Kiểm định hiện tượng tự tương quan phần dư trên dữ liê ̣u bảng– Wooldridge

6. Kết cấu của báo cáo nghiên cứu

4.7 Kiểm định hiện tượng tự tương quan phần dư trên dữ liê ̣u bảng– Wooldridge

(2002) và Drukker (2003)

Hiê ̣n tượng tự tương quan phần dư có thể ảnh hưởng đến chất lượng hiệu quả của ước lượng các tham số mô hình, làm giảm thiểu hoặc mất đi độ tin câ ̣y kiểm đi ̣nh hê ̣ số. Để kiểm tra hiện tượng tự tương quan, tác giả sử dụng phương pháp Wooldridge (2002) và Drukker (2003) và đặt giả thuyết kiểm định như sau:

Giả thuyết H0: Mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan bậc 1 Giả thuyết H1: Mơ hình có hiện tượng tự tương quan bậc 1

Bảng 4. 8 Kết quả kiểm tra tự tương quan mơ hình Chi bình Phương (χ2) p-value

11.829 0.0010

Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 693 quan sát của 63 tỉnh thành ở Việt Nam trong giai đoạn 2002 – 2012 (Phụ lục 6)

Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata cho kết quả ở bảng 4.8 cho kết quả với p-value là 0.0010 nhỏ hơn α = 0.05. Suy ra, đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5% cho thấy tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong mơ hình.

Kết luận: Có tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong mơ hình với mức ý

nghĩa 5%.

4.8 Phân tích kết quả hồi quy FEM, REM và FGLS

Trong phương pháp thực hiện hồi quy cho mơ hình này, tác giả sẽ lần lượt tiếp cận các mơ hình từ đơn giản đến phức tạp, với mục đích là khắc phục các khuyến khuyết kiểm định của mơ hình hồi quy. Bắt đầu với các mơ hình hồi quy dữ liệu bảng hiệu ứng tác động cố định (Fixed effect – FEM), hồi quy dữ liệu bảng hiệu ứng tác động ngẫu nhiên (Random effect – REM).

Tuy nhiên FEM và REM khơng kiểm sốt được hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan, dẫn tới việc sử dụng mơ hình FGLS, Green (2000) (Feasible Generalized Least Squares). Tác giả cũng sử dụng phương pháp kiểm soát hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan trên FGLS nhằm khắc phục các khiếm khuyết dữ liệu mẫu đã được phát hiện bởi kiểm định Greene (2000), Wooldridge (2002) và Drukker (2003).

Bảng 4. 9 Kết quả hồi quy mơ hình (1) (2) (3) FEM REM FGLS ltcg -0.163*** -0.161*** -0.0816** (-3.21) (-3.61) (-2.22) ptkt -0.0167 -0.0318* -0.0734*** (-0.87) (-1.72) (-3.35) matdo -0.213 0.00973 0.0447** (-1.40) (0.32) (2.28) fdi -0.00323 -0.00283 -0.00854*** (-0.65) (-0.58) (-2.69) open -0.0224* -0.0150 0.00238 (-1.96) (-1.64) (0.28) _cons 1.001*** 0.558*** 0.705*** (2.69) (3.65) (4.39) N 693 693 693 *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%

Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 693 quan sát của 63 tỉnh thành ở Việt Nam trong giai đoạn 2002 – 2012 (Phụ lục 7)

Ở bảng 4.9 các mơ hình 1, 2, 3 đều cho kết quả tương đồng giữa một số biến với nhau và đồng nhất. Kết quả hồi quy ở bảng 4.9 cho thấy biến ltcg, ptkt, fdi và

open có tác động ngược chiều tới biến phụ thuộc có ý nghĩa thống kê trong 3 mơ hình

cùng chiều tới biến phụ thuộc. Từ dữ liệu khảo sát qua kết quả thực nghiệm hầu hết các biến trong mơ hình đều mang ý nghĩa thống kê.

Xét phần biến độc lập ltcg, thì kết quả thu được cho thấy ở cả ba mơ hình đều có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1% và 5%, chiều tác động đối với biến phụ thuộc là chiều âm, tức một sự gia tăng (suy giảm) của biến độc lập ltcg - sự lệ thuộc chuyển giao (đại điện cho mức độ chi tiêu của tỉnh được tài trợ bởi nguồn ngân sách trung ương) sẽ làm giảm (thúc đẩy) biến phụ thuộc là biến phân cấp tài khóa (đại diện cho tỷ lệ chi tiêu công dưới tỉnh so với tỷ lệ chi cơng tồn tỉnh và dưới tỉnh).

Phần lớn lý thuyết đều gắn liền với các giả thiết và giả định (chẳng hạn giả thiết cử tri trung dung)… Tác động của sự chuyển giao từ nơi có quyền lực cao hơn đối với sự phân cấp tài khóa vẫn chưa được tìm hiểu rộng rãi. Mối quan hệ giữa sự lệ thuộc chuyển giao và phân cấp có thể cùng chiều hay ngược chiều, phụ thuộc vào vai trò và chức năng của chính quyền trung gian nơi có trách nhiệm chuyển giao trợ cấp trung ương đến chính quyền địa phương.

Kết quả hồi quy về mối tương quan nghịch biến giữa lệ thuộc chuyển giao và phân cấp tài khóa của bài nghiên cứu ủng hộ thêm kết quả giả định trong nghiên cứu ở Nga của Freikman và Plekhanov (2009), và nghiên cứu tại Trung Quốc của Alfred M. Wu và Wen Wang (2013). Khi các điều khác khơng đổi thì ở các khu vực lệ thuộc chuyển giao có khuynh hướng phân cấp tài khóa cao hơn. Khi dòng trợ cấp từ trung tâm qua chính quyền khu vực, có thể họ sẽ sử dụng các chuyển giao này hơn là phân phối cho các cấp chính quyền thấp hơn. Khi kiểm sốt tất cả các yếu tố khu vực khác, sự lệ thuộc chuyển giao càng cao thì sự phân cấp tài khóa càng thấp.

Xét phần biến độc lập open, kết quả tương quan âm và có ý nghĩa thống kê 10% chỉ với mơ hình FEM. Điều này có nghĩa là một sự gia tăng trong độ mở thương mại sẽ làm giảm sự phân cấp tài khóa và ngược lại.

So với các biến độc lập khá thì các yếu tố mở rộng thương mại ít được chú ý trong các lý thuyết. Trong khi đó các nghiên cứu của Philip Bodman, Katherine Ford, Tom Gole, Andrew Hodge (2009) lại cho kết quả tương đồng. Một sự gia tăng trong

mở rộng thương mại làm hạn chế chính sách phân cấp tài khóa. Đây cũng là kết quả mơ hình hồi quy trong nghiên cứu của Cristian F Sepulveda, Jorge Martinez-Vazquez (2010).

Xét biến độc lập fdi, hệ số co giãn là -0.00854 có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này có nghĩa là một sự gia tăng trong phân cấp tài khóa làm hạn chế FDI của một quốc gia và ngược lại. Điều này dường như ủng hộ cho nghiên cứu của Alfred M. Wu và Wen Wang (2013) khi hai ơng tìm thấy một mối tương quan âm trong nghiên cứu của mình. Kết luận này tương tự như Yong Wang (2007), quá nhiều phân cấp tài khóa có thể làm tổn thương các chính sách khuyến khích của chính phủ dẫn tới việc phong tỏa FDI và ngược lại.

Tóm lại, các mơ hình hồi quy tìm ra được tác động của các biến độc lập có ý nghĩa thống kê trong mẫu dữ liệu được khảo sát. Giai đoạn từ 2002 – 2012 chỉ ra rằng sự lệ thuộc chuyển giao hay nói các khác là mức độ chi tiêu của tỉnh có tác động ngược ngược chiều tới việc phân cấp tài khóa ở Việt Nam.

4.9 Phân tích phương pháp hồi quy GMM

Việc mở rộng hồi quy GMM là sự cần thiết để so sánh và đối chiếu với các mơ hình hồi quy ở mục 4.8. Do những ưu điểm mà phương pháp GMM mang lại, theo kết quả nghiên cứu của Arellano và Bond (1991), phương pháp hồi quy GMM là một giải pháp mang tính hiệu quả để ước lượng hồi quy mơ hình trong trường hợp mơ hình vừa có hiện tượng phương sai thay đổi, tự tương quan và nội sinh. Mơ hình của Arellano và Bond kiểm soát được hiện tượng tự tương quan giữa phần dư, hiện tượng phương sai thay đổi cũng như nội sinh trong hồi quy. Phương pháp GMM có ước lượng vững và hiệu quả đã được trình bày ở chương 3.

Bảng 4. 10 Kết quả hồi quy mơ hình GMM (1) pctk ltcg -0.557*** (-2.90) ptkt -0.138*** (-3.71) matdo -0.0546 (-1.48) fdi -0.0210 (-1.35) open -0.0248** (-2.36) _cons 1.634*** (3.84) AR(1) 0.000 AR(2) 0.904 Sargan 0.415 N 693

*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%

Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 693 quan sát của 63 tỉnh thành ở Việt Nam trong giai đoạn 2002 – 2012 (Phụ lục 8)

Kết quả thu được từ mơ hình hồi quy theo phương pháp GMM, chỉ số Sargan – p value là 0.415 lớn hơn 0.05, với giả thuyết H0: Số biến cơng cụ trong mơ hình hồi quy là phù hợp, ngược lại giả thuyết vô hiệu H1: Số biến cơng cụ trong mơ hình là khơng phù hợp, điều này cho biết chưa đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0. Tức kết quả test kiểm định Sargan trong mơ hình là đủ và phù hợp cho nghiên cứu. Tương tự kết quả kiểm định AR(1), AR(2) về tự tương quan sai phân bậc 1 của chuỗi sai số trong hai mơ hình đều hợp lệ. Do đó kết quả thu được từ mơ hình GMM có độ tin cậy.

Kết quả hồi quy GMM có ý nghĩa thống kê, phương pháp này khắc phục những nhược điểm mà so với 2 mơ hình FEM, REM. Kiểm sốt được hiện tượng biến nội sinh trong mơ hình so với mơ hình FGLS. Các biến độc lập bao gồm: ltcg, ptkt, open đều có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa từ 5% - 1%.

Chương 5. KẾT LUẬN

5.1 Kết luận chung

Bài nghiên cứu phân tích số liệu của 63 tỉnh thành thuộc Việt nam với cỡ mẫu là 693 quan sát trong thời gian từ năm 2002-2012. Bằng mơ hình GMM, với ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%, một sự gia tăng trong lệ thuộc chuyển giao làm giảm phân cấp tài khóa và ngược lại. Ngồi ra, bài nghiên cứu xác nhận rằng việc nhà nước tăng cường phân cấp chi khơng khuyến khích cho sự phát triển kinh tế địa phương. Tương tự, việc mở rộng thương mại sẽ làm giảm phân cấp tài khóa và ngược lại. Đối với biến độc lập mật độ dân số, kết quả định lượng của mơ hình hồi quy tương quan âm khơng có ý nghĩa thống kê. Cuối cùng, bài nghiên cứu khơng tìm thấy mối tương quan có ý nghĩa thống kê giữa FDI và phân cấp chi.

Xét phần biến độc lập ltcg, thì kết có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%, chiều tác động đối với biến phụ thuộc là chiều âm. Kết quả này tương tự như kết quả nghiên cứu của Freikman và Plekhanov (2009) ở nền kinh tế Nga, và nghiên cứu ở Trung Quốc của Alfred M. Wu và Wen Wang (2013). Mối quan hệ ngược chiều giữa sự phụ thuộc chuyển giao và phân cấp chi tiêu cho thấy rằng từ chính quyền trung gian - chính quyền cấp tỉnh - có thể "giữ lại" bổ sung từ Trung Uơng cho lợi ích riêng. Tác giả nghi ngờ rằng, ở một số vùng, số bổ sung từ Trung Ương có thể đã bị rị rỉ và chưa được sử dụng cho các mục đích như đã dự tính. Các nghiên cứu trước ở Trung Quốc và Nga cũng đã xác nhận vấn đề này sẽ xảy ra ở các nước đang phát triển.

Xét phần biến độc lập ptkt, 3 mơ hình FEM, REM và FGLS đều cho ra độ co giãn âm. Tuy nhiên, kết quả định lượng của mơ hình FEM khơng có ý nghĩa thống kê. Chỉ có 2 mơ hình REM, FGLS và mơ hình GMM tìm thấy được bằng chứng của biến ptkt có bằng chứng mang ý nghĩa thống kê, chiều tác động là âm và có ý nghĩa ở mức 10% cho phương pháp REM và 1% cho GMM, FGLS. Hàm ý việc phát triển kinh tế địa phương không ủng hộ cho sự phân cấp tài khóa.

Đã có những quan điểm lý thuyết khác về tác động ngược chiều của phân cấp tài khóa đến tăng trưởng. Theo Prud’homme (1995) và Tanzi (1996), nếu các giả định của phân cấp tài khóa như: (i) phân cấp nguồn thu tương xứng với nhiệm vụ chi; (ii) năng lực và trách nhiệm giải trình của chính quyền địa phương khơng được thỏa mãn, thì kết quả của phân cấp tài khóa có thể gây phương hại đến tăng trưởng kinh tế và tính hiệu quả. Martinez và McNab (2001) cịn cho rằng phân cấp về tài khóa có thể khuyến khích sự bất ổn của kinh tế vĩ mơ, do đó sẽ dẫn đến suy giảm tăng trưởng kinh tế, bởi vì phân cấp tài khóa có thể làm giảm chi tiêu và các loại thuế của chính phủ trung ương dùng để hỗ trợ cho sự phát triển của nền kinh tế.

Trong khi nhiều nghiên cứu khác cho kết quả là sự phân cấp tài khoá làm chậm tốc độ tăng trưởng. Như nghiên cứu của Zhang, Tao và Zou Heng-fu (1998), nghiên cứu chính quyền trung ương và địa phương đã ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế Trung Quốc kể từ khi cải cách bắt đầu vào cuối năm 1970. Tác giả thấy rằng phân cấp chi tiêu chính phủ có liên quan với tăng trưởng kinh tế thấp hơn trong mười lăm năm qua. Woller và Phillips (1998) nghiên cứu về mối tương quan giữa phân cấp tài khóa và các sự phát triển kinh tế của các quốc gia kém phát triển. Dù kết quả khơng có ý nghĩa đối với tồn bộ mẫu dữ liệu từ 1974-1991 nhưng tác giả đã tìm thấy mối tương quan nghịch đối với các quốc gia này. Hay Davoodi, Xie, Zou (1999) xây dựng một mơ hình đơn giản xem xét sự tăng trưởng nội sinh với chi tiêu của các cấp chính quyền khác nhau với kinh tế Hoa Kỳ trong giai đoạn 1984-1994 (Có 3 cấp chính quyền được phân tích bao gồm Liên bang, bang và chính quyền địa phương). Kết quả cho thấy phân cấp chi giữa liên bang và địa phương làm tối đa hóa tăng trưởng. Hàm ý của nghiên cứu này cho thấy rằng rằng sự phân cấp hơn nữa trong việc chi tiêu cơng có thể gây hại cho sự phát triển của quốc gia. Các nghiên cứu khác của Behnisch, Buttner và Stegarescu (2002), Phillip và Isah (2012) cũng phát hiện phân cấp tài khóa tác động tiêu cực lên tăng trưởng của quốc gia.

Các đề tài nghiên cứu ở trong nước về mối tương quan giữa phân cấp tài khóa và phát triển kinh tế như nghiên cứu Nguyễn Phi Lân (2009) kết luận rằng trong giai đoạn 1997 - 2001, biến phân cấp quản lý chi thường xuyên và chi đầu tư xây dựng cơ

bản tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế địa phương với mức ý nghĩa thống kê là 1%. Còn giai đoạn 2002 - 2007, phân cấp chi đầu tư có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế địa phương, cịn chi thường xun thì có tác động ngược lại. Nguyễn Khắc Minh (2008) từ cùng với phương pháp tiếp cận tham số (dựa trên hàm sản xuất ngẫu nhiên) và phương pháp tiếp cận phi tham số (dựa trên DEA) đã chỉ ra tính phi hiệu quả trong chi tiêu công tồn tại trong cả chi tiêu công và đầu tư công hàng năm. Hoàng Thị Chinh Thon và cộng sự (2010) cho rằng nguồn chi cho đầu tư cấp huyện cần được tăng cường, trong khi chi tiêu đầu tư cấp tỉnh nên giảm để thúc đẩy tăng trưởng kinh tế của địa phương.

Xét phần biến độc lập open, với việc tương quan âm và có ý nghĩa ở mức 5%. Như trên, kết quả này bổ trợ thêm cho các nghiên cứu trước của Philip Bodman, Katherine Ford, Tom Gole, Andrew Hodge (2009), Cristian F Sepulveda, Jorge Martinez-Vazquez (2010). Điều này có nghĩa là một sự gia tăng trong độ mở thương mại sẽ làm giảm sự phân cấp tài khóa và ngược lại.

Cuối cùng, đối với biến độc lập matdo, kết quả định lượng của mơ hình hồi quy chỉ xuất hiện xu hướng khơng có ý nghĩa thống kê. Ta có thể thấy rằng, mật độ dân số càng cao thì chi phí dịch vụ cơng thấp hơn do có sự gia tăng việc hồn lại mức độ các khoản dịch vụ công. Mật độ dân số thấp gia tăng chi phí dịch vụ với điều kiện các yếu tố khác cố định. Các nghiên cứu trước đều chỉ ra mối quan hệ cùng chiều giữa quy mô dân số với sự phân cấp tài khóa và mối quan hệ ngược chiều giữa mật độ dân số và sự phân cấp tài khóa (Kee, 1977; Cerniglia, 2003; Freinkman và Plekhanov, 2005; Bodman và Hodge, 2010).

5.2 Gợi ý chính sách

Kể từ lúc Chính phủ Việt Nam thực hiện Đổi Mới kinh tế 1986, các cải cách chính sách tài khóa diễn ra mạnh mẽ tới ủy ban nhân dân các cấp tại 63 tỉnh thành trong cả nước. Cụ thể cấp tỉnh-thành, cấp quận-huyện, và cấp phường-xã. Quốc Hội và Chính phủ ban hành Luật Ngân sách năm 1996 như là bước đi đầu tiên trong phân cấp quản lý tài khóa của Việt Nam. Bước đi này tạo tiền đề cho ủy ban nhân dân các