CHƯƠNG 5 KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH
5.3.2. Hướng nghiên cứu tiếp theo
- Phân tích chi tiêu chính phủ thành chi tiêu cho từng lĩnh vực có thể tác động đến tăng trưởng kinh tế.
- Mở rộng các biến giải thích có liên quan đến tăng trưởng để tăng tính vững cho mơ hình nghiên cứu.
- Sử dụng các phương pháp ước lượng khác nhau để so sánh với kết quả thu được từ nghiên cứu này. Kiểm tra và xử lý vấn đề nội sinh (nếu có) khi ước lượng mơ hình nghiên cứu.
TÓM TẮT CHƯƠNG 5
Nghiên cứu đã kiểm định tác động của chi tiêu chính phủ đến tăng trưởng kinh tế dựa trên hồi quy dữ liệu bảng bằng phương pháp FGLS, kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng chi tiêu chính phủ có tác động âm đến tăng trưởng kinh tế. Bên cạnh đó, tác giả đã tìm ra mức ngưỡng chi tiêu thường xuyên tiềm năng là 14.97%, đồng thời tác giả cũng tìm thấy tác động hiệu ứng ngưỡng của chi tiêu thường xuyên đến tăng trưởng kinh tế là tác động âm khi chi tiêu thường xuyên lớn hơn giá trị ngưỡng. Tác động của hiệu ứng ngưỡng này là không giống như kỳ vọng về lý thuyết về đường cong Armey. Ngoài ra, nghiên cứu còn phát hiện đầu tư của nền kinh tế, độ mở thương mại có tác động dương đến tăng trưởng, còn tỷ lệ lạm phát, tốc độ tăng trưởng dân số các tác động âm đến tăng trưởng.
Trên cơ sở đó, tác giả đưa ra một số kiến nghị về mặt hàm ý chính sách như sau:
- Kiểm sốt chặt chẽ chi tiêu công đặc biệt là chi thường xuyên, tái cấu trúc tài khóa theo hướng giảm chi tiêu công.
- Chú trọng vào đầu tư ở cả khu vực công và tư, khuyến khích xuất và nhập khẩu hàng hóa và dịch vụ ra nước ngồi.
- Kiểm soát lạm phát.
Tác giả cũng đã nêu lên một số hạn chế của đề tài và hướng mở rộng đối với các nghiên cứu sau, trong đó cần phân tách chi tiêu chính phủ thành chi tiêu cho các ngành khác nhau.
Tài liệu tiếng Việt
Nguyễn Quang Trung, 2014. Tác động của chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia Đông Nam Á. Tạp chí Khoa học Trường Đại học Mở Tp. HCM, số 3 (36),
trang 51-59.
Nguyễn Văn Phúc, 2009. Mối quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng. Tạp chí Khoa học
Đại học Mở Tp. HCM, số 2 (15), trang 49-54.
Phạm Thế Anh, 2008. Chi tiêu chính phủ và tăng trưởng kinh tế: Khảo sát lý luận tổng quan. Tạp chí Nghiên cứu Kinh tế, số 365.
Sử Đình Thành, 2013. Hiệu ứng ngưỡng chi tiêu công và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam: Kiểm định bằng phương pháp Bootstrap. Tạp chí Phát triển Kinh tế, số 268,
trang 12-22.
Tài liệu tiếng Anh
Abounoori, E. & Nademi, Y., 2010. Government size threshold and economic growth in Iran. International journals of Business and Development Studies, 95-108.
Albatel, A. H., 2000. The Relationship between government expenditure and economic growth in Saudi Arabia. Journal of King Saud University, Administrative Sciences:
12(2): 173-191.
Altunc, O. F. & Aydin, C, 2013. The relationship between optimal size of government and economic growth: Empirical evidence from Turkey, Romania and Bulgaria.
Procedia - Social and Behavioral Sciences, 92:66-75.
Arellano, M. & Bond, S., 1991. Some Tests of Specification for Panel Data: Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations. The Review of Economic Studies, 58(2): 277-297.
and Sons.
Baltagi, B. H., 2008. Forecasting with panel data. Journals of forecasting, 27: 153-173. Barro, R. J., 1990. Government spending in a simple model of endogenous growth.
Journal of Political Economy, 98:103-126.
Cameron, D., 1982. On the limits of public economy. Annals of the Academi of Political and Social Sience, 495(1):46-62.
Chen, S. T., & Lee, C. C., 2005. Government size and economic growth in Taiwan: A threshold regression approach. Journal of Policy Modeling, 27(9):1051-1066.
Chiou-Wei, S. Z., Zhu, Z. & Kuo, Y. H., 2010. Government size and economic growth: an application of the smooth transition regression model. Applied Economics Letters,
17(14): 1405-1415.
Christie, T. A., 2011. Essay on Fiscal Policy and Economic Growth. Georgia State
University.
Davoodi, H., & Zou, H., 1998. Fiscal Decentralization and Economic Growth: A Cross-Country Study. Journal of Urban Economics, 43:244-257.
Devarajan, S., Swaroop, V., & Zou, H., 1996. The composition of public expenditure and economic growth. Journal of Monetary Economics, 37:313-344.
Folster, S. & Henrekson, M., 2001. Growth Effects of Government Expenditure and Taxation in Rich Countries. European Economic Review, 45(8): 1501–1520.
Ghosh, S. & Gregoriou, A., 2008. The composition of government spending and growth: Is current or capital spending better? Oxford Economic Papers. 60(3): 484-
516.
Hansen, B. E., 1999. Threshold Effect in Non-dynamid Panels: Estimation, Testing and Inference. Journals of Econometric, 93:345-368.
68:575-603.
Herath, S., 2012. Size of government and economic growth: a nonlinear analysis.
Economic Annals, 57(194):7-30.
Kormendi, R. & Meguire, P., 1985. Macroeconomic determinants of growth: Cross- country evidence. Journal of Monetary Economics, 16(2): 141-163.
Levine, R. & Renelt, D., 1992. A sensitivity analysis of cross-country growth regressions, American. Economic Review 82: 942-963.
Loizides, J. & Vamvoukas, G., 2005. Government Expenditure and Economic Growth: Evidence from Trivariate Causality Testing. Journal of Applied Economics, 8:125-152. Mankiw, N. G., D. Romer, and D. Weil, 1992. A Contribution to the Empirics of Economic Growth. Quarterly Journal of Economics, 107:407-438.
Solow, R. M., 1956. A contribution to the theory of economic growth. Quaterly Journals of Economics, 70(1): 65-94.
Su Dinh Thanh & Bui Thi Mai Hoai, 2015. The threshold of government size and economic growth for ASEAN countries: An analysis of smooth transition regression model. Southest asian journals of economics, 3(1):103-124.
Vedder, R. K. & Gallaway, L. E., 1998. Government size and economic growth.
Prepared for the Joint Economic Committee Jim Saxton (R-NJ).
Yamamura, E., 2011. Decomposition of the effect of government size on economic growth. Economics Letters, 112: 230-232.
Phụ lục A: Các quốc gia trong mẫu nghiên cứu:
STT Tên quốc gia STT Tên quốc gia
1 Armenia 15 Maldives 2 Azerbaijan 16 Mongolia 3 Bangladesh 17 Myanmar 4 Buhtan 18 Nepal 5 Cambodia 19 Pakistan 6 Fiji 20 Papua New Guinea
7 Georgia 21 Sri Lanka
8 India 22 Tajikistan
9 Indonesia 23 Thailand
10 Kazakhstan 24 Tonga
11 Korea, Republic of 25 Uzbekistan 12 Kyrgyz Republic 26 Vanuatu 13
Lao People's Democratic
Republic 27 Vietnam
Bảng 1: Thống kê mô tả các biến
Bảng 2: Tương quan giữa các biến
Bảng 3: Hệ số phóng đại phương sai VIF mơ hình 1 và mơ hình 2
gpop 540 1.307278 .9235303 -2.66 4.69 inv 540 25.76783 8.998547 4.03 67.91 inf 540 11.41946 29.86499 -18.11 411.76 open 540 87.28687 42.84826 .31 220.41 igov 540 5.575463 4.28791 0 27.94 cgov 540 17.51644 5.833612 2.01 36.55 gov 540 23.10057 6.921616 3.52 47.67 growth 540 4.455241 5.546355 -17.81 47.34 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max
gpop -0.0886 0.1712 -0.0478 0.3419 0.1687 -0.1124 0.0266 1.0000 inv 0.0914 0.2760 0.1294 0.2699 0.1286 -0.1010 1.0000 inf -0.1656 -0.0374 0.0318 -0.1033 -0.0431 1.0000 open -0.0879 0.4601 0.3895 0.2162 1.0000 igov 0.1104 0.5458 -0.0865 1.0000 cgov -0.1826 0.7873 1.0000 gov -0.0853 1.0000 growth 1.0000 growth gov cgov igov open inf inv gpop
Mean VIF 1.16 inf 1.02 0.977356 gpop 1.05 0.948790 inv 1.09 0.914608 open 1.28 0.779724 gov 1.37 0.731520 Variable VIF 1/VIF
Mean VIF 1.19 inf 1.03 0.974141 inv 1.12 0.892089 gpop 1.16 0.858693 cgov 1.25 0.797183 open 1.29 0.772820 igov 1.30 0.768643 Variable VIF 1/VIF
Mơ hình 1: Mơ hình 2 _cons 5.940867 .9863695 6.02 0.000 4.003227 7.878508 gpop -.5237189 .2590393 -2.02 0.044 -1.03258 -.0148579 inv .0652225 .0270777 2.41 0.016 .0120306 .1184144 inf -.0315943 .0078925 -4.00 0.000 -.0470984 -.0160902 open -.0074541 .0061588 -1.21 0.227 -.0195526 .0046444 gov -.063643 .0393624 -1.62 0.107 -.1409671 .0136811 growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total 16580.7457 539 30.7620514 Root MSE = 5.41 Adj R-squared = 0.0486 Residual 15629.0867 534 29.2679527 R-squared = 0.0574 Model 951.658945 5 190.331789 Prob > F = 0.0000 F(5, 534) = 6.50 Source SS df MS Number of obs = 540
_cons 7.191751 1.004306 7.16 0.000 5.218868 9.164634 gpop -.9052914 .267223 -3.39 0.001 -1.430231 -.380352 inv .0455747 .0269071 1.69 0.091 -.0072823 .0984318 inf -.0295328 .0077584 -3.81 0.000 -.0447736 -.0142921 open -.0050305 .0060712 -0.83 0.408 -.0169569 .0068958 igov .1543579 .0608325 2.54 0.011 .034857 .2738589 cgov -.1605162 .0439064 -3.66 0.000 -.246767 -.0742655 growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total 16580.7457 539 30.7620514 Root MSE = 5.3093 Adj R-squared = 0.0836 Residual 15024.6351 533 28.1888089 R-squared = 0.0939 Model 1556.11057 6 259.351761 Prob > F = 0.0000 F(6, 533) = 9.20 Source SS df MS Number of obs = 540
Mơ hình 1:
Mơ hình 2:
F test that all u_i=0: F(26, 508) = 7.78 Prob > F = 0.0000 rho .32601451 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e 4.6906129 sigma_u 3.2622917 _cons 4.138567 1.687548 2.45 0.015 .8231336 7.454 gpop -.2509365 .3943077 -0.64 0.525 -1.025611 .523738 inv .1287324 .0341656 3.77 0.000 .0616092 .1958556 inf -.0435693 .0071931 -6.06 0.000 -.0577013 -.0294374 open .0234149 .0121775 1.92 0.055 -.0005095 .0473393 gov -.1826237 .0537232 -3.40 0.001 -.2881708 -.0770766 growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = -0.3400 Prob > F = 0.0000 F(5,508) = 13.13 overall = 0.0307 max = 20 between = 0.0396 avg = 20.0 within = 0.1145 min = 20 R-sq: Obs per group:
Group variable: nuoc Number of groups = 27 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 540
F test that all u_i=0: F(26, 507) = 7.28 Prob > F = 0.0000 rho .32452602 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e 4.6450907 sigma_u 3.2196944 _cons 5.005914 1.69092 2.96 0.003 1.683842 8.327987 gpop -.4616266 .3958814 -1.17 0.244 -1.239397 .3161435 inv .1379943 .0339484 4.06 0.000 .0712973 .2046912 inf -.0412477 .0071577 -5.76 0.000 -.0553102 -.0271852 open .0239163 .0120598 1.98 0.048 .000223 .0476095 igov .0517234 .0888518 0.58 0.561 -.1228397 .2262864 cgov -.3087352 .0653533 -4.72 0.000 -.4371319 -.1803385 growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = -0.3707 Prob > F = 0.0000 F(6,507) = 13.00 overall = 0.0598 max = 20 between = 0.0040 avg = 20.0 within = 0.1333 min = 20 R-sq: Obs per group:
Group variable: nuoc Number of groups = 27 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 540
Mơ hình 1
Mơ hình 2:
rho .23325921 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e 4.6906129 sigma_u 2.5871685 _cons 5.21626 1.460778 3.57 0.000 2.353189 8.079332 gpop -.3717676 .346791 -1.07 0.284 -1.051465 .3079302 inv .1170399 .0317584 3.69 0.000 .0547946 .1792852 inf -.0413711 .007174 -5.77 0.000 -.0554318 -.0273104 open .0098 .0094009 1.04 0.297 -.0086254 .0282255 gov -.1590375 .0486534 -3.27 0.001 -.2543964 -.0636787 growth Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(5) = 57.46 overall = 0.0448 max = 20 between = 0.0080 avg = 20.0 within = 0.1123 min = 20 R-sq: Obs per group:
Group variable: nuoc Number of groups = 27 Random-effects GLS regression Number of obs = 540
rho .19574347 (fraction of variance due to u_i) sigma_e 4.6450907 sigma_u 2.2916091 _cons 6.205732 1.419403 4.37 0.000 3.423754 8.98771 gpop -.6404356 .34516 -1.86 0.064 -1.316937 .0360656 inv .1146921 .0311584 3.68 0.000 .0536228 .1757614 inf -.0389774 .0071515 -5.45 0.000 -.0529941 -.0249608 open .0097212 .0090181 1.08 0.281 -.0079538 .0273963 igov .0596917 .0774376 0.77 0.441 -.0920831 .2114665 cgov -.2628887 .0567511 -4.63 0.000 -.3741188 -.1516587 growth Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(6) = 69.16 overall = 0.0775 max = 20 between = 0.0255 avg = 20.0 within = 0.1302 min = 20 R-sq: Obs per group:
Group variable: nuoc Number of groups = 27 Random-effects GLS regression Number of obs = 540
Mơ hình 1:
Mơ hình 2:
Bảng 8: Kiểm định phương sai thay đổi
Mơ hình 1
Prob>chi2 = 0.0388 = 11.72
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 gpop -.2509365 -.3717676 .1208311 .1929155 inv .1287324 .1170399 .0116925 .0131803 inf -.0435693 -.0413711 -.0021983 .0009703 open .0234149 .0098 .0136149 .0078627 gov -.1826237 -.1590375 -.0235862 .0235838 fe re Difference S.E. (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Coefficients Prob>chi2 = 0.0061 = 18.04 chi2(6) = (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 gpop -.4616266 -.6404356 .178809 .2031014 inv .1379943 .1146921 .0233021 .0144427 inf -.0412477 -.0389774 -.0022703 .0011344 open .0239163 .0097212 .014195 .0082166 igov .0517234 .0596917 -.0079683 .0456356 cgov -.3087352 -.2628887 -.0458465 .0339148 fe2 re2 Difference S.E.
(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Coefficients
Prob>chi2 = 0.0000 chi2 (27) = 21884.51
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i in fixed effect regression model
Bảng 9: Kiểm định tự tương quan
Mơ hình 1:
Mơ hình 2:
Bảng 10: Kết quả ước lượng theo phương pháp FGLS
Mơ hình 1:
Prob>chi2 = 0.0000 chi2 (27) = 13997.69
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i in fixed effect regression model
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity
Prob > F = 0.0794 F( 1, 26) = 3.334 H0: no first-order autocorrelation
Wooldridge test for autocorrelation in panel data
Prob > F = 0.0394 F( 1, 26) = 4.706 H0: no first-order autocorrelation
Wooldridge test for autocorrelation in panel data
_cons 4.157563 .6332058 6.57 0.000 2.916502 5.398623 gpop -.4150406 .1879444 -2.21 0.027 -.7834048 -.0466764 inv .0980571 .017008 5.77 0.000 .0647221 .1313921 inf -.0184755 .005004 -3.69 0.000 -.0282832 -.0086679 open .0062387 .0036926 1.69 0.091 -.0009986 .013476 gov -.0978703 .0257198 -3.81 0.000 -.1482801 -.0474604 growth Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(5) = 69.91 Estimated coefficients = 6 Time periods = 20 Estimated autocorrelations = 0 Number of groups = 27 Estimated covariances = 27 Number of obs = 540 Correlation: no autocorrelation
Panels: heteroskedastic
Coefficients: generalized least squares Cross-sectional time-series FGLS regression
Bảng 11: Kết quả hồi quy phương trình bậc 2 theo phương pháp FE Mơ hình 1: _cons 4.519161 .9492571 4.76 0.000 2.658652 6.379671 gpop -.6273558 .2595532 -2.42 0.016 -1.136071 -.1186409 inv .1154788 .0227621 5.07 0.000 .0708659 .1600918 inf -.0155487 .0052159 -2.98 0.003 -.0257717 -.0053258 open .0094707 .0052553 1.80 0.072 -.0008295 .019771 igov .0154835 .0489582 0.32 0.752 -.0804729 .1114398 cgov -.1957722 .0366138 -5.35 0.000 -.2675339 -.1240106 growth Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(6) = 77.94 Estimated coefficients = 7 Time periods = 20 Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 27 Estimated covariances = 27 Number of obs = 540 Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.4271)
Panels: heteroskedastic
Coefficients: generalized least squares Cross-sectional time-series FGLS regression
F test that all u_i=0: F(26, 507) = 7.45 Prob > F = 0.0000 rho .35645815 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e 4.6783711 sigma_u 3.4818539 _cons -.6602091 3.020161 -0.22 0.827 -6.59378 5.273361 gpop -.1591965 .3961897 -0.40 0.688 -.9375721 .6191792 inv .1314074 .0341051 3.85 0.000 .0644028 .1984121 inf -.0429889 .0071808 -5.99 0.000 -.0570966 -.0288812 open .0251111 .012178 2.06 0.040 .0011856 .0490366 gov2 -.0080321 .0041973 -1.91 0.056 -.0162783 .0002141 gov .2124121 .2132723 1.00 0.320 -.2065943 .6314184 growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = -0.4196 Prob > F = 0.0000 F(6,507) = 11.61 overall = 0.0175 max = 20 between = 0.1119 avg = 20.0 within = 0.1208 min = 20 R-sq: Obs per group:
Group variable: nuoc Number of groups = 27 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 540
Bảng 12: Kết quả hồi quy ngưỡng chi tiêu chính phủ
F test that all u_i=0: F(26, 507) = 7.75 Prob > F = 0.0000
rho .3569143 (fraction of variance due to u_i) sigma_e 4.6206407 sigma_u 3.4423082 _cons .6549976 2.517432 0.26 0.795 -4.290885 5.60088 gpop -.2579324 .3901048 -0.66 0.509 -1.024353 .5084885 inv .1325279 .0338426 3.92 0.000 .0660389 .1990168 inf -.0390425 .0071768 -5.44 0.000 -.0531425 -.0249426 open .0256724 .0119953 2.14 0.033 .0021058 .049239 cgov2 -.0125937 .0052647 -2.39 0.017 -.022937 -.0022504 cgov .1837882 .2162446 0.85 0.396 -.2410575 .608634
growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = -0.4189 Prob > F = 0.0000 F(6,507) = 14.03 overall = 0.0407 max = 20 between = 0.0108 avg = 20.0 within = 0.1424 min = 20
R-sq: Obs per group: Group variable: nuoc Number of groups = 27
Fixed-effects (within) regression Number of obs = 540
Heteroskedasticity Test (P-Value): .959331839 R-squared: .052780898
Residual Variance: 29.3562599 Sum of Squared Errors: 15705.599 Degrees of Freedom: 535 Observations: 540 gpop -.56985412 .308956918 inv .054386943 .026497988 inf -.031797702 .008534327 open -.011729661 .007029433 Intercept 5.18572275 1.2616542 ______________________________________________________________________ Independent Variables Estimate St Error
______________________________________________________________________ Heteroskedasticity Correction Used
______________________________________________________________________ Global OLS Estimation, Without Threshold
gpop -1.68385169 .294603092