CHƢƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.6. Kết quả lựa chọn mơ hình và độ trễ
Tiếp tục thực hiện bƣớc kiểm định Hausman test để lựa chọn phƣơng pháp ƣớc lƣợng phù hợp cho mơ hình thực nghiệm của luận văn theo Baltagi (2008) và Gujarati (2004). Theo kết quả phân tích ta thấy xác suất của kiểm định Hausman test đạt 0% < α nên có căn cứ để chọn phƣơng pháp FEM.
Tiếp nối theo kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thế Khang (2016) và do luận văn sử dụng bộ dữ liệu có thời gian t = 9, n = 36 thì mơ hình thực nghiệm của luận văn sẽ lựa chọn độ trễ tối ƣu cho những biến đầu tƣ tƣ nhân (lndttn), đầu tƣ công (lndtc), đầu tƣ trực tiếp nƣớc ngoài (lnfdi) phù hợp với tiêu chuẩn Schwartz Information Criterion là 1. Và cuối cùng, các kết quả chi tiết của mơ hình thực nghiệm sẽ đƣợc trình bày chi tiết tại bảng 4.5 nhƣ sau:
Bảng 4.5. Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình thực nghiệm - Phƣơng pháp FEM với độ trễ 1
Biến số Hệ số
hồi quy
Độ lệch
chuẩn t P>|t| Logarit của đầu tƣ tƣ nhân 0,100** 0,041 2,430 0,016
Logarit của FDI 0,007 0,008 0,840 0,399
Logarit của đầu tƣ công 0,037 0,031 1,19 0,236
Lao động 0,001*** 0,000 4,650 0,000
Thuê bao internet -0,000 0,000 -0,340 0,732
Độ mở thƣơng mại 0,026*** 0,006 4,000 0,000 Chỉ số giá tiêu dùng -0,006*** 0,001 -4,750 0,000 Khoảng cách với GDP 23,009*** 4,130 5,570 0,000 Năng lực cạnh tranh cấp tỉnh -0,001 0,002 -0,620 0,536 Số quan sát 288 F-test 0,0000
Phân tích ý nghĩa hệ số hồi quy của các biến giải thích nhƣ sau:
độ trễ 1, ta thấy khi vốn đầu tƣ tƣ nhân tăng thêm 1% thì góp phần làm cho tổng sản phẩm trên địa bàn bình quân đầu ngƣời (GRDP) tăng thêm 0,1% ở mức ý nghĩa 5%, hay tăng trƣởng kinh tế sẽ tăng thêm 0,1% khi lƣợng vốn đầu tƣ tƣ nhân tăng thêm 1%. Và kết quả ƣớc lƣợng này cũng phù hợp với xu hƣớng tăng lƣợng vốn đầu tƣ tƣ nhân bình quân 12,3%/năm trong giai đoạn 2005-2016 cho nền kinh tế Việt Nam thì sẽ làm cho kinh tế giai đoạn này tăng trƣởng bình qn 6,2%/năm. Nhƣ vậy, có thể thấy biến giải thích cần kiểm định là biến đầu tƣ tƣ nhân có tác động tích cực đến tăng trƣởng kinh tế khá rõ ràng và phù hợp với các nghiên cứu trƣớc của Nguyễn Thế Khang (2016), James (2014), Kongphet và Masaru (2012), Kandenge (2010), Syed và cộng sự (2007), Khan.M và Rinluhart.C (1990), v.v.
Khi lực lƣợng lao động đang làm việc trong nền kinh tế đƣợc bổ sung tăng thêm 1 nghìn lao động thì làm cho GRDP bình qn đầu ngƣời tăng nhỏ, khơng đáng kể chỉ 0,001% ở mức ý nghĩa 5%. Có thể thấy lực lƣợng lao động đang làm việc trong nền kinh tế có tác động dƣơng đến tăng trƣởng kinh tế nhƣng tác động không lớn. Tác động rất nhỏ của lực lƣợng lao động đang làm việc đến tăng trƣởng kinh tế của các địa phƣơng ở Việt Nam, đã nói lên trình độ của lao động ở nƣớc ta còn thấp, khơng tạo ra đƣợc sản phẩm có giá trị gia tăng cao, phản ánh nền kinh tế cịn nặng về nơng nghiệp và công nghiệp chủ yếu là gia công, lắp ráp. Kết quả ƣớc lƣợng này cũng phù hợp với xu hƣớng tăng số lƣợng lao động đang làm việc bình quân 1,4%/năm trong giai đoạn 2005-2016 cho nền kinh tế Việt Nam và khi đó tăng trƣởng kinh tế giai đoạn này bình quân đạt 6,2%/năm. Tóm lại, kết quả ƣớc lƣợng của biến lao động đang làm việc phù hợp với các kết quả nghiên cứu của Jwan and James (2014), Trần Nguyễn Ngọc Anh Thƣ và Lê Hoàng Phong (2014), Kongphet and Masaru (2012), Mahnaz (2012), Kandenge (2010), Aleksynska (2003), Wei (2008), Aschauer (1989b).
Khi độ mở thƣơng mại tăng thêm 1 thì góp phần làm cho GRDP bình qn đầu ngƣời tăng 0,026% ở mức ý nghĩa 5%. Hay tăng trƣởng kinh tế sẽ tăng gần 0,03% khi độ mở thƣơng mại tăng thêm 1. Điều này cũng phản ánh đúng với thực trạng của đất nƣớc ta sau khi đổi mới đã tiến hành hội nhập kinh tế sâu rộng với khu
vực và thế giới thông qua các hiệp định thƣơng mại song phƣơng và đa phƣơng, góp phần mở cửa thị trƣờng, thể hiện qua tổng kim ngạch xuất, nhập khẩu không ngừng tăng trƣởng qua từng năm. Nhƣ vậy, kết quả ƣớc lƣợng của biến độ mở thƣơng mại cũng đã phù hợp với những kết quả nghiên cứu của Grossman and Helpman (1991), Rodrik (1992), Balasubramanyam và cộng sự (1996), Aitken et al (1997), Makki and Somwaru (2004), Barro và Sala-I-Martin (2004), Kandenge (2010), Jwan và James (2014), Nguyễn Thế Khang (2016).
Khi khoảng cách GRDP của các địa phƣơng với GDP của cả nƣớc giảm 1% thì góp phần làm cho GRDP bình quân đầu ngƣời tăng 23% ở mức ý nghĩa 5%. Đây là biến giải thích có tác động lớn nhất đến tăng trƣởng kinh tế trong nghiên cứu này. Hay quy mô kinh tế của các địa phƣơng càng xích lại gần (càng lớn) với quy mô chung của nền kinh tế Việt Nam thì có tác động tích cực mạnh đối với tăng trƣởng kinh tế. Nhƣ vậy, kết quả ƣớc lƣợng của biến khoảng cách GRDP của các địa phƣơng với GDP của cả nƣớc cũng đã phù hợp với các kết quả nghiên cứu của Sjoholm (1999) và Elboiashi (2011).
Nhƣng chỉ số giá tiêu dùng tăng 1 điểm % thì góp phần làm cho GRDP bình quân đầu ngƣời giảm 0,006% ở mức ý nghĩa 5%. Hay tăng trƣởng kinh tế sẽ giảm 0,006% khi chỉ số tiêu dùng tăng 1 điểm % ở mức ý nghĩa 5%. Điều này cho thấy tác động tiêu cực của chỉ số giá tiêu dùng lên tăng trƣởng kinh tế. Tuy nhiên, mặc dù có tác động tiêu cực nhƣng tác động này lại rất không đáng kể lên tăng trƣởng kinh tế.