Bảng 4.8: Chi ngân sách địa phƣơng và vốn doanh nghiệp sản xuất tƣ nhân giai đoạn 2008-2013:
Đvt: tỷ đồng
Nguồn: - Chi NSĐP: Niên giám Thống kê hàng năm của 63 tỉnh, thành phố - Tổng cục Thống kê - Vốn BQ DNSXTN: Kết quả điều tra doanh nghiệp hàng năm - Tổng cục Thống kê
Đồ thị 4.6: Xu hƣớng phát triển vốn doanh nghiệp SXTN và chi tiêu công tại các địa phƣơng
Nguồn: Số liệu bảng 4.8 xử lý bằng phần mềm Excel 2010, số liệu Vốn bình quân doanh nghiệp sản xuất tư nhân được giảm theo tỷ lệ 5 lần qua các năm nhằm quan sát xu hướng phát triển của vốn bình quân doanh nghiệp sản xuất tư nhân và chi tiêu công.
Bảng số liệu và biểu đồ trực quan cho thấy vốn sản xuất bình quân doanh nghiệp sản xuất tƣ nhân và chi thƣờng xuyên đều có xu hƣớng tăng, tuy nhiên cả hai đều có điểm gảy trong thời điểm cuối năm 2011 đầu năm 2012, hệ số gốc tại điểm này nhỏ hơn so với các năm trƣớc. Riêng chi đầu tƣ công có sự sụt giảm mạnh, cũng có điểm gảy trong thời điểm cuối năm 2011 và có xu hƣớng đi xuống trong giai đoạn 2012- 2013, có thể là do tác động của chính sách thắt chặt chi tiêu công đối với chi ngân sách địa phƣơng.
Chi ngân sách địa phƣơng tác động đến 2 nhóm doanh nghiệp sản xuất tƣ nhân, nhóm thứ nhất là những doanh nghiệp cung ứng trực tiếp hàng hóa công cho Chính phủ thông qua các hợp đồng xây dựng, cung cấp vật tƣ, trang thiết bị văn phòng… ;
nhóm thứ 2 là các doanh nghiệp thụ hƣởng gián tiếp nguồn vốn ngân sách thông qua các hoạt động thƣơng mại, dịch vụ nhƣ các công ty xây dựng mua xi măng, sắt thép, vật liệu trang trí nội thất…; các cơ quan thụ hƣởng NSNN mua văn phòng phẩm, máy vi tính…; tiền lƣơng của công chức, viên chức mua hàng hóa tiêu dùng cá nhân do các doanh nghiệp tƣ nhân trong nƣớc sản xuất.
Chi ngân sách địa phƣơng ở Việt Nam thực sự có tác động đến doanh nghiệp sản xuất tƣ nhân hay không và chính sách kích cầu, thắt chặt chi tiêu công tác động nhƣ thế nào đến doanh nghiệp sẽ đƣợc khảo sát cụ thể ở phần phân tích định lƣợng.
Bảng 4.9: Cơ cấu chi đầu tƣ phát triển và chi thƣờng xuyên
Đvt: %
Nguồn: Tính toán của tác giả từ bảng 4.8
Cơ cấu chi đầu tƣ phát triển tại các địa phƣơng trong năm 2009 và 2010 tăng cao hơn năm 2008, có thể là do tác động của chính sách kích cầu đầu tƣ năm 2009 của Chính phủ. Giai đoạn năm 2011-2013 cơ cấu chi đầu tƣ công suy giảm và giảm mạnh vào năm 2013, có thể đây là do tác động của chính sách thắt chặt tài khóa mà Chính phủ bắt đầu áp dụng vào năm 2011 và thực hiện quyết liệt hơn vào năm 2012, 2013.
Riêng chi thƣờng xuyên có sự tăng cao trong 2 năm 2012 và 2013 kể cả số tuyệt đối lẫn cơ cấu chi. Có vẽ chính sách thắt chặt chi tiêu công không có tác động gì nhiều đến chi thƣờng xuyên, nếu có cũng chỉ là điểm gảy và hệ số gốc từ năm 2012 nhỏ hơn hệ số gốc các năm trƣớc nhƣ phần phân tích biểu đồ phần trên đã đề cập đến.
Kết quả phân tích cơ cấu chi NSĐP cũng tƣơng đồng với phân tích của Nguyễn Trí Dũng và Tô Trung Thành (2014) đối với cơ cấu chi NSNN của cả nƣớc (có thêm phần chi ngân sách Trung ƣơng của các Bộ, Ngành).
Chỉ tiêu 2008 2009 2010 2011 2012 2013
Chi ĐTPT 37,60 38,55 39,12 37,81 35,44 31,22 Chi TX 62,40 61,45 60,88 62,19 64,56 68,78
4.4.2. Xu hướng phát triển giữa vốn doanh nghiệp sản xuất tư nhân, vốn doanh nghiệp FDI và tiêu dùng nội địa
Bảng 4.10: So sánh xu hƣớng phát triển vốndoanh nghiệp sản xuất tƣ nhân, vốn doanh nghiệp FDI và tiêu dùng nội địa giai đoạn 2008-2013:
Đvt: Tỷ đồng
Nguồn: Tổng cục Thống kê
Đồ thị 4.7: So sánh xu hƣớng phát triển vốn doanh nghiệp sản xuất tƣ nhân, vốn doanh nghiệp FDI và tiêu dùng nội địa qua các năm
Nguồn: Số liệu bảng 4.10 xử lý bằng phần mềm Excel 2010
Biểu đồ trực quan cho thấy vốn doanh nghiệp sản xuất tƣ nhân, vốn doanh nghiệp FDI và tiêu dùng nội địa đều có xu hƣớng tăng qua các năm, trong đó vốn doanh nghiệp FDI tăng mạnh vào các năm 2011, 2012, 2013. Vốn doanh nghiệp sản xuất tƣ nhân có xu hƣớng song hành cùng tiêu dùng nội địa, có xu hƣớng tăng vào đầu năm 2010, có lẽ là do chính sách kích cầu đầu tƣ và tiêu dùng của Chính phủ, đến cuối năm 2010 và 2011 có xu hƣớng giảm sút và phục hồi nhẹ vào năm 2012 nhƣng nếu so với các năm từ 2010 trở về trƣớc có xu hƣớng tăng chậm hơn (so sánh hệ số gốc). Ngƣợc lại vốn doanh nghiệp sản xuất tƣ nhân, tiêu dùng nội địa có dấu hiệu tăng vào năm 2010, 2011 nhƣng đến năm 2012 và 2013 lại có xu hƣớng suy giảm so với các năm trƣớc.
2008 2009 2010 2011 2012 2013 Cộng
INVEST 787.137,00 1.139.506,00 1.623.050,00 1.929.389,00 2.300.989,73 2.601.144,03 10.381.215,76
C 1.007.213,50 1.238.145,00 1.677.344,70 2.079.523,50 2.369.130,60 2.668.752,80 11.040.110,10
Bảng 4.11: So sánh xu hƣớng phát triển vốndoanh nghiệp sản xuất tƣ nhân, vốn doanh nghiệp FDI và vốn doanh nghiệp nhà nƣớc giai đoạn 2008-2013: (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
ĐVT: tỷ đồng
Nguồn: Tổng cục Thống kê
Đồ thị 4.8: So sánh xu hƣớng phát triển vốn doanh nghiệp sản xuất tƣ nhân, vốn doanh nghiệp nhà nƣớc vốn doanh nghiệp FDI
Nguồn: Phần mềm Excel 2010 tính toán từ số liệu bảng 4.11
Quan sát biểu đồ trực quan cho thấy, vốn doanh nghiệp FDI, vốn doanh nghiệp nhà nƣớc và vốn doanh nghiệp sản xuất tƣ nhân có xu hƣớng tăng qua các năm, trong đó vốn doanh nghiệp nhà nƣớc tăng mạnh bắt đầu từ năm 2012 cho đến năm 2013 (quan sát hệ số góc), trong khi đó vốn doanh nghiệp sản xuất tƣ nhân có xu hƣớng giảm nhẹ vào năm 2012.
Chỉ tiêu 2008 2009 2010 2011 2012 2013 Cộng Vốn DNSXTN 787,137 1,139,506 1,623,050 1,929,389 2,300,990 2,601,144 10,381,216 Vốn DNNN 993,780 1,221,772 1,687,454 2,179,239 2,569,711 3,342,986 11,994,942 Vốn DN FDI 2,538,587 3,200,092 3,701,838 4,568,548 4,908,359 5,408,325 24,325,749 0 1,000,000 2,000,000 3,000,000 4,000,000 5,000,000 6,000,000 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 Vốn DNSXTN Vốn DNNN Vốn DN FDI
CHƢƠNG 5: PHÂN TÍCH KẾT QUẢ - PHÂN TÍCH ĐỊNH LƢỢNG
Bảng 5.1: Thống kê mô tả các biến trong mô hình nghiên cứu (Phụ lục 1)
STT Các biến ĐVT Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất 1 INVEST Tỷ đồng 378 27463.53 85147.23 934.00 973456.00 2 G Tỷ đồng 378 6031.60 6701.72 1284.31 56244.00 3 GI Tỷ đồng 378 2166.60 3202.65 198.18 26575.00 4 GE Tỷ đồng 378 3865.00 3687.50 794.20 32771.00 5 C Tỷ đồng 378 29206.64 66433.91 885.60 675348.40 6 FDI Tỷ đồng 378 31734.59 109812.80 1.76 994666.00 7 STATE Tỷ đồng 378 64353.83 350925.20 1.41 3723133 8 EDU % 378 13.80 5.91 4.5 36.2
Nguồn: Kết quả phân tích thống kê từ phần mềm Stata 13
Số liệu thống kê mô tả các biến định lƣợng là số liệu gốc chƣa lấy logarit tự nhiên, tác giả tập trung mô tả số liệu giá trị nhỏ nhất, giá trị trung bình, giá trị lớn nhất nhằm làm rõ quy mô các biến số kinh tế vĩ mô của các địa phƣơng. Đối với giá trị trung bình của các biến , thông thƣờng có 2 địa phƣơng có giá trị gần đúng xoay quanh giá trị này. Số liệu mô tả theo bảng sau:
Bảng 5.2: Mô tả các biến định lƣợng trong mô hình theo giá trị Min, Mean, Max:
Ký hiệu biến Giá trị
nhỏ nhất Giá trị trung bình
Giá trị lớn nhất
INVEST Bắc Kạn Bình Định, Hải Dƣơng TP. HCM
G Lai Châu Bắc Ninh, Hải Phòng Hà Nội
GI Lạng Sơn Điện Biên, Đồng Nai Hà Nội
GE Ninh Thuận Khánh Hòa, Bình Phƣớc Hà Nội
C Lai Châu Lâm Đồng, Đồng Tháp TP. HCM
FDI Hà Giang Hải Phòng TP. HCM
STATE Bắc Cạn Hải Phòng, Đồng Nai Hà Nội
EDU Đồng Tháp Bắc Cạn, Bắc Giang, Quảng
Bình, Ninh Thuận Hà Nội
Bảng 5.3: Bảng ma trận hệ số tƣơng quan Mô hình 1– Mô hình Tổng chi NSĐP (Phụ lục 2)
Biến LnG LnC LnFDI LnSTATE LnEDU
LnG 1.0000
LnC 0.7215 1.0000
LnFDI 0.5532 0.6707 1.0000 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
LnSTATE 0.7330 0.7881 0.6906 1.0000
LnEDU 0.5518 0.2999 0.5152 0.4983 1.0000
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 13
Bảng ma trận hệ số tƣơng quan cho thấy hệ số tƣơng quan giữa các biến phụ thuộc đều nhỏ hơn 0.8, tuy nhiên hệ số tƣơng quan giữa cặp biến LnSTATE và LnC có giá trị 0.7881 tiến gần đến 1 nên có thể có hiện tƣợng đa cộng tuyến xảy ra trong mô hình, do vậy cần phải kiểm tra đa cộng tuyến.
Bảng 5.4: Kiểm tra đa cộng tuyến Mô hình 1– Mô hình tổng chi NSĐP (Phụ lục 3):
Biến VIF LnG 3.02 LnC 3.9 LnFDI 2.42 LnSTATE 3.63 LnEDU 1.91
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 13
Khi hệ số nhân tử phóng đại phƣơng sai của biến phụ thuộc (VIF)<10 mô hình ít có khả năng xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến. Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến cho thấy hệ số nhân tử phóng đại phƣơng sai của các biến phụ thuộc (VIF) dao động từ 1.91 đến 3.9 đều nhỏ hơn 10, đồng thời kết hợp với xem xét hệ số tƣơng quan giữa các biến phụ thuộc, có thể kết luận rằng mô hình có thể có hiện tƣợng đa cộng tuyến nhƣng tác động không đáng kể.
Bảng 5.5: Bảng ma trận hệ số tƣơng quan Mô hình 2 – Mô hình chi NSĐP thành phần (Phụ lục 8):
BIẾN LnGI LnGE LnC LnFDI LnSTATE LnEDU
LnGI 1.0000 LnGE 0.7370 1.0000 LnC 0.6689 0.6793 1.0000 LnFDI 0.5943 0.4652 0.6707 1.0000 LnSTATE 0.6990 0.6697 0.7881 0.6906 1.0000 LnEDU 0.5811 0.4463 0.2999 0.5152 0.4983 1.0000
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 13
Bảng 5.6: Kiểm tra đa cộng tuyến Mô hình 2 - Mô hình chi NSĐP thành phần (Phụ lục 9): BIẾN VIF LnGI 3.16 LnGE 2.72 LnC 3.87 LnFDI 2.47 LnSTATE 3.62 LnEDU 1.92
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 13
Hệ số tƣơng quan giữa các biến phụ thuộc từ bảng ma trận hệ số tƣơng quan đều nhỏ hơn 0.8, đồng thời hệ số nhân tử phóng đại phƣơng sai từ bảng kiểm tra đa cộng tuyến đều nhỏ hơn 10, có thể kết luận rằng mô hình có thể có hiện tƣợng đa cộng tuyến nhƣng tác động không đáng kể.
Bảng 5.7: Kết quả kiểm định lựa chọn phƣơng pháp ƣớc lƣợng Mô hình 1 và Mô hình 2:
Các kiểm định Mô hình 1 Mô hình 2 Phụ lục
Hausman test Lựa chọn FEM-REM Prob>chi2=0.4865 Prob>chi2=0.5492 4,10 Breuch &
Pagan Lagrangian multiplier test
Kiểm định phƣơng sai sai số thay đổi theo phƣơng pháp REM
Prob>chi2=0.0000 Prob>chi2=0.0000 5,11
Wooldridge test
Kiểm định tự tƣơng
quan Prob>F=0.5836 Prob>F=0.3118 6,12
Kết luận:
+ Mô hình 1 – Mô hình tổng chi NSĐP có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi, không có hiện tƣợng tự tƣơng quan, sử dụng phƣơng pháp ƣớc lƣợng REM (Random Effects Model) có điều chỉnh sai số chuẩn (Robust Standar Error) để khắc phục hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi để kết quả hồi quy có tiệm cận vững.
+ Mô hình 2 – Mô hình chi NSĐP thành phần có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi, không có hiện tƣợng tự tƣơng quan, sử dụng phƣơng pháp ƣớc lƣợng REM (Random Effects Model) có điều chỉnh sai số chuẩn (Robust Standar Error) để khắc phục hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi để kết quả hồi quy có tiệm cận vững.
Giải thích các kiểm định Mô hình 1:
- Kiểm định Hausman:
Kiểm định Hausman cho kết quả p-value = 0.4865>0.05 do đó với mức ý nghĩa 5% chấp nhận giả thuyết H0 (Không có sự khác biệt có hệ thống giữa FEM & REM), chọn phƣơng pháp ƣớc lƣợng REM hiệu quả hơn. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
- Kiểm định Breuch & Pagan Lagrangian multiplier:
Kết quả kiểm định cho thấy p-value = 0.000<0.05 do đó với mức ý nghĩa 5% có cơ sở bác bỏ H0 (Phƣơng sai của các ảnh hƣởng đặc thù bằng không). Nhƣ vậy mô hình tồn tại vi phạm giả thuyết phƣơng sai không đổi.
-Kiểm định Wooldridge:
Kết quả kiểm định cho thấy p-value=0.5836>0.05, do vậy với mức ý nghĩa 5% chấp nhận giả thuyết H0: mô hình không có hiện tƣợng tự tƣơng quan.
Giải thích các kiểm định Mô hình 2:
- Kiểm định Hausman:
+ P-value=0.5492>0.05 : Chọn phƣơng pháp ƣớc lƣợng REM - Kiểm định Breuch & Pagan Lagrangian multiplier:
+ P-value=0.000
Kết luận: Mô hình tồn tại vi phạm giả thuyết phƣơng sai không đổi. - Kiểm định Wooldridge:
+ Prob>F=0.000
* Kiểm định sự phù hợp tổng thể của Mô hình 1 và Mô hình 2:
Cả Mô hình 1 và Mô hình 2 đều có kết quả Prob>chi2 =0.000, kết luận: về mặt tổng thể cả 2 mô hình đều phù hợp (xem Phụ lục 7-Mô hình 1, Phụ lục 13-Mô hình 2) Bảng 5.8: Kết quả kiểm định lựa chọn phƣơng pháp ƣớc lƣợng Mô hình 3 và Mô hình 4:
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 13
Giải thích các kiểm định mô hình 3:
Lag: Mô tả độ trễ chính sách kích cầu đầu tƣ và tiêu dùng của Chính phủ thực hiện năm 2009 (Lag: độ trễ của biến EXPAN). Do Chính phủ thực hiện chính sách kích cầu đầu tƣ chỉ trong 2 năm 2009 và 2010, đến năm 2011 Chính phủ thực hiện chính sách ngƣợc lại: thắt chặt chi tiêu công nên tác giả lần lƣợt hồi quy mô hình với độ trễ Lag=0, Lag =1, Lag=2, khi hồi quy mô hình với Lag=2 kiểm định Hausman thất bại do vi phạm giả thuyết kiểm định nên tác giả chọn hồi quy mô hình với Lag=1 thì dừng.
Mô hình 3 với Lag=0:
Kiểm định Hausman: P-value=0.7058>0.05, chọn phƣơng pháp ƣớc lƣợng REM Kiểm định Breuch & Pagan Lagrangian multiplier test (dùng cho phƣơng pháp ƣớc lƣợng REM): P-value=0.0000<0.05, mô hình có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi.
Kết luận: Sử dụng phƣơng pháp ƣớc lƣợng REM có điều chỉnh sai số chuẩn để khắc phục hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi.
Mô hình 3 với Lag=1:
Kiểm định Hausman: P-value=0.2067>0.05, chọn phƣơng pháp ƣớc lƣợng REM Kiểm định Breuch & Pagan Lagrangian multiplier test (dùng cho phƣơng pháp ƣớc lƣợng REM): P-value=0.0000<0.05, mô hình có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi
Kết luận: Sử dụng phƣơng pháp ƣớc lƣợng REM có điều chỉnh sai số chuẩn để khắc phục hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi.
Lag=0 Lag=1 Lag=0 Lag=1
Hausman test Lựa chọn FEM-REM Prob=0.7058 Prob=0.2067 Prob=0.0000 Prob=0.9408 Wald test Phƣơng sai sai số thay đổi (FEM) Prob=0.0000
Tƣơng quan phần dƣ các đơn vị chéo
Thắt chặt chi tiêu công
Pesaran'test Prob=0.0000 Prob=0.0000 Prob=0.0000 Mô hình 4 Mô hình 3 Kích cầu đầu tƣ Kiểm định Mô tả
Breuch & Pagan Lagrangian
Giải thích các kiểm định mô hình 4:
Lag: Mô tả độ trễ chính sách thắt chặt chi tiêu công của Chính phủ thực hiện năm 2011 (Lag: độ trễ của biến RETREN). Tác giả lần lƣợt hồi quy mô hình với độ trễ Lag=0, Lag =1 và Lag=2. Khi hồi quy mô hình với độ trễ Lag=2, kiểm định Hausman thất bại do vi phạm giả thuyết kiểm định nên tác giả chọn hồi quy mô hình với Lag=1 thì dừng.
Mô hình 4 với Lag=0: (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Kiểm định Hausman: P-value=0.0000<0.05, chọn phƣơng pháp ƣớc lƣợng FEM. Kiểm định Wald test (Dùng cho phƣơng pháp ƣớc lƣợng FEM): P- value=0.0000<0.05, mô hình có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi.
Kiểm định Pesaran‟test: P-value=0.0000<0.05, mô hình có hiện tƣợng tƣơng quan phần dƣ các đơn vị chéo.
Kết luận: Lựa chọn phƣơng pháp ƣớc lƣợng FGLS có điều chỉnh sai số chuẩn để khắc phục hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi và khắc phục hiện tƣợng tƣơng quan phần dƣ các đơn vị chéo.
Mô hình 4 với Lag=1:
Kiểm định Hausman: P-value=0.9408>0.05, chọn phƣơng pháp ƣớc lƣợng REM Kiểm định Breuch & Pagan Lagrangian multiplier test (dùng cho phƣơng pháp ƣớc lƣợng REM): P-value=0.0000<0.05, mô hình có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi.
Kết luận: Sử dụng phƣơng pháp ƣớc lƣợng REM có điều chỉnh sai số chuẩn để khắc phục hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi.
Kiểm định sự phù hợp tổng thể Mô hình 3 và Mô hình 4:
Xem chi tiết tại Phụ lục 13 và Phụ lục 14
Cả hai mô hình đều có Prob>F=0.000, kết luận về mặt tổng thể cả 2 mô hình đều có ý nghĩa.
Bảng 5.9: Kết quả hồi quy các biến độc lập Mô hình 1 và Mô hình 2:
Nguồn: Tổng hợp từ các kết quả hồi quy (phụ lục7 và phụ lục 13 đính kèm); các dấu sao thể hiện mức