người chưa để rõ nét vốn vật chất lao động, hay nói cách khác, kinh tế tỉnh, thành phố Việt Nam dựa vào tăng trưởng thao chiều rộng (gia tăng nhân tố đầu vào vốn vật chất lao động) tăng trưởng theo chiều sâu (dựa tích lũy vốn người tiến cơng nghệ) Sử Đình Thành & Đồn Vũ Ngun (2015) nghiên cứu mối quan hệ chi tiêu công, vốn người tăng trưởng quốc gia phát triển 35 Từ liệu 26 nước phát triển giai đoạn 1995 -2012, phương pháp ước lượng 3SLS GMM, nghiên cứu phát chi tiêu công cho giáo dục y tế tác động có ý nghĩa lên vốn người tăng trưởng Chi tiêu công cho giáo dục làm tăng tỷ lệ nhập học đáng kể Có tác động tích cực vốn người đến tăng trưởng Nghiên cứu cho thấy sách can thiệp vĩ mơ khác như: cải thiện thể chế, kiểm soát thâm hụt ngân sách lạm phát có ý nghĩa quan trọng quốc gia hướng tới mục tiêu phát triển bền vững nhờ vào vốn người Phan Thị Bích Nguyệt cộng (2018) nghiên cứu nguồn vốn người tăng trưởng cấp độ tỉnh/ thành phố Việt Nam 36 Tác giả phân tích vai trị nguồn vốn người tăng trưởng kinh tế Việt Nam, với cấp độ nghiên cứu tỉnh/ thành phố giai đoạn 2000-2016 Tác giả tiếp cận thư ớc đo nguồn vốn người giáo dục quy góc độ chi phí Trong đó, vốn nhân lực đo tỷ lệ lao động qua đào tạo chi tiêu cho giáo dục cấp tỉnh Sử dụng phương pháp ước lượng SGMM cho hồi quy liệu bảng Kết cho thấy, giáo dục yếu tố chiếm ưu tăng trưởng kinh tế vai trò đào tạo cao cấp chưa rõ nét Hơn nữa, kết cho thấy chi tiêu giáo dục chưa hiệu để kích thích tăng trưởng Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(1):574-587 Một số nghiên cứu hồi quy không gian tác giả Việt Nam: Đào Thị Bích Thủy (2016) nghiên cứu tác động lan tỏa xuất đến tăng trưởng kinh tế nước ASEAN – 5, gồm Indonesia, Malaysia, Philippines, Thái Lan Việt Nam giai đoạn 1990 – 2014 37 Nghiên cứu tiến hành kiểm định mối tương quan không gian quốc gia phân tích nhân tử Lagarange (LM), nhiên kết cho thấy quốc gia khơng có tương quan khơng gian Do đó, nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy ước lượng bình phương nhỏ (OLS) liệu bảng xem phù hợp trường hợp Nguyễn Khắc Minh Phạm Anh Tuấn (2015) xem xét hội tụ nhân tố suất tổng hợp công nghiệp dư ới ảnh hưởng đầu tư trực tiếp nước từ tiếp cận kinh tế lượng không gian 38 Kết nghiên cứu tác giả ước lượng tốc độ hội tụ thu việc sử dụng mơ hình độ trễ khơng gian sai số không gian thấp so với tốc độ hội tụ mơ hình cổ điển Nguyễn Văn Thắng Trần Thị Tuấn Anh (2019) khảo sát mối liên hệ kinh tế tỉnh thành Việt Nam cách tiếp cận phương pháp hồi quy không gian 39 Trên sở liệu từ niên giám thống kê tỉnh thành giai đoạn 2010 – 2017, tác giả có tương quan không thuận chiều địa phương Việt Nam quy mô tổng sản phẩm tạo địa bàn cấp tỉnh Kết cho thấy, yếu tố vốn lao động tác động chiếu đến mơ hình tăng trưởng kinh tế địa phương mà cịn ảnh hưởng chiều đến quy mô kinh tế địa phương lân cận PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Kiểm định Moran’s I Khi xem xét phụ thuộc không gian đơn vị khu vực, việc sử dụng phương pháp đánh giá, phân tích tương quan khơng gian cần thiết Có nhiều cơng cụ sử dụng kiểm định mối tương quan khơng gian này, để xác định xem có tồn mối tương quan không gian khu vực lân cận hay khơng, có nhiều phương pháp kiểm tra Trong nghiên cứu nhóm tác giả sử dụng hệ số Moran ’ s I, tính theo cơng thức sau: I= ( ) ¯ x j − x¯ ∑ni=1 ∑nj=1 wi j (xi − x) n × ∑ni=1 ∑nj=1 wi j ¯2 ∑ni=1 (xi − x) Trong đó, xi giá trị quan sát đơn vị không gian thứ i − x giá trị trung bình xi n số giá trị quan sát đơn vị không gian ωi j phần tử dòng i, cột j ma trận trọng số không gian W Trong kiểm định Moran’ s I kiểm định giả thuyết H : khơng có tương quan khơng gian cấu trúc liệu Một giả thuyết H0 bị bác bỏ, đồng nghĩa với việc có tương quan khơng gian liệu nghiên cứu Mơ hình hồi quy khơng gian Việc phân tích liệu bảng khơng gian kinh tế lượng nhà nghiên cứu phát triển mạnh mặt phương pháp luận Đóng góp gần nêu số nghiên cứu điểm Baltagi cộng 40 , Elhorst 41 , Anselin 42 , Kapoor cộng 43 , Baltagi Liu 44 Trong đó, Elhorst 41 đưa phân tích đánh giá vấn đề phát sinh việc ước lượng mơ hình kinh tế lượng không gian với liệu bảng Trong nghiên cứu ứng dụng mở rộng cần xem xét tương quan sai số không gian biến phụ thuộc bị trễ khơng gian bao gồm: mơ hình hiệu ứng cố định, mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên, mơ hình hệ số cố định mơ hình hệ số ngẫu nhiên Hiện có nhiều mơ hình kinh tế lượng không gian sử dụng, theo Elhorst 41 ,Chou cộng 45 , mơ hình sử dụng để ước lượng với liệu bảng không gian là: mơ hình độ trễ khơng gian (SARSpatial Lag Model), mơ hình sai số khơng gian (SEMSpatial Error Model) mơ hình Durbin khơng gian (SDM - Spatial Durbin Model) Tuy nhiên, theo Vega Elhorst 41 mô hình trường hợp đặc biệt mơ hình không gian tổng quát (GNS-General Nesting Spatial), mô hình cho tất loại hiệu ứng tương quan khơng gian Mơ hình (GNS) liệu chéo tổng qt có dạng sau: Y = α l N + ρ WY + X β +W X θ + u (1) u = λ Wu + ε Trong đó, Y: vec tơ biến phụ thuộc (Nx1) khu vực i (i =1, …, N) X: ma trận (NxK) gồm biến giải thích, K số biến giải thích ρ : tham số tự tương quan khơng gian tương ứng với biến trễ không gian WY (ρ WY ) tương tác nội sinh W: ma trận trọng số không gian cấp (NxN), mô tả mối liên hệ không gian đơn vị θ : hiệu ứng tương tác ngoại sinh khu vực lân cận biến giải thích WX 578 Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(1):574-587 (θ W X)tương tác ngoại sinh β tham số ước lượng biến độc lập ma trận (Kx1) λ phụ thuộc không gian khu vực lân cận số hạng sai số (λ Wu)tương tác thông qua sai số ε vec tơ sai số có phân phối chuẩn, trung bình độ lệch chuẩn σ Mơ hình tổng qt (1) bao hàm tương tác khơng gian gồm có tương tác nội sinh, tương tác ngoại sinh tương tác thông qua sai số Một điều hiển nhiên, mong muốn tối ưu hóa việc nghiên cứu đồng thời tương tác Tuy nhiên, theo Elhorst (2010), việc sử dụng mơ hình (1) khiến cho tương tác nội sinh tương tác ngoại sinh tách biệt với nhau, tương tác bị loại bỏ khỏi mơ hình Từ mơ hình (1) tạo biến thể mơ hình khơng gian khác Tuy nhiên, phạm vi nghiên cứu tác giả tập trung vào mơ hình phổ biến là: mơ hình sai số khơng gian (SEM – spatial error model); mơ hình tự hồi quy khơng gian (SAR – spatia l autoregression model) mơ hình Durbin không gian (SDM – spatial Durbin Model) Dạng ma trận mơ hình sai số khơng gian SEM Y = X β +U U = λ Wu + ε Trong đó, biến phụ thuộc biến độc lập vectơ sai số bị tương quan mặt không gian hệ số tự tương quan không gian ma trận trọng số không gian ε ∼ N(0, σ I) Trong mơ hình tự hồi quy khơng gian SAR, mối tương quan mặt không gian đưa trực tiếp vào mơ hình hồi quy thơng qua biến trễ khơng gian của biến phụ thuộc Mơ hình tự hồi quy không gian biểu diễn dư ới dạng ma trận sau: Y = ρ WY + Xβ + ε ρ hệ số tự hồi quy không gian ký hiệu tương tự (1) Mơ hình Durbin khơng gian có khác biệt với hai mơ hình chỗ có xét đến tương quan không gian tất biến giải thích bên cạnh tương quan khơng gian biến phụ thuộc.Y = ρ WY + X β +W Xy + ε Nghiên cứu Anselin & Bera 46 trường hợp có phụ thuộc mặt khơng gian, giả thiết phương pháp OLS khơng cịn đảm bảo Nếu hệ số tự tương quan không gian khác 0, việc ước lượng mơ hình OLS cho ước lượng hệ số hồi quy không chệch không hiệu quả, ước lượng sai số chuẩn hệ số hồi quy bị chệch Nếu hệ số tự 579 hồi quy không gian khác 0, việc ước lượng mơ hình OLS làm cho ước lượng hệ số hồi quy chệch không vững Phương pháp thường dùng để ước lượng mơ hình phương pháp hợp lý cực đại (maximum likelihood) Một khó khăn lớn áp dụng phương pháp đo lường mối tương quan mặt không gian vấn đề xác định ma trận trọng số khơng gian Có nhiều cách thiết kế ma trận trọng số không gian Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng ma trận trọng số không gian ma trận trọng số liền kề (contiguity matrix) Các phần tử ma trận trọng số liền kề nhận giá trị đơn vị khơng gian có tiếp giáp cho trường hợp lại 47 Có số mơ hình cho tác động như: Tác động trực tiếp, tác động gián tiếp tổng tác động Theo Elhorst 41 đưa yếu tố tác động tổng quát sau: Từ (1) viết lại: y = (I − ρ W )−1 (X β +W X θ ) + α l N + u Lấy đạo hàm riêng phần giá trị kỳ vọng y theo k biến giải thích X, với quan sát 1,… ,N [ viết sau:] δ E(y) δ E(y) = δ x1k δ xnk   w12 θk w1N θK βk w θ βk w2N θK    (I − ρ W )−1  21 k    wN1 θK wN2 θK βk Các phần tử nằm đường chéo ma trận tác động trực tiếp, tác động gián tiếp dòng hoăc cột (ngoại trừ đường chéo chính) Theo LeSage Pace 47 , Vega Elhorst 48 , lưu ý diện ma trận trọng số không gian làm cho hiệu ứng biên trở nên phong phú phức tạp so với mơ hình với phương pháp OLS truyền thống Mơ hình nghiên cứu đề xuất Trên sở mơ hình tăng trưởng Solow 27 , Lucas mở rộng mơ hình tăng trưởng với hàm sản xuất Cobb – Douglas tiến công nghệ sau: Y (t) = A(t)K(t)α H(t)β L(t)γ (2) đó, Y đầu hàm sản xuất, K nguồn vốn tư nhân, H nguồn vốn người, L số lao động A mức độ cơng nghệ Hàm sản xuất Cobb – Douglas viết lại theo bình quân đầu người sau: β y+α +β −1 yit = Ai (t)kita hit Li j với i t ký hiệu đối tượng thời gian, it yit = LYitit ; kit = KLitit ; hit = H Lit (3) Tạp chí Phát triển Khoa học Cơng nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(1):574-587 Lấy logarit hai vế phương trình (3) ta được: ln (yit ) = ln Ait + β1l ln (kit ) + βi2 ln (hit ) + βi3 ln (Lit ) + εit ( ) εit ∼ N 0, σε2 , i = 1, 2, , N, t = 1, 2, , T Trên sở đó, tác giả đề xuất mơ hình kinh tế lượng không gian nghiên cứu ảnh hưởng nguồn vốn người đến tăng trưởng kinh tế gồm số biến (được mơ tả Bảng 1) phương trình sau: lngrd pit =α lN +ρ W lngrd pit +β1 lnexpeduit +β2 lnlaboreduit +β3 lninvit +β4 lnpopit +β5 lnpciit +θ1W lnexpeduit +θ2W lnlaboreduit +θ3W lninvit +θ4W lnpopit +θ5W lnpciit +uit Trong đó, uit = λ Wuit + εit KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Thống kê mô tả biến Nghiên cứu sử dụng liệu dựa khảo sát 63 tỉnh thành từ năm 2010 đến 2017 trích xuất từ Niên giám thống kê tỉnh thành Tổng cục Thống kê Việt Nam công bố Kết thống kê Bảng cho thấy, giá trị trung bình lngrdp bình quân đầu người/ năm 63 tỉnh thành Việt Nam 10,41520 triệu đồng, với độ lệch chuẩn 0,5316136 triệu đồng Kết cho thấy, giá trị trung bình logarit chi thường xuyên ngân sách cho giáo dục tỉnh thành 7,543633 tỷ đồng Ước lượng mơ hình liệu bảng Trước nghiên cứu mơ hình hồi quy không gian, ta xem xét ảnh hưởng nguồn vốn người đến tăng trưởng kinh tế hồi quy liệu Bảng Kết kiểm định phù hợp mơ hình Pooled OLS, FEM cho thấy, mơ hình FEM phù hợp mơ hình Pooled OLS Kiểm định Hausman xem xét mơ hình FEM mơ hình REM có chi2(5) = 40,08 p-value = 0,0000 < 0,01 chứng tỏ mơ hình FEM phù hợp Kết hồi quy mơ hình FEM từ Bảng cho thấy nguồn vốn người bao gồm tổng chi thường xuyên ngân sách cho giáo dục cấp tỉnh tổng số lao động làm việc thành phần kinh tế qua đào tạo ảnh hưởng tích cực đến tổng sản phẩm bình qn đầu người cấp tỉnh Hồi quy liệu bảng mô hình phi khơng gian Trong nghiên cứu này, chúng tơi sử dụng kiểm định theo Elhorst (2012) Trước hết sử dụng số kiểm định LM (Lagrange Multiplier) cho mơ hình với liệu bảng phi khơng gian, để xem xét mơ hình kinh tế lượng khơng gian mơ hình ước lượng OLS truyền thống phù hợp Mơ hình tác động cố định khơ ng gian, thống kê kiểm định LM độ trễ không gian, có giá trị LM = 146,47, p-value < 2,2e-16, điều chứng tỏ có phụ thuộc độ trễ không gian Thống kê kiểm định LM tương quan số hạng sai số khơng gian, có giá trị LM=61,177, p-value = 1,485e-09, mơ hình có tương quan không gian số hạng sai số Mô hình tác động cố định theo thời gian, thống kê kiểm định LM độ trễ khơng gian, có giá trị LM = 90,861, p-value < 2,2e-16, từ cho thấy có phụ thuộc độ trễ khơng gian Thống kê kiểm định LM tương quan số hạng sai số khơng gian, có giá trị LM = 61,177, p-value = 5,216e-15, có tương quan khơng gian số hạng sai số Mơ hình tác động cố định theo không gian thời gian, thống kê kiểm định LM độ trễ khơng gian, có giá trị LM = 5,3017, p-value = 0,0213, kết cho thấy có phụ thuộc độ trễ không gian Thống kê kiểm định LM tương quan số hạng sai số khơng gian, có giá trị LM = 5,0643, p-value = 0,02442, có tương quan khơng gian số hạng sai số Từ kết kiểm định thống kê LM ba mơ hình cho thấy, mơ hình kinh tế lượng khơng gian phù hợp mơ hình ước lượng OLS truyền thống Hơn nữa, để xác định xem có hiệu ứng cố định khơng gian hiệu ứng cố định thời gian mơ hình, thông thường sử dụng kiểm định LR (Likelihood Ratio) với liệu bảng Kiểm tra giả thiết: H0 : µi = cho hiệu ứng cố định không gian, kết giá trị thống kê kiểm định LR 393,90 pvalue= 0,000 < 0,01, điều chứng tỏ giả thiết H0 bị bác bỏ Tương tự, kiểm tra giả thiết H0 : υt = cho hiệu ứng cố định thời gian, kết giá trị thống kê kiểm định LR 116,55 p-value = 0,000 < 0,01, giả thiết H0 bị bác bỏ Điều cho thấy hiệu ứng cố định theo không gian thời gian sử dụng mơ hình nghiên cứu viết Kiểm định Moran’s I Kết kiểm định Moran’s I Bảng cho thấy, có tương tác khơng gian lnrgdp bình quân đầu người giai đoạn 2010 – 2017 tính theo giá hành Tất giá trị hệ số Moran dương, chứng tỏ có tương quan chiều lngrdp tỉnh thành Việt Nam Từ kết kiểm định hệ số Moran Bảng cho biết có tương tác không gian biến phụ thuộc grdp, cần thiết phải áp dụng hồi quy không gian mơ hình 580 Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(1):574-587 Bảng 1: Giải thích biến mơ hình Ký hiệu biến Định nghĩa biến Kỳ vọng Nguồn Tăng trưởng kinh tế lngrdp Logarit tự nhiên GDP thực bình quân đầu người cấp tỉnh Tổng cục Thống kê Việt Nam Nguồn vốn người lnexpedu Logarit chi thường xuyên ngân sách cho giáo dục tỉnh/ thành phố + Tổng cục Thống kê Việt Nam lnlaboredu Logarit số lao động cấp tỉnh làm việc thành phần kinh tế qua đào tạo + Tổng cục Thống kê Việt Nam lninv Logarit tổng số vốn đầu tư tỉnh/ thành phố + Tổng cục Thống kê Việt Nam lnpop Logarit tổng dân số tỉnh/ thành phố + Tổng cục Thống kê Việt Nam lnpci Logarit số lực cạnh tranh cấp tỉnh + Phòng thương mại cơng nghiệp Việt Nam Biến kiểm sốt (Nguồn: Tổng hợp tác giả) Bảng 2: Thống kê mơ tả biến mơ hình Biến Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị thấp Giá trị lớn lngrdp 504 10,41502 0,5316136 9,192177 12,50862 lnexpedu 504 7,543633 0,5600831 5,43721 10,5498 lnlaboredu 504 5,25228 0,7473826 3,514526 8,140403 lninv 504 9,69977 0,8780183 7,283654 12,8096 lnpop 504 7,072866 0,5714927 5,695414 9,064505 lnpci 504 4,070478 0,0691461 3,809326 4,297693 (Nguồn: Tác giả tính tốn từ liệu thu thập) Bảng 3: Hồi quy liệu bảng Pooled OLS FEM REM lnexpedu 0,0425092 0,3224838*** 0,3795346*** lnlaboredu 0,0706692 0,2389602*** 0,3149032*** lninv 0,5055445*** 0,1695946*** 0,2086083*** lnpop -0,3983807*** 1,735938*** -0,3784222*** lnpci 1,579451*** 0,4792412*** 0,6793003*** Hệ số chặn 1,208079 -9,146595*** 3,78599*** Kiểm định Hausman (Nguồn: Tác giả tính tốn từ liệu thu thập (*), (**), (***): tương ứng mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% 581 chi2(5)=40,08; Prob>chi2 = 0,0000 Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(1):574-587 Bảng 4: Hồi quy liệu bảng mơ hình tác động cố định khơng gian, thời gian Pooled OLS Mơ hình tác động cố định khơng gian Mơ hình tác động cố định thời gian Mơ hình tác động cố định khơng gian thời gian 0,0425092 0,322484∗∗∗ -0,231488∗∗∗ 0,028657 lnlaboredu 0,0706692 0,238960∗∗∗ 0,091054∗ -0,087147 lninv 0,5055445∗∗∗ 0,169595∗∗∗ 0,444407∗∗∗ 0,076511∗ lnpop -0,3983807∗∗∗ 1,735939∗∗∗ -0,173422∗∗ 0,613841∗∗∗ lnpci 1,579451∗∗∗ 0,479241∗∗∗ 1.255496∗∗∗ 0,200050∗ Kiểm định LM độ trễ không gian 146,47∗∗∗ 90,861∗∗∗ 5,3017∗∗∗ Kiểm định LM tương quan số hạng sai số không gian 61,177∗∗∗ 61,177∗∗∗ 5,0643∗∗∗ lnexpedu (Nguồn: Tác giả tính tốn từ liệu thu thập (*), (**), (***): tương ứng mức ý nghĩa 10%, 5%, % Bảng 5: Kiểm định Moran’s I Biến Giá trị I P-Value lnrgdp2010 0,368 0,000 lnrgdp2011 0,393 0,000 lnrgdp2012 0,369 0,000 lnrgdp2013 0,345 0,000 lnrgdp2014 0,332 0,000 lnrgdp2015 0,357 0,000 lnrgdp2016 0,392 0,000 lnrgdp2017 0,379 0,000 (Nguồn: Tác giả tính tốn từ liệu thu thập) Ước lượng mơ hình khơng gian Để kiểm tra giả thuyết liệu mơ hình SDM đơn giản hóa thành mơ hình SEM, ta kiểm tra giả thiết H0 : θ + ρβ = Kết thống kê cho thấy, giá trị kiểm định Wald 55,80 với p-value = 0,000