Để xem xét hiệu quả trong sử dụng vốn đầu tƣ công của tỉnh Hƣng Yên từ năm 1997 đến năm 2017, tác giả sử dụng hai phƣơng pháp để đánh giá: thông qua chỉ số ICOR và chạy mô hình hồi quy.
3.3.2.1. Phân tích qua chỉ số ICOR
Bảng 3.4: Chỉ số ICOR toàn tỉnh và từng khu vực giai đoạn 1997 - 2007 Năm Toàn tỉnh Khu vực công Khu vực tƣ nhân
1998 1,73 0,99 2,47 1999 1,47 0,85 2,10 2000 1,82 1,16 2,49 2001 2,15 0,97 3,33 2002 2,24 0,81 3,67 2003 2,39 0,70 4,09 2004 2,63 0,76 4,49 2005 2,77 0,84 4,70 2006 2,60 0,76 4,43 2007 2,44 0,65 4,23 (Nguồn: Tác giả tự tổng hợp) (Nguồn: Tác giả tự tổng hợp)
Dựa vào số liệu ICOR qua các năm từ năm 1997 đến 2007 cho thấy, chỉ số ICOR trung bình của khu vựccông khá thấp (0,85), giao động không đáng kể và thấp hơn chỉ số ICOR trung bình của khu vực tƣ nhân (3,6). Điều này cho thấy trong giai đoạn này kinh tế của tỉnh phụ thuộc nhiều vào đầu tƣ của khu vực công, điều này phù hợp với bối cảnh tỉnh mới thành lập, cơ sở hạ tầng còn hạn chế, chƣa thu hút đƣợc nguồn lực từ khu vực ngoài nhà nƣớc.
Bảng 3.5: Chỉ số ICOR toàn tỉnh và từng khu vực giai đoạn 2008 - 2017 Năm Toàn tỉnh Khu vực công Khu vực tƣ nhân
2009 4,28 1,40 7,16 2010 2,69 0,78 4,61 2011 1,13 0,34 1,92 2012 3,96 1,27 6,65 2013 4,73 1,73 7,74 2014 3,84 1,38 6,30 2015 3,70 1,17 6,23 2016 1,93 0,58 3,28 2017 3,45 1,00 5,89 (Nguồn: Tác giả tự tổng hợp) (Nguồn: Tác giả tự tổng hợp)
Sang giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2017, chỉ số ICOR trung bình của khu vực công có chiều hƣớng tăng lên (1,07), nhƣng vẫn thấp hơn chỉ số ICOR trung bình của khu vực tƣ nhân (5,53). Kết quả đầu tƣ công của tỉnh ở giai đoạn trƣớc đã góp phần cải thiện điều kiện cơ sở hạ tầng ở giai đoạn này, khi đã có nền tảng nhất định, hiệu quả đầu tƣ của khu vực công bắt đầu giảm. Tuy nhiên, ICOR trung bình của khu vực tƣ nhân có chiều hƣớng tăng lên, cho thấy tốc độ tăng tổng sản phẩm trên địa bàn vẫn phụ thuộc chủ yếu vào
khu vực đầu tƣ công. Đặc biệt, vào các năm 2011 và 2016, hiệu quả đầu tƣ của khu vực công và khu vực tƣ nhân có đột biến đáng kể vì đây là thời điểm bắt đầu một nhiệm kỳ mới, tạo động lực thúc đẩy nền kinh tế.
Nếu xét trên phạm vi toàn tỉnh, chỉ số ICOR của Hƣng Yên qua các giai đoạn nhìn chung khá ổn định và ở mức thấp hơn so với chỉ số ICOR của Việt Nam. Chỉ số ICOR Việt Nam có xu hƣớng tăng trong giai đoạn gần đây, đây là xu hƣớng chung vì khi nền tảng kinh tế ngày càng cao, hiệu quả đầu tƣ khu vực công sẽ ngày càng giảm. Hiện nay, tỉnh Hƣng Yên đang trong quá trình công nghiệp hóa, trong đó chú trọng kêu gọi đầu tƣ tƣ nhân lấp đầy các khu, cụm công nghiệp đã đƣợc quy hoạch nên trong thời gian tới chỉ số ICOR sẽ vẫn còn ổn định ở mức thấp.
3.3.2.2. Phân tích qua mô hình hồi quy
Hàm hồi quy có dạng: µ
* Kết quả chạy mô hình: Dependent Variable: Y
Method: Least Squares Date: 8/22/19 Time: 21:55 Sample: 1 21
Included observations: 21
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 2133.671 5046.497 0.422802 0.0005 I_GP 1.331799 0.919223 1.448831 0.0003 I_GT 6.952888 10.69277 0.650242 0.0015 I_PA 1.328229 0.269991 4.919536 0.0002 I_PB 1.094012 0.337716 3.239442 0.0055 L 0.012126 0.010860 1.116630 0.0056
R-squared 0.997097 Mean dependent var 19720.64 Adjusted R-squared 0.996130 S.D. dependent var 13281.21 S.E. of regression 826.2330 Akaike info criterion 16.50659 Sum squared resid 10239914 Schwarz criterion 16.80502 Log likelihood 167.3192 Hannan-Quinn criter. 16.57136 F-statistic 1030.547 Durbin-Watson stat 2.645449
Prob(F-statistic) 0.000000
* Kiểm định mô hình:
- Kiểm định Phương sai sai số thay đổi sau khi hồi quy hàm
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic 1.233782 Prob. F(5,15) 0.3417
Obs*R-squared 6.119689 Prob. Chi-Square(5) 0.2947
Không có hiện tƣợng phƣơng sai sai số xảy ra trong trƣờng hợp này, nếu chọn mức ý nghĩa α =10%<0,2947, nên phải chấp nhận giả thiết H0: Không có hiện tƣợng phƣơng sai sai số xảy ra.
- Kiểm định tự tương quan sau khi hồi quy hàm
Khi dùng kiểm định Breusch-Godfrey thì cũng không có hiện tƣợng tự tƣơng quan xảy ra.
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 2.961466 Prob. F(2,13) 0.0871
Obs*R-squared 6.573061 Prob. Chi-Square(2) 0.0374
Không có hiện tƣợng tự tƣơng quan xảy ra trong trƣờng hợp này, nếu chọn mức ý nghĩa α =1%<0,0374, nên phải chấp nhận giả thiết H0: Không có hiện tƣợng tự tƣơng quan xảy ra.
- Kiểm định bỏ sót biến của hàm hồi quy
Ramsey RESET Test
Value df Probability F-statistic 2.354647 (2, 13) 0.1341 Likelihood ratio 6.491945 2 0.0389
Nếu chọn mức ý nghĩa α =1%<0,1341, nên phải chấp nhận giả thiết H0: Mô hình không có bỏ sót biến.
- Kiểm định mô hình có phân phối chuẩn
Mô hình có phân phối chuẩn, vì nếu chọn mức ý nghĩa α=10%<0,287399, nên phải chấp nhận giả thiết H0: Mô hình có phân phối chuẩn.
Ngoài ra khi nhìn vào các hệ số: Skewness (gần bằng 0) và Kurtosis (gần bằng 4) cho ta thấy sự phù hợp của mô hình.
0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 -2000 -1500 -1000 -500 0 500 1000 1500 Series: Residuals Sample 1 21 Observations 21 Mean 3.90e-13 Median 11.53084 Maximum 1288.599 Minimum -1948.113 Std. Dev. 715.5388 Skewness -0.519220 Kurtosis 4.331038 Jarque-Bera 2.493770 Probability 0.287399
Các bảng bên dƣới sẽ trình bày các biến độc lập có ý nghĩa, tức có tác động đến tăng trƣởng kinh tế tỉnh Hƣng Yên mà cụ thể là GRDP cùng với tham số ƣớc lƣợng, mức ý nghĩa α , giá trị P_value và dấu kỳ vọng (với kỳ vọng ban đầu nhƣ đã đƣợc trình bày ở phần đầu của đề tài là tác động cùng chiều của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc).
Bảng 3.6: Kết quả chạy mô hình bằng phần mềm Eviews
Biến Dấu kỳ vọng
Tham số
ƣớc lƣợng Std. Error P_value Ghi chú
C + 2133.671 5046.497 0.0005 I_gp + 1.331799 0.919223 0.0003 I_gt + 1.952888 10.69277 0.0015 I_pa + 1.328229 0.269991 0.0002 I_pb + 1.094012 0.337716 0.0055 L + 0.012126 0.010860 0.0056 R-squared 0.997097 F-statistic 1030.547
Adjusted R-squared 0.996130 Prob(F-statistic) 0.000000
(Nguồn: Tác giả sử dụng phần mềm Eviews 8 để ước lượng mô hình hồi quy)
Căn cứ vào Bảng 3.6, ta có thể nhận xét nhƣ sau:
- Các biến độc lập (Igp, Igt,Ipa, Ipb, ) đƣa vào mô hình sẽ ảnh hƣởng đến biến phụ thuộc (Thu nhập thực, GRDP) là 99,61%, còn lại 0,39% là tốc độ tăng trƣởng tổng sản phẩm (GRDP) phụ thuộc vào các điều kiện khác.
- Prob(F-statistic) là rất nhỏ (0.000000), nếu chọn mức ý nghĩa α = 1% (1%>0.000000). Suy ra: Bác bỏ giả thuyết H0: Tất cả các biến độc lập đƣa
vào mô hình đều không ảnh hƣởng đến biến phụ thuộc. Chứng tỏ có ít nhất một biến đƣa vào trong mô hình ảnh hƣởng đến GRDP.
- Theo nhƣ kỳ vọng ban đầu là các nguồn vốn đầu tƣ công và lao động sẽ đóng góp vai trò quan trọng của mình trong tăng trƣởng kinh tế của tỉnh Hƣng Yên. Và trong Bảng 3.6, thì nguồn vốn đầu tƣ công có tác động cùng chiều với sự tăng trƣởng kinh tế.
Hàm hồi quy đƣợc viết lại nhƣ sau:
GRDP = 2133,671+1,331799Igp+6,952888Igt+1,328229Ipa+ 1.094012Ipb
+ 0,012126L
Nhận xét hàm hồi quy: Đƣợc giả định là khi nhận xét một biến thì các biến còn lại là không đổi.
+ Igp: Chọn mức ý nghĩa nhỏ nhất α = 1% > P_value (P_value=0,0003). Vậy chấp nhận giả thuyết H1: Biến vốn đầu tƣ khu vực đầu tƣ công nguồn ngân sách địa phƣơng (Igp) đƣa vào mô hình có tác động đến đến biến phụ thuộc GRDP. Cụ thể: Khi tăng thêm (hay giảm xuống) 1 đơn vị vốn đầu tƣ công nguồn ngân sách địa phƣơng (tỷ đồng) thì sẽ làm tăng lên (hay giảm xuống) GRDP là 1,331799 (tỷ đồng).
+ Igt: Chọn mức ý nghĩa nhỏ nhất α = 1% > P_value (P_value=0,0015). Vậy chấp nhận giả thuyết H1: Biến vốn đầu tƣ khu vực đầu tƣ công nguồn ngân sách trung ƣơng (Igt) đƣa vào mô hình có tác động đến đến biến phụ thuộc GRDP. Cụ thể: Khi tăng thêm (hay giảm xuống) 1 đơn vị vốn đầu tƣ công nguồn ngân sách trung ƣơng (tỷ đồng) thì sẽ làm tăng lên (hay giảm xuống) GRDP là 1,952888 (tỷ đồng).
+ Ipa: Chọn mức ý nghĩa α = 1% > P_value (P_value=0,002). Vậy chấp nhận giả thuyết H1: Biến vốn đầu tƣ khu vực ngoài nhà nƣớc đƣa vào mô hình có tác động đến biến phụ thuộc GRDP. Cụ thể: Khi tăng thêm (hay giảm xuống) 1 đơn vị vốn đầu tƣ của khu vực ngoài nhà nƣớc (tỷ đồng) thì sẽ làm tăng lên (hay giảm xuống) GRDP là 1,328229 (tỷ đồng).
+ Ipb: Chọn mức ý nghĩa α = 1% > P_value (P_value=0,0005). Vậy chấp nhận giả thuyết H1: Biến vốn đầu tƣ khu vực có vốn đầu tƣ nƣớc ngoài đƣa vào mô hình có tác động đến biến phụ thuộc GRDP. Cụ thể: Khi tăng thêm (hay giảm xuống) 1 đơn vị vốn đầu tƣ của khu vực có vốn đầu tƣ nƣớc ngoài (tỷ đồng) thì sẽ làm tăng lên (hay giảm xuống) GRDP là 1.094012 (tỷ đồng).
+ : Chọn mức ý nghĩa α = 1% > P_value (P_value=0,0,0056). Vậy chấp nhận giả thuyết H1: Biến lao động đƣa vào mô hình có tác động đến biến phụ thuộc GRDP. Cụ thể: Khi tăng thêm (hay giảm xuống) 1 đơn vị lao động (ngƣời) thì sẽ làm tăng lên (hay giảm xuống) GRDP là 0.012126 (tỷ đồng).
Nhận xét kết quả hồi quy trên phƣơng diện tổng thể:
- Vốn đầu tƣ công: Qua phân tích hồi quy ta thấy vốn đầu tƣ công có ảnh hƣởng đến tốc độ tăng trƣởng kinh tế của tỉnh Hƣng và mức độ ảnh hƣởng lớn hơn vốn đầu tƣ từ khu vực tƣ nhân. Tác động chủ yếu là việc tỉnh đã rất chú trọng vào việc đầu tƣ cơ sở hạ tầng giao thông, góp phần thúc đẩy kinh tế vùng. Do đó, việc quản lý hiệu quả đầu tƣ công của tỉnh trong thời gian tiếp theo là hết sức quan trọng. Đặc biệt nguồn vốn đầu tƣ từ ngân sách trung ƣơng có tác động lớn hơn nguồn vốn đầu tƣ từ ngân sách địa phƣơng.
- Vốn đầu tƣ của khu vực tƣ nhân: Qua phân tích hồi quy ta thấy vốn đầu tƣ của khu vực tƣ nhân có ảnh hƣởng đến tốc độ tăng trƣởng kinh tế của tỉnh Hƣng Yên và mức độ ảnh hƣởng thấp hơn vốn đầu tƣ công. Đầu tƣ khu vực tƣ nhân của tỉnh những năm qua nhìn chung có hiệu quả, tuy nhiên các dự án mới hình thành chƣa tạo đủ động lực cho tỉnh phát triển. Trong thời gian tới, đầu tƣ của khu vực tƣ cần phát huy hơn nữa tính hiệu quả, đầu tƣ vào những ngành trọng điểm đã đƣợc xác định nhằm duy trì và góp phần đẩy nhanh tốc độ tăng trƣởng của tỉnh cao hơn nữa, để đƣa tỉnh cơ bản trở thành tỉnh công nghiệp vào năm 2020.
- ao động: Qua phân tích hồi quy ta thấy lao động có ảnh hƣởng đến tốc độ tăng trƣởng kinh tế của tỉnh Hƣng Yên. Đây là tín hiệu “đáng mừng” cho tỉnh trong thời gian sắp tới. Nhƣng cần đặc biệt quan tâm đến 2 điều quan trọng sau nếu muốn kinh tế của tỉnh tăng trƣởng bền vững trong thời gian tới: Thứ nhất, lao động có thể bị thất nghiệp (chỉ xét đến thất nghiệp cơ cấu) do không có đủ công ăn việc làm. Việc chuyển đổi cơ cấu kinh tế từ nông nghiệp sang công nghiệp và dịch vụ đã chƣa đƣợc thực hiện một cách đồng bộ, lƣợng lao động từ nông nghiệp dịch chuyển sang hai khu vực này không thể có đƣợc việc làm đầy đủ. Điều này cũng có thể dẫn đến xu hƣớng dịch chuyển lao động từ Hƣng Yên ra ngoài tỉnh, mà rõ ràng nhất là đến Thành phố Hà Nội, nơi đây tạo ra nhiều cơ hội việc làm hơn so với Hƣng Yên. Thứ hai, đó là trình độ lao động của đại bộ phận nguồn nhân lực vẫn chƣa thể đáp ứng đƣợc yêu cầu của công việc. ực lƣợng lao động ở Hƣng Yên tuy có ƣu thế là trẻ nhƣng chƣa có kinh nghiệm, trình độ chuyên môn nhìn chung còn thấp, hơn nữa còn thiếu tác phong công nghiệp.
3.3.2.3. Phân tích hiệu quả ở góc độ xã hội
Xét về góc độ xã hội, trong thời gian qua, đầu tƣ công đã mang lại hiệu quả rất lớn, góp phần quan trọng trong việc giảm quyết việc làm, giảm nghèo và tiến bộ xã hội. Cụ thể:
- Về giải quyết việc làm: Hoạt động đầu tƣ công tạo ra một số lƣợng việc làm rất lớn cho ngƣời lao động, kể cả trong và ngoài tỉnh, góp phần vào việc giảm nghèo và ổn định trật tự xã hội.
- Về giảm nghèo và tiến bộ xã hội: Hoạt động đầu tƣ công ngoài việc trực tiếp tạo ra việc làm và thu nhập cho ngƣời dân còn tác động đến khả năng thu hút đầu tƣ và sản xuất của nền kinh tế của tỉnh. Tác động này đƣợc nhìn thấy rõ rệt nhất ở 2 khu vực: Thứ nhất, huyện Tiên ữ, Phù Cừ, đây là khu vực phát triển chủ yếu vào nông nghiệp, nên điều kiện kinh tế kém phát triển
so với các vùng trong tỉnh. Trƣớc tình hình đó, tỉnh đã tập trung một lƣợng lớn nguồn lực nhằm cải tạo hệ thống hạ tầng phục vụ sản xuất nhƣ thủy lợi, giao thông nông thôn, các công trình phúc lợi nhƣ trƣờng học, trạm y tế. Đến nay, hai huyện đã có mức thu nhập bình quân đầu ngƣời 43 triệu/ngƣời/năm, góp phần thúc đẩy đời sống ngƣời dân ngày càng phát triển. Thứ hai, hoạt động đầu tƣ công đã góp phần thu hút đầu tƣ phát triển công nghiệp, nhất là ở các huyện nhƣ Văn âm, Mỹ Hào, Ân Thi, đƣa tỉnh Hƣng Yên trở thành tỉnh phát triển công nghiệp hàng đầu của vùng đồng bằng sông Hồng.