Đặt vấn đề nghiên cứu Tăng trưởng kinh tế là mối quan tâm hàng đầu của tất cả các quốc gia trên thế giới. Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và phát triển kinh tế, tiến bộ xã hội là không thể bàn cãi. Tuy nhiên, các nguồn gốc, nhân tố và cơ chế (dựa chủ yếu vào thị trường hay can thiệp nhà nước) của tăng trưởng kinh tế là vấn đề còn nhiều tranh luận. Lịch sử các học thuyết kinh tế mặc dù đã công nhận những ưu thế của hệ thống kinh tế thị trường tự do trước nền kinh tế kế hoạch tập trung nhưng vẫn nhận định rằng hệ thống kinh tế thị trường tự do không thể giải quyết được nhiều vấn đề hoặc giải quyết chúng với hiệu quả thấp. Đây gọi là những thất bại thị trường (market fiasco). Vì vậy, cần phải có sự can thiệp của chính phủ vào thị trường nhằm đảm bảo mục tiêu tăng trưởng kinh tế (Keynes, 1936). Trong đó, chi tiêu công là một công cụ quan trọng của chính sách tài khoá, thể hiện sự tác động chủ động của nhà nước lên nền kinh tế. Về mặt lý luận, trong nhiều thập kỷ qua, ảnh hưởng của chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế đã được nhiều nghiên cứu trong và ngoài nước thực hiện (Alexiou, 2009; Anh, 2008; Gemmell, Kneller, & Sanz, 2014; Malek, 2014; Thon, Hương, & Thủy, 2010; Yasin, 2000). Kết quả của các nghiên cứu cho thấy, tại hầu hết các quốc gia, chi tiêu công được sử dụng như một công cụ của chính sách tài khóa nhưng tác động của nó đến tăng trưởng kinh tế vẫn là một vấn đề đang tranh cãi. Hai lý thuyết đầu tiên về mối quan hệ giữa chi tiêu công và tăng trưởng kinh tế là lý thuyết luật Wagner và lý thuyết của Keynes. Lý thuyết luật Wagner (1883) cho rằng tồn tại mối quan hệ nhân quả giữa chi tiêu công và thu nhập quốc gia. Tuy nhiên, lý thuyết luật Wagner (1883) cho rằng chi tiêu công không phải là nguyên nhân của sự phát triển kinh tế, mà là một biến nội sinh của tăng trưởng kinh tế. Cụ thể, sự gia tăng của tăng trưởng kinh tế mới là nguyên nhân dẫn đến sự gia tăng chi tiêu công. Trái với lý thuyết luật Wagner (1883), lý thuyết của Keynes (1936) lại cho rằng sự gia tăng của chi tiêu công sẽ có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Như vậy, chi tiêu công là một lực ngoại sinh thúc đẩy tăng trưởng kinh tế 2 (Loizides & Vamvoukas, 2005). Các nhà kinh tế ủng hộ lý thuyết của Keynes cho rằng chính sách tài khóa chủ động là một công cụ quan trọng có sẵn cho các chính phủ để thúc đẩy tăng trưởng kinh tế (Shafuda, 2015). Thêm vào hai lý thuyết này, Solow (1956) trong mô hình tăng trưởng Tân cổ điển cho rằng không có ảnh hưởng lâu dài của chi tiêu công đối với tăng trưởng kinh tế. Các mô hình tăng trưởng Tân cổ điển chỉ ra rằng các chính sách tài khóa không thể mang lại sự thay đổi trong dài hạn của tăng trưởng kinh tế. Các nhà kinh tế Tân cổ điển cho rằng tăng trưởng kinh tế trong dài hạn là do tăng dân số, tăng lực lượng lao động, tiến bộ công nghệ và các biến số này được xác định là ngoại sinh. Trái với các kết quả trên, Barro (1989) trong mô hình tăng trưởng nội sinh lập luận rằng chi tiêu công có tác động tiêu cực tới tăng trưởng kinh tế. Barro (1989) lý giải rằng chi tiêu công của chính phủ có thể lấn áp đầu tư tư nhân, nhưng không cung cấp một kích thích bù đắp cho đầu tư và tăng trưởng. Như vậy, một số nghiên cứu cho rằng chi tiêu công có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Một số khác lại cho rằng chi tiêu công có tác động tiêu cực hoặc không có tác động đến tăng trưởng kinh tế. Đặc biệt hơn, tác động của chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế có thể là phi tuyến, tức là gia tăng chi tiêu công sẽ thúc đẩy tăng trưởng kinh tế nhưng khi chi tiêu công vượt qua một ngưỡng nhất định thì tăng trưởng kinh tế có dấu hiệu giảm dần (Malek, 2014). Về mặt thực tiễn, chi tiêu công cũng có những tác động khác nhau đến tăng trưởng kinh tế. Tại các quốc gia đang phát triển như châu Á, quy mô chi tiêu công có xu hướng tăng dần qua các năm, phản ánh nhu cầu ngày càng tăng của các dịch vụ công cộng như giáo dục, chăm sóc sức khỏe cộng đồng hay cở sở hạ tầng (IMF, 2014). Xu hướng tăng này bắt đầu từ giữa những năm 1990, gia tăng ở cả các khoản chi tiêu xã hội và đầu tư công. Đặc biệt, trong giai đoạn khủng hoảng 2008-2009, chi tiêu công tăng mạnh tại đa phần các quốc gia đang phát triển. Như Gemmell và cộng sự (2014) nhận định, các gói kích thích tài khóa, mở rộng đáng kể các chương trình chi tiêu công khác nhau, được ban hành ở nhiều quốc gia từ năm 2008 trở đi nhằm chống lại cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu. Mặc dù chi tiêu công luôn ở mức cao nhưng hiệu quả sử dụng vốn chi tiêu công ở các quốc gia đang phát triển 3 hiện nay là rất đáng lo ngại (Cavallo & Daude, 2011; Gupta và cộng sự, 2014). Theo nghiên cứu của Gupta và cộng sự (2014), mỗi đơn vị chi tiêu công tại các quốc gia đang phát triển chỉ tạo ra được nửa đơn vị giá trị vật chất tương ứng. Như vậy, cả bối cảnh lý thuyết lẫn thực tiễn đều cho thấy tác động không nhất quán của chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế. Do đó, trong nghiên cứu này, tác giả đặt mục tiêu đánh giá lại tác động của chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế để có thể rút ra được kết luận phù hợp với điều kiện của các quốc gia châu Á. Ngoài ra, để có được bằng chứng toàn diện hơn, tác giả cũng tiến hành xem xét tác động phi tuyến của chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế. Các nghiên cứu thực nghiệm được tiến hành tại các quốc gia và khu vực khác nhau về điều kiện kinh tế vĩ mô, đã cho thấy chi tiêu công có tác động khác nhau đến tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, nghiên cứu của Zhuang và cộng sự (2010) lại cho thấy chi tiêu công có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế tại một số quốc gia song lại có tác động tiêu cực tại một số quốc gia khác có cùng các điều kiện về kinh tế vĩ mô. Kết quả này có thể lý giải là do đặc thù chính trị và chất lượng thể chế (các khía cạnh của quản trị công). Các yếu tố đặc thù chính trị và chất lượng thể chế đã tác động đến khả năng của một quốc gia trong việc thực thi chính sách tài khóa hiệu quả (Brahmbhatt & Canuto, 2012). Đến đầu những năm 1990, vấn đề quản trị công và tác động của nó đến tăng trưởng kinh tế bắt đầu được thảo luận trong các cuộc tranh luận quốc tế. Các tổ chức quốc tế cho rằng chi tiêu công cho hàng hóa và dịch vụ công sẽ không đạt được hiệu quả thúc đẩy tăng trưởng kinh tế như mong muốn nếu việc xây dựng, thực hiện và giám sát ngân sách bị trục trặc (World Bank, 1992). Đề xuất này cho thấy quản trị công đóng vai trò quan trọng trong tác động của chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế. Những nghiên cứu gần đây đã cho thấy các yếu tố thuộc về quản trị công có thể đã tạo ra thay đổi trong tác động của chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế. Chẳng hạn, một trong những yếu tố của quản trị công được các nghiên cứu xem xét gần đây là tham nhũng. Các nghiên cứu đều cho rằng tham nhũng có ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế của các quốc gia (Glaeser & Saks, 2004; Xu, Li, & 4 Zou, 2000). Đặc biệt, nghiên cứu của dAgostino và cộng sự (2016) cho thấy dưới ảnh hưởng của tham nhũng các khoản chi tiêu công cho quốc phòng đã có tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế của 106 quốc gia trong mẫu nghiên cứu. Mặc dù có bằng chứng cho thấy quản trị công đóng vai trò hoặc là chất xúc tác, kiểm soát tốt và hiệu quả hơn việc sử dụng chi tiêu công để từ đó thúc đẩy tăng trưởng kinh tế hoặc làm giảm tác động tích cực của chi tiêu công đến tăng trưởng trong môi trưởng thể chế chất lượng thấp nhưng chưa có nghiên cứu nào xem xét toàn diện các yếu tố cấu thành quản trị công ảnh hưởng đến tác động này. Bên cạnh đó, một số nghiên cứu gần đây xem xét tác động riêng lẻ của quản trị công đến tăng trưởng kinh tế nhưng cách thức đo lường chưa thống nhất (Siddiqui & Ahmed, 2013). Hầu hết các nghiên cứu trước đo lường quản trị công dựa trên hai bộ chỉ số là chỉ số quản trị toàn cầu (Worldwide Governance Indicators - WGI) và chỉ số đánh giá rủi ro quốc gia (International Country Risk Guide – ICRG). Mặc dù hai chỉ số trên được sử dụng nhiều trong các nghiên cứu thực nghiệm đo lường chất lượng quản trị công và tùy vào điều kiện nghiên cứu mà các nhà nghiên cứu có thể chọn WGI hoặc ICRG nhưng các nghiên cứu gần đây đã chỉ ra một số bất cập trong các chỉ số này. Cụ thể, các nghiên cứu của Knoll & Zloczysti (2012), Langbein & Knack (2010) đã cho thấy bằng chứng về sự chồng chéo của 6 nhóm chỉ tiêu cấu thành hai bộ chỉ số này. Đồng thời, một số chỉ tiêu trong hai bộ chỉ số này khó tách biệt nhau. Điều này hàm ý rằng một số chỉ tiêu trong hai bộ chỉ số này có thể cùng đo lường một khái niệm. Đó là lý do một số nghiên cứu thực nghiệm khác như Al-Marhubi (2004), Bjørnskov (2006), Easterly & Levine (2002) đã tính trung bình tất cả sáu chỉ số WGI trong phân tích của họ. Tuy nhiên theo Siddiqui & Ahmed (2013), việc tính trung bình này không mô tả được chính xác chất lượng quản trị công. Xuất phát từ những lý do phương pháp trên, trong xem xét tác động của quản trị công đến mối quan hệ giữa chi tiêu công và tăng trưởng kinh tế, để giải quyết những bất cập khi sử dụng các bộ chỉ số đo lường quản trị công đã được nêu ra ở trên, nghiên cứu này sử dụng phương pháp phân tích nhân tố khám phá 5 (Exploratory Factor Analysis - EFA) dựa trên hai bộ chỉ số WGI và ICRG, nhằm xác định các nhân tố đại diện đo lường quản trị công. Phương pháp này có thể giúp nhóm các chỉ tiêu cùng đo lường một khái niệm lại với nhau để tạo thành một nhân tố đại diện. Các nhân tố đại diện này sẽ tách biệt với nhau. Bằng cách làm này, tác giả sẽ khắc phục được sự chồng chéo của 6 nhóm chỉ tiêu cấu thành hai bộ chỉ số WGI và ICRG để hình thành các nhân tố thực sự đại diện cho quản trị công. Cuối cùng, tác giả sử dụng các nhân tố đại diện đo lường quản trị công nhằm tìm kiếm bằng chứng về tác động của quản trị công đến mối quan hệ giữa chi tiêu công và tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia châu Á. 1.2. Mục tiêu nghiên cứu Nghiên cứu có mục tiêu chung là đánh giá tác động của chi tiêu công, quản trị công đến tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia châu Á. Trên cơ sở đó đề xuất một số hàm ý chính sách phù hợp. Để đạt được mục tiêu chung, nghiên cứu có các mục tiêu cụ thể sau: -Đánh giá tác động của chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia châu Á. -Đánh giá tác động của quản trị công đến tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia châu Á -Đánh giá tác động của quản trị công lên mối quan hệ giữa chi tiêu công và tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia châu Á. 1.3. Câu hỏi nghiên cứu Để đạt được những mục tiêu nghiên cứu trên, luận án trả lời các câu hỏi sau: -Tác động của chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia châu Ánhư thế nào? -Các nhân tố nào đại diện cho các thành phần của quản trị công tại các quốc gia châu Á? -Tác động của quản trị công đến tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia châu Ánhư thế nào? 6 -Tác động của quản trị công lên mối quan hệ giữa chi tiêu công và tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia châu Á như thế nào? 1.4. Đối tượng và phạm vi nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu: tác động của chi tiêu công, quản trị công đến tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia Châu Á. Trong nội dụng luận án này, tác giả tiếp cận quản trị công ở góc độ quản trị hoạt động chi tiêu công. Phạm vi nghiên cứu: nghiên cứu được tiến hành tại 43 quốc gia châu Á. Các quốc gia được lựa chọn dựa trên cơ sở sự có sẵn về dữ liệu của các biến số trong mô hình nghiên cứu. Các quốc gia được chọn bao gồm 11 quốc gia có thu nhập cao và 30 quốc gia có thu nhập trung bình và 2 quốc gia có thu nhập thấp theo việc phân loại thu nhập của Ngân hàng thế giới (World Bank). Theo thống kê của ngân hàng Phát triển châu Á (ADB), châu Á bao gồm 50 quốc gia. Tuy nhiên, một số quốc gia không có số liệu quan sát nên nghiên cứu được tiến hành với 43 quốc gia, chiếm tỷ lệ 86% các quốc gia châu Á. Do đó, mẫu nghiên cứu vẫn đảm bảo tính đại diện. Thời gian nghiên cứu: nghiên cứu được tiến hành trong giai đoạn 2004 - 2017. Giai đoạn này được lựa chọn vì hầu hết các quốc gia có sẵn dữ liệu. Mặt khác, giai đoạn này cũng bao gồm thời kỳ khủng hoảng kinh tế thế giới 2008-2009. Giai đoạn này được tác giả lựa chọn để thực hiện nghiên cứu vì nhiều lý do. Thứ nhất, giai đoạn này đảm bảo 43 quốc gia đều có đủ số liệu để thực hiện nghiên cứu. Thứ hai, giai đoạn nghiên cứu này bao gồm giai đoạn trước khủng hoảng 2004 – 2007, giai đoạn khủng hoảng 2008 – 2009, giai đoạn sau khủng hoảng 2010 – 2017. Do đó, tác giả có thể xem xét toàn diện tác động của chi tiêu công, quản trị công đến tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia châu Á trong điều kiện bình thường và trong điều kiện đặc thù.
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH LÊ HỒNG ANH TÁC ĐỘNG CỦA CHI TIÊU CƠNG, QUẢN TRỊ CÔNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI CÁC QUỐC GIA CHÂU Á LUẬN ÁN TIẾN SỸ KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - NĂM 2019 NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH LÊ HỒNG ANH TÁC ĐỘNG CỦA CHI TIÊU CÔNG, QUẢN TRỊ CÔNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI CÁC QUỐC GIA CHÂU Á LUẬN ÁN TIẾN SỸ KINH TẾ Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 9.34.02.01 Người hướng dẫn khoa học: PGS, TS Nguyễn Ngọc Thạch TP HỒ CHÍ MINH - NĂM 2019 MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA MỤC LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG DANH MỤC SƠ ĐỒ BIỂU ĐỒ CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 Đặt vấn đề nghiên cứu 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Những kết đóng góp luận án 1.7 Kết cấu luận án 10 CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ TÁC ĐỘNG CỦA CHI TIÊU CÔNG, QUẢN TRỊ CÔNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ 11 Giới thiệu chương 11 2.1 Các khái niệm liên quan 11 2.1.1 Khái niệm chi tiêu công 11 2.1.2 Khái niệm quản trị công 12 2.1.3 Khái niệm tăng trưởng kinh tế 15 2.2 Cơ sở lý thuyết tác động chi tiêu công, quản trị công đến tăng trưởng kinh tế 16 2.2.1 Cơ sở lý thuyết tác động chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế 16 2.2.1.1 Các lý thuyết tác động chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế 16 2.2.1.2 Các mơ hình tác động chi tiêu cơng đến tăng trưởng kinh tế 17 2.2.2 Cơ sở lý thuyết tác động quản trị công đến tăng trưởng kinh tế .20 2.2.3 Cơ sở lý thuyết tác động quản trị công đến mối quan hệ chi tiêu công tăng trưởng kinh tế 26 2.2.3.1 Lý thuyết Lựa chọn công lý thuyết Kinh tế trị .26 2.2.3.2 Lý thuyết Kinh tế học thể chế 28 2.3 Khung phân tích tác động chi tiêu công, quản trị công đến tăng trưởng kinh tế 32 2.4 Lược khảo nghiên cứu liên quan 35 2.4.1 Lược khảo nghiên cứu tác động chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế 35 2.4.2 Lược khảo nghiên cứu tác động quản trị công đến tăng trưởng kinh tế 37 2.4.3 Lược khảo nghiên cứu tác động quản trị công đến mối quan hệ chi tiêu công tăng trưởng kinh tế 41 Tóm tắt chương 49 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA CHI TIÊU CÔNG, QUẢN TRỊ CÔNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ 51 Giới thiệu chương 51 3.1 Thiết kế nghiên cứu 51 3.2 Phương pháp nghiên cứu 52 3.2.1 Phương pháp đánh giá tác động chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế 52 3.2.3 Phương pháp đánh giá tác động quản trị công đến tăng trưởng kinh tế 57 3.2.3 Phương pháp đánh giá tác động quản trị công đến mối quan hệ chi tiêu công tăng trưởng kinh tế 60 3.3 Phương pháp ước lượng: 64 3.3.1 Phương pháp ước lượng mơ hình 64 3.3.2 Kiểm định tính vững mơ hình 65 3.4 Thu thập xử lý liệu 67 Tóm tắt chương 68 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ TÁC ĐỘNG CỦA CHI TIÊU CÔNG, QUẢN TRỊ CÔNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI CÁC QUỐC GIA CHÂU Á 70 Giới thiệu chương 70 4.1 Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu tương quan biến: 70 4.2 Kết nghiên cứu thực nghiệm 73 4.2.1 Kết đánh giá tác động chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế quốc gia châu Á 73 4.2.2 Kết xác định nhân tố đại diện cho quản trị công quốc gia châu Á 81 4.2.2.1 Kiểm định độ tin cậy thang đo 81 4.2.2.2 Kết phân tích nhân tố khám phá 84 4.2.3 Đánh giá chất lượng quản trị công quốc gia châu Á 87 4.2.4 Đánh giá tác động quản trị công đến tăng trưởng kinh tế quốc gia châu Á 94 4.2.5 Kết đánh giá tác động quản trị công lên mối quan hệ chi tiêu công tăng trưởng kinh tế quốc gia châu Á: 105 4.2.6 Kiểm định tính vững mơ hình 108 Tóm tắt chương 111 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 113 5.1 Kết luận 113 5.2 Hàm ý sách 118 5.2.1 Thúc đẩy quản trị công nhằm đạt mục tiêu tăng trưởng kinh tế 118 5.2.2 Nâng cao chất lượng quản trị công hoạt động chi tiêu công 120 5.3 Hạn chế hướng nghiên cứu 122 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC 1: DANH SÁCH CÁC QUỐC GIA CHÂU Á PHỤ LỤC 2: THỐNG KÊ MÔ TẢ MẪU PHỤ LỤC 3: KẾT QUẢ ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA CHI TIÊU CÔNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI CÁC QUỐC GIA CHÂU Á PHỤ LỤC 4: KẾT QUẢ XÁC ĐỊNH CÁC NHÂN TỐ ĐẠI DIỆN CHO QUẢN TRỊ CÔNG TẠI CÁC QUỐC GIA CHÂU Á PHỤ LỤC 5: KẾT QUẢ ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ CÔNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI CÁC QUỐC GIA CHÂU Á PHỤ LỤC 6: KẾT QUẢ ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ CÔNG ĐẾN MỐI QUAN HỆ GIỮA CHI TIÊU CÔNG VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI CÁC QUỐC GIA CHÂU Á PHỤ LỤC 7: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TÍNH VỮNG CỦA MƠ HÌNH BẰNG PHƯƠNG PHÁP BMA DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT STT Ký hiệu viết tắt Từ tiếng Anh Nghĩa đầy đủ ADB GDP Asian Development Bank Gross Domestic Product Ngân hàng Phát triển Châu Á Tổng sản phẩm quốc nội CPI Consumer Price Index Chỉ số giá tiêu dùng DGMM Difference generalized Phương pháp moment tổng quát method of moments sai phân Quỹ tiền tệ quốc tế IMF International Monetary Fund PMG Pooled Mean Group WDI World Development Chỉ số phát triển giới Indicators WEO World Economic Outlook ICRG International Country Risk Chỉ số đánh giá rủi ro quốc gia Guide 10 WGI Worldwide Governance Indicators Chỉ số quản trị toàn cầu 11 EFA Exploratory Factor Analysis 12 BMA Bayesian Model Averaging Phương pháp phân tích nhân tố khám phá DANH MỤC BẢNG Bảng 2.1 Lược khảo nghiên cứu liên quan 45 Bảng 3.1: Tổng hợp biến mô hình nghiên cứu 62 Bảng 4.1 Kết thống kê mô tả biến mơ hình 70 Bảng 4.2 Ma trận hệ số tương quan 71 Bảng 4.3 Kiểm tra đa cộng tuyến biến độc lập 72 Bảng 4.4 Kiểm tra tự tương quan phương sai thay đổi 73 Bảng 4.5 Kết ước lượng mơ hình tác động chi tiêu công tổng thể đến tăng trưởng kinh tế quốc gia châu Á 74 Bảng 4.6 Kết ước lượng mơ hình tác động phi tuyến chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế 77 Bảng 4.7 Kết ước lượng mơ hình tác động chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế điều kiện khủng hoảng 79 Bảng 4.8 Hệ số Cronbach’s Alpha thang đo WGI 82 Bảng 4.9 Hệ số Cronbach’s Alpha thang đo ICRG 83 Bảng 4.10 Kiểm định KMO Bartlett 84 Bảng 4.11 Tổng phương sai giải thích 85 Bảng 4.12 Ma trận xoay nhân tố 86 Bảng 4.13 Đánh giá nhân tố thành phần cấu thành nhân tố đại diện chất lượng quản trị công 89 Bảng 4.14 Kết ước lượng mơ hình với biến độc lập ICRG 95 Bảng 4.15 Kết ước lượng mơ hình với biến độc lập WGI .98 Bảng 4.16 Kết ước lượng mơ hình với biến độc lập PV 100 Bảng 4.17 Kết ước lượng mô hình với biến độc lập ICRG, WGI, PV 102 Bảng 4.18 Tổng hợp kết tác động quản trị công đến tăng trưởng kinh tế quốc gia châu Á 104 Bảng 4.19 Kết ước lượng mơ hình 105 Bảng 4.20 Kết kiểm định tính vững tác động chi tiêu cơng đến tăng trưởng kinh tế quốc gia châu Á 109 Bảng 4.21 Kết kiểm định tính vững tác động chi tiêu công, quản trị công đến tăng trưởng kinh tế quốc gia châu Á 110 PHỤ LỤC 3: KẾT QUẢ ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA CHI TIÊU CÔNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI CÁC QUỐC GIA CHÂU Á Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 41 F(6, 43) = 4177.61 Prob > F = 0.000 growth Coef Number of obs = Number of groups = Obs per group: = avg = max = Std Err t P>|t| 516 43 12 12.00 12 [95% Conf Interval] lngdp L1 g -.095175 -.2266876 0079997 0301238 -11.90 -7.53 0.000 0.000 -.1113079 -.287438 -.0790421 -.1659372 inf inv l open -.1689489 150186 1540348 0558609 0123566 0193759 0913527 0023217 -13.67 7.75 1.69 24.06 0.000 0.000 0.099 0.000 -.1938683 1111107 -.0301954 0511786 -.1440294 1892613 338265 0605431 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(l inv inf) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/13).(L.lngdp g open) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = = 0.022 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = = 0.220 -2.28 Pr > z -1.23 Pr > z Sargan test of overid restrictions: chi2(35) = 110.30 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(35) = 41.38 Prob > chi2 = 0.212 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(l inv inf) Hansen test excluding group: chi2(32) Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 35.98 Prob > chi2 = 0.287 = 5.40 Prob > chi2 = 0.145 Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Number of obs = 516 Time variable : year Number of instruments = 41 F(7, 43) = 221.87 Prob > F = 0.000 Number of groups Obs per group: avg max = = = = 43 12 12.00 12 growth Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] lngdp L1 g -.0459582 -.2612914 0043431 0400929 -10.58 -6.52 0.000 0.000 -.0547169 -.3421465 -.0371994 -.1804364 gsquare inf inv l open 0015431 -.2018128 1776549 -.1725083 0685395 0009965 0178061 0197656 0458401 0069361 1.55 -11.33 8.99 -3.76 9.88 0.129 0.000 0.000 0.001 0.000 -.0004665 -.2377221 1377937 -.2649536 0545515 0035528 -.1659034 2175161 -.080063 0825275 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(l inv inf) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/13).(L.lngdp g open) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = z = 0.020 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = z = 0.100 -2.33 Pr > -1.64 Pr > Sargan test of overid restrictions: chi2(34) = 94.39 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(34) = 34.69 Prob > chi2 = 0.435 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(l inv inf) Hansen test excluding group: chi2(31) Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 31.22 Prob > chi2 = 0.455 = 3.47 Prob > chi2 = 0.324 Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Number of obs = 516 Time variable : year Number of instruments = 37 F(7, 43) = 167.23 Prob > F = 0.000 Number of groups Obs per group: avg max = = = = 43 12 12.00 12 growth Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] lngdp L1 g -.0866648 -.2007768 0147935 0283289 -5.86 -7.09 0.000 0.000 -.1164986 -.2579074 -.0568309 -.1436462 inf inv l open crisis -.1579058 1568405 -.0170573 0714654 -.0174853 0219158 0134517 091369 0121159 0023489 -7.21 11.66 -0.19 5.90 -7.44 0.000 0.000 0.853 0.000 0.000 -.2021033 1297126 -.2013205 0470315 -.0222224 -.1137083 1839684 1672058 0958994 -.0127482 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(l inv inf) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/13).(L.lngdp g crisis) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = z = 0.028 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = z = 0.376 -2.19 Pr > -0.88 Pr > Sargan test of overid restrictions: chi2(30) = 81.42 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(30) = 38.07 Prob > chi2 = 0.148 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(l inv inf) Hansen test excluding group: chi2(27) Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 34.57 Prob > chi2 = 0.150 = 3.50 Prob > chi2 = 0.320 Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Number of obs = 516 Time variable : year Number of instruments = 37 F(7, 43) = 76.68 Prob > F = 0.000 Number of groups Obs per group: avg max = = = = 43 12 12.00 12 growth Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] lngdp L1 g -.0372898 -.1579002 0054598 0276451 -6.83 -5.71 0.000 0.000 -.0483005 -.2136517 -.0262792 -.1021486 inf inv l open gcrisis -.1678746 1658201 -.3113708 0864402 -.0554382 0251341 0141944 0968253 0136772 0072662 -6.68 11.68 -3.22 6.32 -7.63 0.000 0.000 0.002 0.000 0.000 -.2185623 1371944 -.5066377 0588576 -.0700919 -.1171868 1944459 -.1161039 1140228 -.0407845 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(l inv inf) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/13).(L.lngdp g crisis) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = z = 0.020 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = z = 0.263 -2.32 Pr > -1.12 Pr > Sargan test of overid restrictions: chi2(30) = 69.02 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(30) = 35.08 Prob > chi2 = 0.240 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(l inv inf) Hansen test excluding group: chi2(27) Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 34.18 Prob > chi2 = 0.161 = 0.90 Prob > chi2 = 0.826 PHỤ LỤC 4: KẾT QUẢ XÁC ĐỊNH CÁC NHÂN TỐ ĐẠI DIỆN CHO QUẢN TRỊ CÔNG TẠI CÁC QUỐC GIA CHÂU Á Reliability Statistics Cronbach's N of Items Alpha 849 Item-Total Statistics Scale Mean if Scale Variance Corrected Item- Cronbach's Item Deleted if Item Deleted Total Alpha if Item Correlation Deleted CCICRG 3.154196 495 679 817 RLICRG 2.931242 456 719 806 RQICRG 2.864805 454 739 802 GEICRG 3.022592 394 717 812 PVICRG 2.869991 573 443 855 VAICRG 2.978096 491 552 839 Reliability Statistics Cronbach's N of Items Alpha 930 Item-Total Statistics Scale Mean if Scale Variance Corrected Item- Cronbach's Item Deleted if Item Deleted Total Alpha if Item Correlation Deleted CCWGI 1.966926 1.142 929 898 RLWGI 1.952664 1.166 956 895 RQWGI 1.930917 1.205 869 907 GEWGI 1.901857 1.176 930 898 PVWGI 2.006483 1.327 590 944 VAWGI 2.082294 1.479 513 947 KMO and Bartlett's Test Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy .851 Approx Chi-Square Bartlett's Test of Sphericity 6284.523 df 66 Sig .000 Communalities Initial Extraction CCICRG 1.000 660 RLICRG 1.000 752 RQICRG 1.000 747 GEICRG 1.000 745 PVICRG 1.000 701 VAICRG 1.000 719 CCWGI 1.000 915 RLWGI 1.000 948 RQWGI 1.000 847 GEWGI 1.000 914 PVWGI 1.000 684 VAWGI 1.000 789 Extraction Method: Principal Component Analysis Total Variance Explained Component Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Rotation Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative Total % % of Variance Loadings Cumulative Total % % of Cumulative Variance % 5.828 48.567 48.567 5.828 48.567 48.567 3.543 29.529 29.529 2.385 19.872 68.439 2.385 19.872 68.439 3.076 25.635 55.164 1.207 10.061 78.500 1.207 10.061 78.500 2.800 23.335 78.500 537 4.476 82.975 468 3.900 86.876 433 3.606 90.482 375 3.122 93.603 342 2.848 96.452 204 1.699 98.150 10 136 1.132 99.283 11 050 419 99.702 12 036 298 100.000 Extraction Method: Principal Component Analysis Rotated Component Matrix a Component VAWGI 860 GEWGI 825 RLWGI 814 RQWGI 784 CCWGI 766 GEICRG 853 VAICRG 797 CCICRG 774 RLICRG 707 RQICRG 683 PVICRG 775 PVWGI 748 Extraction Method: Principal Component Analysis Rotation Method: Equamax with Kaiser Normalization a Rotation converged in 10 iterations PHỤ LỤC 5: KẾT QUẢ ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ CÔNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI CÁC QUỐC GIA CHÂU Á Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 41 F(6, 43) = 834.72 Prob > F = 0.000 growth Coef Number of obs = Number of groups = Obs per group: = avg = max = Std Err t P>|t| 516 43 12 12.00 12 [95% Conf Interval] lngdp L1 icrg -.0615907 0197994 0034543 0032395 -17.83 6.11 0.000 0.000 -.068557 0132663 -.0546245 0263324 inf inv l open -.1632883 0955543 -.5054261 0589629 0140257 0206936 035091 0033273 -11.64 4.62 -14.40 17.72 0.000 0.000 0.000 0.000 -.1915737 0538216 -.5761938 0522527 -.1350028 1372871 -.4346584 0656731 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(inf l inv) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/13).(open L.lngdp icrg) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = = 0.018 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = = 0.227 -2.36 Pr > z -1.21 Pr > z Sargan test of overid restrictions: chi2(35) = 91.14 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(35) = 40.51 Prob > chi2 = 0.240 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(inf l inv) Hansen test excluding group: chi2(32) Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 38.07 Prob > chi2 = 0.213 = 2.44 Prob > chi2 = 0.486 Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Number of obs = 516 Time variable : year Number of instruments = 29 F(6, 43) = 84.59 Prob > F = 0.000 Number of groups Obs per group: avg max = = = = 43 12 12.00 12 growth Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] lngdp L1 wgi -.2138788 2838852 0169892 0289746 -12.59 9.80 0.000 0.000 -.2481407 2254523 -.1796168 342318 inf inv l open -.233335 1300402 6693585 0715411 037514 0242235 2154946 0092481 -6.22 5.37 3.11 7.74 0.000 0.000 0.003 0.000 -.3089891 0811889 2347722 0528906 -.1576809 1788915 1.103945 0901916 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(inf l inv) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/13).(open lngdp) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = z = 0.029 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = z = 0.397 -2.18 Pr > -0.85 Pr > Sargan test of overid restrictions: chi2(23) = 183.04 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(23) = 30.00 Prob > chi2 = 0.150 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(inf l inv) Hansen test excluding group: chi2(20) Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 28.13 Prob > chi2 = 0.106 = 1.86 Prob > chi2 = 0.601 Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Number of obs = 516 Time variable : year Number of instruments = 65 F(6, 43) = 758.76 Prob > F = 0.000 Number of groups Obs per group: avg max = = = = 43 12 12.00 12 growth Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] lngdp L1 pv -.2098379 1656545 0100581 0340819 -20.86 4.86 0.000 0.000 -.230122 0969218 -.1895537 2343873 inf inv l open -.1791834 0359533 889855 0396959 0091754 0064581 1268264 003613 -19.53 5.57 7.02 10.99 0.000 0.000 0.000 0.000 -.1976874 0229292 6340851 0324095 -.1606794 0489774 1.145625 0469823 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(icrg wgi inv L.inv L.lngdp) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/13).(L2.l L.inf L.pv open inv) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = z = 0.032 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = z = 0.372 -2.14 Pr > -0.89 Pr > Sargan test of overid restrictions: chi2(59) = 245.96 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(59) = 40.87 Prob > chi2 = 0.965 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(icrg wgi inv L.inv L.lngdp) Hansen test excluding group: chi2(54) Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 41.18 Prob > chi2 = 0.900 = -0.31 Prob > chi2 = 1.000 PHỤ LỤC 6: KẾT QUẢ ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ CÔNG ĐẾN MỐI QUAN HỆ GIỮA CHI TIÊU CÔNG VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI CÁC QUỐC GIA CHÂU Á Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 41 F(6, 43) = 772.06 Prob > F = 0.000 Number of obs = Number of groups = Obs per group: = avg = max = Std Err t P>|t| 516 43 12 12.00 12 growth Coef [95% Conf Interval] gicrg 429285 0283875 15.12 0.000 3720361 4865339 L1 inf -.2312536 -.1443024 0081609 0150542 -28.34 -9.59 0.000 0.000 -.2477115 -.1746621 -.2147956 -.1139427 inv l open 1345246 5387102 0584505 0209459 0660478 0044803 6.42 8.16 13.05 0.000 0.000 0.000 0922831 4055121 049415 176766 6719083 0674859 lngdp Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(icrg wgi L.lngdp l) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/13).(inf L2.inv open) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = = 0.029 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = = 0.729 -2.19 Pr > z -0.35 Pr > z Sargan test of overid restrictions: chi2(35) = 154.28 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(35) = 39.80 Prob > chi2 = 0.265 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(icrg wgi L.lngdp l) Hansen test excluding group: chi2(31) Difference (null H = exogenous): chi2(4) = 30.36 Prob > chi2 = 0.499 = 9.44 Prob > chi2 = 0.051 Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Number of obs = 516 Time variable : year Number of instruments = 43 F(6, 43) = 1994.11 Prob > F = 0.000 Number of groups Obs per group: avg max = = = = 43 12 12.00 12 growth Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] gwgi 3142587 0217835 14.43 0.000 2703281 3581892 L1 inf -.1889489 -.3555212 0091843 0226879 -20.57 -15.67 0.000 0.000 -.2074708 -.4012756 -.1704271 -.3097667 inv l open 0869879 2168633 0878727 021737 0812341 0057335 4.00 2.67 15.33 0.000 0.011 0.000 0431511 053039 07631 1308247 3806875 0994355 lngdp Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(inv l wgi L.inf L.inv L.l) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/13).(lngdp L2.inf open) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = z = 0.015 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = z = 0.583 -2.42 Pr > -0.55 Pr > Sargan test of overid restrictions: chi2(37) = 171.28 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(37) = 41.21 Prob > chi2 = 0.292 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: gmm(lngdp L2.inf open, collapse lag(1 )) Hansen test excluding group: chi2(0) Difference (null H = exogenous): chi2(37) iv(inv l wgi L.inf L.inv L.l) Hansen test excluding group: chi2(31) Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 0.00 Prob > chi2 = = 41.21 Prob > chi2 = 0.292 = 35.77 Prob > chi2 = 0.254 = 5.44 Prob > chi2 = 0.489 Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Number of obs = 516 Time variable : year Number of instruments = 38 F(6, 43) = 560.64 Prob > F = 0.000 Number of groups Obs per group: avg max = = = = 43 12 12.00 12 growth Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] gpv 5242011 0589363 8.89 0.000 4053447 6430574 L1 inf -.2572264 -.1737879 0200952 0286874 -12.80 -6.06 0.000 0.000 -.2977523 -.2316416 -.2167005 -.1159341 inv l open -.3987616 9290704 1309226 0586121 198735 0123603 -6.80 4.67 10.59 0.000 0.000 0.000 -.5169643 528283 1059957 -.280559 1.329858 1558495 lngdp Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.L.lngdp GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/13).(L.inf L.pv inv) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -2.30 Pr > z = 0.022 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.19 Pr > z = 0.848 Sargan test of overid restrictions: chi2(32) = 132.49 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(32) = 38.52 Prob > chi2 = 0.198 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.lngdp) Hansen test excluding group: chi2(31) Difference (null H = exogenous): chi2(1) = 38.39 = 0.13 Prob > chi2 = 0.170 Prob > chi2 = 0.721 PHỤ LỤC 7: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TÍNH VỮNG CỦA MƠ HÌNH BẰNG PHƯƠNG PHÁP BMA ... nhằm khám phá tác động chi tiêu công, quản trị công đến tăng trưởng kinh tế quốc gia châu Á Cụ thể: Nhằm khám phá tác động chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế quốc gia châu Á, tác giả phát triển... châu Á; (2) Đánh giá tác động quản trị công đến tăng trưởng kinh tế quốc gia châu Á; (3) Đánh giá tác động quản trị công lên mối quan hệ chi tiêu công tăng trưởng kinh tế quốc gia châu Á So sánh... ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ CÔNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI CÁC QUỐC GIA CHÂU Á PHỤ LỤC 6: KẾT QUẢ ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ CÔNG ĐẾN MỐI QUAN HỆ GIỮA CHI TIÊU CÔNG VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH