Nguồn: số liệu thứ cấp từ UNDP và WB với sự hỗ trợ của phần mềm của stata 14.2
Theo kết quả kiểm định cho thầy Prob>F = 0.048 <5%. Điều này cho thấy mô hình vi phạm khuyết tật tự tương quan với mức ý nghĩa 5%.
Khắc phục khuyết tật phương sai sai số thay đổi và tự tương quan bằng phương pháp robust error.
Để khắc phục các khuyết tật nêu trên, tác giả tiến hành hồi quy đa biến mơ hình REM kết hợp với robust error thu được kết quả:
LM(Var(u)=0,lambda=0) = 130.83 Pr>chi2(2) = 0.0000 Joint Test:
ALM(lambda=0) = 3.91 Pr>chi2(1) = 0.0480 Serial Correlation:
ALM(Var(u)=0) = 10.87 Pr>N(0,1) = 0.0000 Random Effects, One Sided:
ALM(Var(u)=0) = 118.23 Pr>chi2(1) = 0.0000 Random Effects, Two Sided:
Tests: u .0074459 .08628967 e .0000647 .00804104 hdi .011881 .1090001 Var sd = sqrt(Var) Estimated results:
v[ma,t] = lambda v[ma,(t-1)] + e[ma,t] hdi[ma,t] = Xb + u[ma] + v[ma,t]
Tests for the error component model: . xttest1
Hình 4.12 Kết quả hồi quy mơ hình REM điều chỉnh, đã khắc phục các khuyết tật phương sai sai số thay đổi và tự tương quan
Nguồn: số liệu thứ cấp từ UNDP và WB với sự hỗ trợ của phần mềm của stata 14.2
Như vậy, kết quả hồi quy mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) đã khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đổi và tự tương quan có thể phản ánh tốt vấn đề nghiên cứu. Kết quả hồi quy cho thấy rằng ý nghĩa của các biến hồi quy như sau:
Kết quả cho thấy rằng cơ cấu chi tiêu của chính phủ cho giáo dục trong tổng chi tiêu của chính phủ tác động âm đến HDI với mức ý nghĩa 5%, kết quả này đi ngược lại quan điểm của Sudhir Anand và Martin Ravallion (1993), điều này cũng có thể giải thích là do tác động tiêu cực của chi tiêu chính phủ cho giáo dục tới tăng trưởng kinh tế tạo ra tác động ngược chiều đến HDI như theo quan điểm của Blankenau,
rho .99139102 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .00804104 sigma_u .08628967 _cons .3051971 .0409438 7.45 0.000 .2249488 .3854453 g -.0003891 .0001663 -2.34 0.019 -.0007151 -.0000632 lngdpn .0464027 .0031461 14.75 0.000 .0402366 .0525689 gini -.0006948 .0004365 -1.59 0.111 -.0015503 .0001606 gh_g .0014349 .0007122 2.01 0.044 .0000389 .0028308 ge_g -.00161 .0007075 -2.28 0.023 -.0029967 -.0002232 hdi Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Robust
(Std. Err. adjusted for 44 clusters in ma) corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(5) = 417.86 overall = 0.6596 max = 12 between = 0.6366 avg = 5.2 within = 0.8450 min = 1 R-sq: Obs per group:
Group variable: ma Number of groups = 44 Random-effects GLS regression Number of obs = 230 . xtreg hdi ge_g gh_g gini lngdpn g, re robust
Simpson và Tomljanovich (2007). Trong khi cơ cấu chi tiêu chính phủ cho y tế trong tổng chi tiêu chính phủ lại có tác động dương đến HDI với mức ý nghĩa 5%, kết quả này ủng hộ quan điểm của Sudhir Anand và Martin Ravallion (1993) và Mohammad Javad Razmi, EzatollahAbbasian, Sahar Mohammadi (2012).
4.2.3. Đánh giá tác động của tổng chi tiêu của chính phủ cho cả y tế và giáo dục đến HDI
Tương tự như trên ta tiến hành kiểm định hausman để lựa chọn phương pháp FEM hoặc REM phù hợp để đánh giá tác động của tổng chi tiêu của chính phủ cho cả y tế và giáo dục đến HDI.
Hình 4.13 Kết quả kiểm định Hausman
Nguồn: số liệu thứ cấp từ UNDP và WB với sự hỗ trợ của phần mềm của stata 14.2
Theo kết quả kiểm định hausman cho kết quả Chi2(5) = -7,03 nên trong trường hợp đặc biệt này ta coi như Chi2(5) =0 và lựa chọn mơ hình REM để đánh giá tác động của tổng chi tiêu của chính phủ cho cả y tế và giáo dục đến HDI.
see suest for a generalized test assumptions of the Hausman test; data fails to meet the asymptotic = -7.03 chi2<0 ==> model fitted on these chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)
Test: Ho: difference in coefficients not systematic
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg
g -.0003844 -.0003666 -.0000178 . lngdpn .0450566 .0460444 -.0009879 . gini -.0004589 -.000394 -.0000648 . lnghe_1 .0060203 .005966 .0000543 . lnghe -.0034131 -.0030296 -.0003836 . mh4 . Difference S.E. (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Coefficients
Hình 4.14 Kết quả hồi quy mơ hình REM
Nguồn: số liệu thứ cấp từ UNDP và WB với sự hỗ trợ của phần mềm của stata 14.2
Kiểm định khuyết tật trong mơ hình REM
Kiểm định phương sai sai số thay đổi: Để đảm bảo mơ hình REM đánh giá chính xác tác động của các nhân tố đến HDI, ta tiến hành kiểm định khuyết tật phương sai sai số thay đổi của mơ hình.
rho .98986791 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .00856145 sigma_u .08462264 _cons .2103433 .0515366 4.08 0.000 .1093334 .3113533 g -.0003666 .000158 -2.32 0.020 -.0006762 -.000057 lngdpn .0460444 .0025425 18.11 0.000 .0410613 .0510276 gini -.000394 .0002848 -1.38 0.166 -.0009522 .0001641 lnghe_1 .005966 .0018219 3.27 0.001 .0023951 .0095369 lnghe -.0030296 .0018143 -1.67 0.095 -.0065856 .0005264 hdi Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(5) = 966.53 overall = 0.6513 max = 12 between = 0.6204 avg = 6.0 within = 0.8195 min = 1 R-sq: Obs per group:
Group variable: ma Number of groups = 44 Random-effects GLS regression Number of obs = 263 . xtreg hdi lnghe lnghe_1 gini lngdpn g, re
Hình 4.15 Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi
Nguồn: số liệu thứ cấp từ UNDP và WB với sự hỗ trợ của phần mềm của stata 14.2
Kết quả kiểm định cho thấy Prob>chi2 = 0.000 <0.05. Do đó, với mức ý nghĩ mức ý nghĩa 5% ta có cơ sở bác bỏ giả thuyết Ho (khơng có phương sai sai số thay đổi). Vậy có thể thấy mơ hình tồn tại vi phạm giả thuyết phương sai sai số thay đổi.
Kiểm định khuyết tật tự tương quan: cũng tương tự như phương sai sai số thay đổi, ta cũng cần kiểm định khuyết tật tự tương quan để đánh giá sự phù hợp của mơ hình. Prob > chibar2 = 0.0000 chibar2(01) = 140.60 Test: Var(u) = 0 u .007161 .0846226 e .0000733 .0085615 hdi .0117441 .10837 Var sd = sqrt(Var) Estimated results:
hdi[ma,t] = Xb + u[ma] + e[ma,t]
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects . xttest0
Hình 4.16 Kết quả kiểm định tự tương quan
Nguồn: số liệu thứ cấp từ UNDP và WB với sự hỗ trợ của phần mềm của stata 14.2
Theo kết quả kiểm định cho thầy Prob>F = 0,0129 < 5%. Điều này cho thấy mơ hình vi phạm khuyết tật tự tương quan với mức ý nghĩa 5%.
Khắc phục khuyết tật phương sai sai số thay đổi và tự tương quan bằng phương pháp robust error.
Để khắc phục các khuyết tật nêu trên, tác giả tiến hành hồi quy đa biến mơ hình REM kết hợp với robust error thu được kết quả:
LM(Var(u)=0,lambda=0) = 146.78 Pr>chi2(2) = 0.0000 Joint Test:
ALM(lambda=0) = 6.19 Pr>chi2(1) = 0.0129 Serial Correlation:
ALM(Var(u)=0) = 11.69 Pr>N(0,1) = 0.0000 Random Effects, One Sided:
ALM(Var(u)=0) = 136.76 Pr>chi2(1) = 0.0000 Random Effects, Two Sided:
Tests: u .007161 .08462264 e .0000733 .00856145 hdi .0117441 .10837 Var sd = sqrt(Var) Estimated results:
v[ma,t] = lambda v[ma,(t-1)] + e[ma,t] hdi[ma,t] = Xb + u[ma] + v[ma,t]
Tests for the error component model: . xttest1
Hình 4.17 Kết quả hồi quy mơ hình REM điều chỉnh, đã khắc phục các khuyết tật phương sai sai số thay đổi và tự tương quan
Nguồn: số liệu thứ cấp từ UNDP và WB với sự hỗ trợ của phần mềm của stata 14.2
Như vậy, kết quả hồi quy mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) đã khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đổi và tự tương quan có thể phản ánh tốt vấn đề nghiên cứu. Kết quả hồi quy cho thấy rằng ý nghĩa của các biến hồi quy như sau:
Kết quả cho thấy rằng tổng chi tiêu chính phủ cho y tế và giáo dục khơng có tác động đến HDI với mức ý nghĩa 10%. Tuy nhiên, mơ hình lại tìm thấy sự tác động tích cực của tổng chi tiêu chính phủ cho y tế và giáo dục của năm trước đến HDI năm sau với mức ý nghĩa 5%, kết quả này ủng hộ cho các nghiên cứu của Garay el. al. (2014); Ahmad Danu Prasetyo, Ubaidillah Zuhdia (2013); Baldacci, Guin-Siu và de Mello (2003) và Clovis, Nobuko (2011). Đặc biệt, kết quả này đã minh chứng cho sự tác động lâu dài từ tổng chi tiêu chính phủ cho cả y tế và giáo dục tới HDI,
rho .98986791 (fraction of variance due to u_i) sigma_e .00856145 sigma_u .08462264 _cons .2103433 .0645777 3.26 0.001 .0837734 .3369133 g -.0003666 .0002088 -1.76 0.079 -.0007757 .0000426 lngdpn .0460444 .0036141 12.74 0.000 .038961 .0531279 gini -.000394 .000444 -0.89 0.375 -.0012642 .0004761 lnghe_1 .005966 .0020387 2.93 0.003 .0019701 .0099618 lnghe -.0030296 .0019076 -1.59 0.112 -.0067685 .0007093 hdi Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Robust
(Std. Err. adjusted for 44 clusters in ma) corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(5) = 515.30 overall = 0.6513 max = 12 between = 0.6204 avg = 6.0 within = 0.8195 min = 1 R-sq: Obs per group:
Group variable: ma Number of groups = 44 Random-effects GLS regression Number of obs = 263 . xtreg hdi lnghe lnghe_1 gini lngdpn g, re robust
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH
5.1. Kết quả nghiên cứu
Nghiên cứu này đã chỉ ra mối quan hệ giữa chi tiêu chính phủ cho y tế và chi tiêu chính phủ cho giáo dục với HDI ở các quốc gia đang phát triển. Kết quả nghiên cứu này dựa trên số liệu về HDI từ báo cáo của UNDP và các số liệu về chi tiêu của chính phủ từ ngân hàng thế giới WB về 50 quốc gia đang phát triển từ năm 2003 đến 2015. Qua kết quả hồi quy của mơ hình thơng qua phần mềm stata, kết quả hồi quy được tóm lược như sau:
- Kết quả hồi quy mơ hình FEM nhằm đánh giá tác động của chi tiêu chính phủ cho y tế và giáo dục tới HDI đã chỉ ra mối quan hệ tích cực giữa chi tiêu chính phủ cho giáo dục và các biến trễ chi tiêu giáo dục và chi tiêu y tế của chính phủ tới HDI với mức ý nghĩa thống kê 10%, trong khi chưa đủ cơ sở để chứng minh tác động của chi tiêu y tế của chính phủ tới HDI ở kỳ hiện tại.
- Kết quả hồi quy đánh giá tác động của cơ cấu chi tiêu chính phủ cho y tế và giáo dục trong tổng chi tiêu chính phủ đến HDI với mơ hình REM cho thấy: cơ cấu chi tiêu của chính phủ cho y tế trong tổng chi tiêu chính phủ có tác động tích cực đến HDI trong khi cơ cấu chi tiêu chính phủ cho giáo dục trong tổng chi tiêu chính phủ lại có tác động tiêu cực đến HDI.
- Kết quả hồi quy đánh giá tác động của tổng chi tiêu của chính phủ cho cả y tế và giáo dục đến HDI với mơ hình REM cho thấy: chưa tìm thấy bằng chứng cho tác động của tổng chi tiêu chính phủ cho y tế và giáo dục đến HDI. Tuy vậy, kết quả nghiên cứu lại tìm ra bằng chứng tác động tích cực của chi tiêu chính phủ cho y tế và giáo dục đến HDI trong dài hạn.
5.2. Gợi ý chính sách
Khơng thể phủ nhận rằng việc gia tăng HDI là do từ nhiều nhân tố khác nhau như tăng trưởng kinh tế, cải thiện đời sống vật chất, tinh thần, nâng cao trình độ y tế, giáo dục, xóa đói giảm nghèo,… Tuy nhiên, đầu tư cơng cho y tế và giáo dục có thể nói là một trong những yếu tố trọng tâm tác động đến sự phát triển con người. Dựa
trên những kết quả ghi nhận được từ nghiên cứu, tác giả đưa ra một số gợi ý về chính sách như sau:
- Đối với mức chi tiêu chính phủ cho y tế và cho giáo dục: Đầu tư cho giáo dục có tác động ngay đến HDI nhưng đầu tư cho y tế thì khơng. Tuy nhiên với độ trễ một năm thì cả hai đều có tác động thuận chiều đến HDI trong đó đầu tư cơng cho giáo dục tác động mạnh hơn so với đầu tư cơng cho y tế. Chính vì vậy, cần tăng cường vốn đầu tư công chi cho y tế và giáo dục trong đó chú trọng hơn vào chi tiêu cho giáo dục. Các giải pháp cụ thể:
+ Cần có chính sách ưu tiên cho sự phát triển của giáo dục thơng qua việc duy trì mức chi từ NSNN cho lĩnh vực giáo dục một cách ổn định, cố gắng không cắt giảm ngân sách cho lĩnh vực này ngay cả khi thực hiện cắt giảm chi NSNN nói chung.
+ Cần tập trung chi tiêu công cho giáo dục đối với các bậc học cấp thấp như tiểu học thơng qua việc hồn thiện cơ sở tầng về trường lớp, xây dựng thêm nhiều trường tiểu học, đặc biệt là ở các vùng sâu, vùng xa, những nơi có hồn cảnh đặc biệt khó khăn, trẻ em khơng có điều kiện đến trường học tập do phải di chuyển quá xa.
+ Cần điều chỉnh cách thức triển khai chi tiêu công cho y tế theo hướng đáp ứng tốt hơn yêu cầu của người dân. Cần cố gắn duy trì độ phủ và nâng cao chất lượng của các dịch vụ chăm sóc sức khỏe cho người dân. Muốn vậy, chính phủ cần huy động sự tham gia đóng góp của người dân để giảm bớt gánh nặng ngân sách.
+ Cần tập trung nguồn lực tài chính cơng để đầu tư về cơ sở vật chất, trang thiết bị y tế cho trạm y tế cơ sở, giảm gánh nặng cho các cơ sở y tế tuyến trên để tạo điều kiện tốt nhất cho người dân về vấn đề đi lại và chăm sóc sức khỏe.
+ Sử dụng nguồn tài chính từ chi tiêu cơng để tăng cường thêm nhân lực cho y tế cấp cơ sở. Trong trường hợp khơng đủ bác sĩ bố trí cho từng cơ sở y tế cấp thấp, có thể tăng cường thêm bác sĩ có chun mơn tại các cơ sở y tế
cấp cao hơn và có kinh nghiệm hơn để thực hiện khám chữa bệnh tại cơ sở.
- Đối với cơ cấu chi tiêu công cho lĩnh vực y tế và giáo dục trong tổng chi tiêu chính phủ: tỷ lệ chi tiêu chính phủ cho y tế trong tổng chi tiêu chính phủ có tác động dương đến HDI trong khi tỷ lệ chi tiêu chính phủ cho giáo dục trong tổng chi tiêu chính phủ có tác động âm đến HDI. Điều này cho thấy thực trạng bất hợp lý trong cơ cấu chi tiêu giai đoạn trước. cần phải thay đổi cơ cấu chi tiêu cho y tế và giáo dục theo hướng tăng tỷ trọng chi tiêu cho y tế và giảm tỷ trọng chi tiêu cho giáo dục trong đầu tư công. Các giải pháp cụ thể:
+ Trong thời gian tới, cần cố gắng duy trì tỷ lệ chi tiêu cơng cho lĩnh vực y tế ở mức ổn định, cố gắng không cắt giảm tỷ lệ chi tiêu công cho lĩnh vực này ngay cả khi nguồn tài chính từ thu ngân sách hạn hẹp, bị sụt giảm. Đặc biệt, chính phủ các nước cần tập trung nguồn lực tài chính cho các đối tượng là các hộ nghèo, người dân tộc thiểu số, trẻ em,….
+ Giảm tỉ lệ chi tiêu chính phủ cho giáo dục, tuy nhiên cần tăng hiệu quả của các nguồn đầu tư cho lĩnh vực giáo dục, đồng thời huy động nguồn lực tư nhân đầu tư vào lĩnh vực giáo dục.
+ Cần tăng cường vai trò giám sát của người dân trong việc cung ứng dịch vụ công cho giáo dục và trong phân bổ NSNN. Một điều kiện quan trọng là các cơ quan quản lý và đơn vị trực tiếp cung ứng dịch vụ phải thông báo đầy đủ thơng tin (về loại hình hỗ trợ, mức độ hỗ trợ, mục tiêu hỗ trợ của hoạt động) cho cộng đồng dân cư. Với các ý kiến của người dân liên quan đến chi tiêu cơng, cần có giải trình kịp thời, xác đáng. Thường xuyên khuyến khích người dân nêu ý kiến, kiến nghị một cách thực chất.
- Đối với tổng mức chi tiêu công cho cả y tế và giáo dục khơng có tác động đến HDI trong ngắn hạn nhưng lại có tác động thuận chiều trong dài hạn. Chính vì vậy, cần tăng cường đầu tư cho y tế và giáo dục từ sớm để thúc đẩy HDI trong tương lai. Giải pháp cụ thể:
+ Chính vì tác động ổn định và lâu dài của chi tiêu chính phủ cho y tế và giáo dục tới chỉ số phát triển con người HDI. Cho nên, chính phủ cần tập trung
lên phương án phân bổ nguồn lực một cách hợp lý cho chi tiêu đặc biệt là trong lĩnh vực y tế và giáo dục. Bên cạnh đó, cần có kế hoạch dài hạn,