Báo cáo tổng kết Đề tài Tác động của chất lượng thể chế lên đầu tư công ở các tỉnh / thành của Việt Nam

ằng phân tích đồng liên kết Johansen. Kết quả phân tích đồng liên kết cho thấy bằng chứng về một mối quan hệ dài hạn giữa tham nhũng và đầu tư công. Mặt 13 khác, kết luận được rút ra là tham nhũng có tác động dương đến đầu công ở Thổ Nhĩ Kỳ. Để làm rõ tác động của tham nhũng lên đầu tư công, nhiều mô hình lý thuyết và thực nghiệm đã được phát triển. Chakraborty & Dabla-Norris (2009) phát triển một mô hình tăng trưởng nội sinh chỉ ra trình độ phát triển, tham nhũng và chất lượng đầu tư kém có sự phụ thuộc lẫn nhau. Khung lý thuyết của họ cũng minh họa việc quản lý đầu tư công kém hiệu quả làm giảm năng suất, chèn lấn đầu tư tư nhân và làm giảm tốc độ tăng trưởng. Trong khi đó, Haque & Kneller (2014) phát triển một mô hình tăng trưởng nội sinh với thông tin bất cân xứng giữa chính phủ và bộ máy quan liêu trong đó các viên chức có thể đưa ra các báo cáo giả dối về việc đấu thầu mua sắm có chi phí cao và chất lượng cao mà thực chất là các sản phẩm có chi phí thấp và chất lượng thấp. Điều này làm giảm chất lượng dịch vụ công, làm tăng chi tiêu công và làm sụt giảm kinh tế. Các tác giả sử dụng phương pháp ước lượng 3SLS và bộ dữ liệu bảng gồm 63 quốc gia trong giai đoạn 1980 – 2003 để kiểm định mô hình lý thuyết này. Kết quả cho thấy tham nhũng làm gia tăng đầu tư công. Tuy vậy, Dartanto (2010) sử dụng các chiến lược hỗn hợp của cân bằng Nash để làm rõ mối quan hệ giữa tham nhũng và đầu tư công. Theo đó, Dartanto cho rằng mối quan hệ giữa tham nhũng và đầu tư công có thể vừa dương vừa âm tùy vào mức tham nhũng. Để có thể làm rõ vấn đề này hơn, tác giả sử dụng bộ dữ liệu khảo sát năm 2004 ở 21 tỉnh/thành (phỏng vấn 1.305 doanh nhân) và năm 2006 ở 32 tỉnh/thành (phỏng vấn 1.760 doanh nhân) ở Indonesia và phương pháp ước lượng OLS. Kết quả ước lượng cho thấy mối quan hệ giữa tham nhũng và đầu tư công có dạng phi tuyến bậc hai. Theo đó, đầu tư công tiến tới mức thấp nhất khi chỉ số tham nhũng nằm trong khoảng 4.42 – 4.64. Tác động của chất lượng thể chế lên đầu tư công Hầu hết các tác giả nghiên cứu vấn đề này đều nhận định đầu tư công có mối quan hệ nghịch với chất lượng thể chế. Theo đó, ở những quốc gia nào mà chất lượng thể chế yếu kém thì mức đầu công cao hơn và ngược lại. Nguyên nhân là các chính phủ có thể xem đầu tư công như là phương tiện để trục lợi, mang lại lợi ích cho một vài cá nhân (Keefer & Knack, 2007; Grigoli & Mills, 2014). Keefer & Knack (2007) cho rằng ở những nước có chất lượng quản trị công kém, không có bầu cử trạnh tranh thì mức đầu tư công cao. Để mình chứng điều này, Keefer và Knack đánh giá thực nghiệm tác 14 động của quản trị công lên đầu tư công thông qua phương pháp ước lượng OLS và bộ dữ liệu trong giai đoạn1974 – 1998. Để lý giải cho kết quả này, hai tác giả lập luận rằng các chính phủ sử dụng đầu tư công không hiệu quả, xem đầu tư công như là phương tiện để trục lợi. Bằng chứng này cũng cho thấy việc gia tăng đầu tư công thường đi kèm với việc quản lý yếu kém. Vì vậy, hai tác giả cho rằng việc mở rộng đầu tư cơ sở hạ tầng và đầu tư công trong nước sẽ có ít tác động đến tăng trưởng kinh tế. Hai tác giả khuyến nghị là các nguồn đầu tư cơ sở hạ tầng có lượng vốn đầu tư công lớn nên đi kèm với các chương trình chống tham nhũng để đảm bảo các nguồn lực được đầu tư hiệu quả. Song song đó Grigoli & Mills (2014) nhận thấy chất lượng quản trị thấp làm gia tăng tính thay đổi của đầu tư công và ủng hộ giả thuyết cho rằng chính phủ sử dụng đầu tư công như một phương tiện để trục lợi. Để làm rõ nhận định, Grigoli và Mills đánh giá tác động của chất lượng thể chế lên đầu tư công thông qua việc sử dụng dữ liệu bảng của 144 quốc gia trong giai đoạn 1984-2008 và phương pháp ước lượng OLS và GMM. Kết quả ước lượng xác nhận một mối quan hệ nghịch giữa đầu tư công và chất lượng thể chế. Trái với các nghiên cứu của Keefer & Knack (2007) và Grigoli & Mills (2014) sử dụng các biến đo lường chất lượng thể chế đến từ quản trị công của chính phủ, Xu & Yao (2015) sử dụng các biến chất lượng thể chế đến từ mối quan hệ giữa các dòng tộc trong làng xã của Trung Quốc để nghiên cứu tác động của chất lượng thể chế lên đầu tư công. Theo hai tác giả này, các thể chế chính thống, các quy tắc và chuẩn mực được thiết lập và thực thi bởi các nhóm xã hội có thúc đẩy quản trị công địa phương tốt hơn trong môi trường mà tính dân chủ còn thấp hoặc tính quan liêu cao? Hai tác giả cho rằng câu hỏi này khó mà trả lời bởi vì có nhiều thách thức trong việc định nghĩa và đo lường các thể chế chính thống và xác định các tác động nhân quả của chúng. Để làm rõ nhận định của mình, hai tác giả nghiên cứu tác động của các nhóm dòng tộc, một trong những đại diện quan trọng nhất của các thể chế chính thống ở các vùng nông thôn Trung Quốc, lên việc chi tiêu hàng hóa công địa phương. Bằng cách sử dụng bộ dữ liệu bảng của 220 làng mạc Trung Quốc từ năm 1986 đến năm 2005 và phương pháp ước lượng OLS và fixed effects, hai tác giả phát hiện các trưởng làng đến từ hai dòng tộc lớn nhất ở một làng nọ làm gia tăng đáng kể chi tiêu công địa phương, mối quan hệ này càng mạnh hơn khi các dòng tộc có vẻ gắn kết hơn. 15 Kết luận: Các nghiên cứu trong nước chú ý đầu tư công (hoặc chi tiêu công) đến tăng trưởng kinh tế, đánh giá hiệu quả đầu tư công hay tác động của tham nhũng đến đầu tư công. Các nghiên nước ngoài về tác động của thể chế lên đầu tư công còn khá hạn chế và có hai hướng nghiên cứu chính, một là xem xét tác động của tham nhũng lên đầu tư công và hai là đánh giá tác động của quản trị công/chất lượng thể chế lên đầu tư công. Tuy nhiên, cho đến nay chưa có nghiên cứu đi sâu xem xét tác động của thể chế đến đầu tư công đến các tỉnh /thành của Việt Nam. 3. Mục tiêu Mục tiêu chung: Đánh giá tác động của chất lượng thể chế lên đầu tư công ở các tỉnh/thành của Việt Nam trong giai đoạn 2005 – 2014. • Mục tiêu cụ thể 1: Đánh giá thực nghiệm tác động của chất lượng thể chế lên đầu tư công cho mẫu tổng thể gồm 52 tỉnh/thành ở Việt Nam trong giai đoạn 2005 - 2014. • Mục tiêu cụ thể 2: So sánh tác động này cho ba khu vực ở Việt Nam (miền Bắc, miền Trung và miền Nam). 4. Đối tượng, phạm vi và phương pháp nghiên cứu 4.1. Đối tượng, địa điểm và thời gian nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu là chất lượng thể chế và đầu tư công ở 52 tỉnh/thành của Việt Nam trong giai đoạn 2005 – 2014 . Các biến kiểm soát như chi thường xuyên, nguồn thu ngân sách, lực lượng lao động, GDP bình quân đầu người, độ mở thương mại, chỉ số giá tiêu dùng, và cơ sở hạ tầng. 4.2.Quy mô nghiên cứu Quy mô dự kiến là tất cả các tỉnh/thành của Việt Nam, tuy nhiên trong quá trình thu thập dữ liệu, chỉ có thể nghiên cứu trên 52 tỉnh thành của Việt Nam. 4.3.Phương pháp nghiên cứu Đề tài sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng với phương pháp hồi quy D-GMM. Phương pháp hồi quy GMM sai phân được phát triển bởi Arellano và Bond (1995) và Blundell và Bond (1998) để xử lý các vấn đề này. Phương pháp 16 hồi quy GMM sai phân dữ liệu bảng Arellano-Bond sử dụng các độ trễ thích hợp của các biến được công cụ (instrumented variables) để tạo nên các biến công cụ (instruments). Ngoài ra nó còn khai thác dữ liệu gộp của bảng và không ràng buộc độ dài chuỗi dữ liệu thời gian của các đơn vị bảng trong bảng dữ liệu. Điều này cho phép sử dụng một cấu trúc trễ thích hợp để thai thác đặc tính động của dữ liệu. Tính phù hợp của các biến công cụ trong ước lượng GMM sai phân dữ liệu bảng được đánh giá thông qua thống kê Sargan và thống kê Arellano-Bond. Kiểm định Sargan với giả thuyết null H0: biến công cụ có tính ngoại sinh, nghĩa là nó không tương quan với sai số. Vì thế p-value của thống kê Sargan càng lớn càng tốt. Kiểm định Arellano-Bond được dùng để phát hiện tự tương quan chuỗi ở sai phân bậc 1. Vì thế, kết quả kiểm định tương quan chuỗi bậc một AR(1) không cần quan tâm trong khi tự tương quan chuỗi bậc hai AR(2) được kiểm định dựa trên chuỗi sai phân bậc 1 của sai số để phát hiện hiện tượng tự tương quan bậc một của nó. 17 PHẦN NỘI DUNG 1.Mô hình và dữ liệu nghiên cứu 1.1.Mô hình nghiên cứu Để đánh giá tác động của chất lượng thể chế lên đầu tư công cho các tỉnh/thành ở Việt Nam trong giai đoạn 2005 – 2014, đề tài thực hiện mô hình ước lượng sau: GINV: biến đầu tư công và INS: biến chất lượng thể chế. Phương trình (1) là mô hình động. ΔGINV= GINVit – GINVit-1 là sai phân bậc nhất của GINV, đại diện cho tốc độ gia tăng của đầu tư công; GINVit-1 ở phía bên phải của phương trình đại diện mức đầu tư công ban đầu; Xit là vector bao gồm các biến kiểm soát, bao gồm chi thường xuyên, nguồn thu ngân sách, lực lượng lao động, GDP bình quân đầu người, độ mở thương mại, chỉ số giá tiêu dùng và cơ sở hạ tầng; ηi là sai số không quan sát được (đặc điểm riêng của từng tỉnh/thành, bất biến theo thời gian) và ζit là sai số quan sát được. Có nhiều vấn đề nghiêm trọng về kinh tế lượng từ việc ước lượng các phương trình thực nghiệm (1) như sau: (1) Một số biến như chẳng hạn chi thường xuyên, nguồn thu ngân sách có thể là các biến nội sinh (có mối quan hệ hai chiều giữa các biến này với biến đầu tư công). Vì thế, các biến nội sinh này có thể tương quan với đại lượng sai số, đưa đến hiện tượng nội sinh. (2) Các đặc tính vùng miền, bất biến theo thời gian (các tác động cố định) như là địa lý, văn hóa và nhân chủng học, có thể tương quan với các biến giải thích. Các tác động cố định này hiện diện trong đại lượng sai số ηi của các phương trình thực nghiệm. (3) Sự hiện diện của biến trễ của biến phụ thuộc GINVit-1 đưa đến khả năng tự tương quan cao. (4) Dữ liệu bảng có thời gian quan sát ngắn (T = 10) và số lượng các đơn vị bảng (các tỉnh/thành) lớn (N = 52). Tất cả 4 vấn đề trên có thể khiến hồi quy OLS không nhất quán và ước lượng bị chệch và phương pháp GMM sai phân sẽ khắc phục được các vấn đề trên. 18 1.2. Dữ liệu nghiên cứu Bộ dữ liệu nghiên cứu được trích xuất để hình thành dữ liệu bảng của 52 tỉnh/thành trong giai đoạn 2005 – 2014 từ Tổng cục thống kê Việt Nam (GSO). Có 11 trong số 63 tỉnh/thành bị loại bỏ khỏi dữ liệu nghiên cứu do số liệu không đầy đủ. Các biến trong mô hình nghiên cứu được xác định và tính toán như sau: • Đầu tư công (GINV): vốn đầu tư công, đây là khoản chi đầu tư phát triển tại địa phương. Biến này dùng dưới dạng tỷ lệ % của GDP. • Chất lượng thể chế (PCI): đây là chỉ số cạnh tranh cấp tỉnh. Chỉ số này có được từ các cuộc khảo sát Chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh Việt Nam, được thực hiện kết hợp bởi Cơ quan phát triển quốc tế của Hoa Kỳ và Phòng thương mại và công nghiệp Việt Nam, để đánh giá và xếp hạng các chính quyền địa phương dựa vào môi trường luật lệ của các tỉnh/thành nhằm giúp cho sự phát triển của khu vực tư nhân. Chỉ số PCI được sử dụng trong khá nhiều nghiên cứu về quản trị công của các tỉnh/thành ở Việt Nam như Malesky & Taussig (2009), Malesky (2008), Tran et al. (2008), Vu et al. (2007), Nguyen & van Dijk (2012), Dang (2013), và Nguyen (2015a). Biến này được sử dụng dưới dạng chỉ số khảo sát được công bố. • Chi thường xuyên (GEXP): chi thường xuyên của địa phương. Biến này được dùng dưới dạng % của GDP. • Nguồn thu ngân sách (GREV): nguồn thu ngân sách chủ yếu từ thuế của tỉnh/thành. Biến này được dùng dưới dạng % của GDP. • Lực lượng lao động (LABO): tỷ lệ giữa người trong độ tuổi lao động (15 – 64) và tổng dân số của một tỉnh/thành (%). • GDP bình quân đầu người thực (GDP): biến này đại diện cho tăng trưởng kinh tế ở một tỉnh/thành. Biến được sử dụng dưới dạng logarithm. • Độ mở thương mại (OPEN): tỷ lệ giữa tổng xuất nhập khẩu và GDP của tỉnh/thành (%). Biến này đại diện cho chính sách mở cửa của một tỉnh/thành. • Chỉ số giá tiêu dùng (CPI): đại diện cho lạm phát của tỉnh/thành. Biến được sử dụng dưới dạng logarithm. 19 • Cơ sở hạ tầng (TELE): Cơ sở hạ tầng có thể được đo lường theo nhiều cách khác nhau như độ dài của đường cao tốc trên 1 kilomet vuông (Du et al., 2008), chiều dài của đường ray xe lửa (Kuzmina et al., 2014) hoặc số thuê bao điện thoại trên 100 dân (Bissoon, 2011; Nguyen, 2015a & 2015b). Biến này đại diện cho sự phát triển cơ sở hạ tầng ở một quốc gia. Trong nghiên cứu này, biến này được lấy theo số thuê bao điện thoại trên 100 dân và đại diện cho sự phát triển của cơ sở hạ tầng ở tỉnh/thành. Biến được dùng dưới dạng logarithm. Ngoài hai biến chính trong mô hình nghiên cứu (chất lượng thể chế và đầu tư công), các biến kiểm soát sau được lựa chọn và sử dụng dựa trên các nghiên cứu trước đó như: nguồn thu ngân sách (Grigoli & Mills, 2014), lực lượng lao động (Keefer & Knack, 2007; De la Croix & Delavallade, 2009; Dartanto, 2010; Grigoli & Mills, 2014), GDP bình quân đầu người (Keefer & Knack, 2007; Dartanto, 2010; Grigoli & Mills, 2014), chỉ số giá tiêu dùng (Keefer & Knack, 2007; Grigoli & Mills, 2014), cơ sở hạ tầng (Grigoli & Mills, 2014). Thêm vào đó, bài viết còn đưa thêm hai biến chi thường xuyên và độ mở thương mại vào để nghiên cứu. Thống kê mô tả các biến được trình bày trong Bảng 1. Kết quả cho thấy đầu tư công trung bình ở các tỉnh/thành ở Việt Nam chiếm tỷ lệ khoảng 6.44% GDP. Đây là tỷ lệ cũng ở mức vừa phải. Tuy nhiên mức chênh lệch giữa tỉnh có mức đầu tư cao nhất và thấp nhất là khá lớn, 27.274% so với mức 0.831%. Số liệu thống kê từ Tổng cục thống kê Việt Nam 2014 cho thấy phần lớn đầu tư công cao tập trung ở các tỉnh miền núi như Cao Bằng, Lào Cai, Yên Bái, Phú Thọ và các tỉnh thuộc miền Trung như Ninh Thuận, Đăk Nông, đa phần các tỉnh này có chất lượng cơ sở hạ tầng chưa tốt. Đáng chú ý cũng có sự chênh lệch khá cao ở chất lượng thể chế giữa tỉnh có chất lượng thể chế tốt nhất và tỉnh có chất lượng thể chế thấp nhất với mức 77.2 điểm và 37.96 điểm. Trong những năm gần đây, những tỉnh được xem là có chất lượng thể chế khá tốt phần lớn tập trung ở khu vực phía Nam (Cần Thơ, TP. Hồ Chí Minh, Vĩnh Long, An Giang, Bình Dương,). Đáng chú ý một số tỉnh phía Bắc có sự nâng cao chất lượng thể chế khá tốt như Vĩnh Phúc, Thái Nguyên, Ninh Bình, Bắc Ninh. 20 Bảng 1: Thống kê mô tả các biến Các biến Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Nhỏ nhất Lớn nhất Đầu tư công (GINV) 520 6.446 4.488 0.831 27.274 Chất lượng thể chế (PCI) 520 57.236 6.287 37.96 77.2 Chi thường xuyên (GEXP) 520 12.379 6.983 1.021 51.583 Thu ngân sách (GREV) 520 27.613 14.823 5.576 98.279 Lực lượng lao động (LABO) 520 55.765 4.890 36.62 67.396 GDP bình quân đầu người (GDP) 520 25.329 31.962 7.262 298.691 Độ mở thương mại (OPEN) 520 87.820 117.98 1.052 894.168 Chỉ số giá tiêu dùng (CPI) 520 110.462 6.325 99.2 140 Cơ sở hạ tầng (TELE) 520 623.200 130.73 338.7 1135.29 Bảng 2: Ma trận tương quan giữa các biến GINV PCI GEXP GREV LABO GDP OPEN CPI TELE GINV 1.00 PCI -.025 1.00 GEXP .546*** -.332*** 1.00 GREV .396*** .057 .279*** 1.00 LABO -.169*** .009 .262*** -.070 1.00 GDP -.349*** .388*** -.588*** -.085* -.096 1.00 OPEN -.175*** .307*** -.345*** .033 .091** .415*** 1.00 CPI .082* -.102** .037 .035 -.040 -.116*** -.025 1.00 TELE -.214*** .289*** -.282*** .061 .131*** .541*** .243*** .011 1.00 ***, ** và * mức ý nghĩa ở sai biệt thống kê lần lượt là 1%, 5% và 10%. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến được cho trong Bảng 2. Ngoại trừ chất lượng thể chế, tất cả các hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc và biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê. Theo đó, chi thường xuyên, nguồn thu ngân sách, chỉ số giá tiêu dùng có tương quan dương trong khi lực lượng lao động, tăng trưởng kinh tế, độ mở thương mại và cơ sở hạ tầng có tương quan âm với đầu tư công. Ngoài ra, độ lớn của tất cả các hệ số tương quan giữa các biến độc lập nhỏ 21 hơn 0.8, giúp loại trừ khả năng đa cộng tuyến giữa các biến này. Vì vậy, nghiên cứu quyết định sử dụng tất cả các biến trong mô hình thực nghiệm. 2.Kết quả nghiên cứu Kết quả ước lượng từ phương pháp GMM sai phân bảng Arellano – Bond được trình bày trong Bảng 3. Dấu dương của hệ số ước lượng của chất lượng thể chế ngược với dấu âm của hệ số tương quan giữa chất lượng thể chế và đầu tư công trong Bảng 2. Điều này cho thấy có sự hiện diện của hiện tượng nội sinh giữa biến phụ thuộc và biến độc lập. Vì vậy, việc áp dụng phương pháp GMM sai phân bảng Arellano – Bond với các biến công cụ có thể phù hợp cho mô hình thực nghiệm này. Để đánh giá tính phù hợp của biến công cụ trong ước lượng GMM sai phân và tính tự tương quan chuỗi của sai số, nghiên cứu thực hiện kiểm định Sargan và kiểm định Arellano – Bond. Các kết quả từ những kiểm định này (Bảng 3, Bảng 4, Bảng 5 và Bảng 6) cho thấy tất cả các giả thuyết null đều bị bác bỏ (p-value có giá trị lớn hơn 0.1). Vì thế, các biến công cụ là phù hợp và không có hiện tượng tự tương quan chuỗi ở sai phân bậc hai. Kết quả ước lượng tác động của chất lượng thể chế lên đầu tư công cho mẫu tổng thể được trình bày trong Bảng 3. Theo đó, (1) Biến trễ của đầu tư công có tác động âm ý nghĩa lên đầu tư công, xác định sự hội tụ về tỷ lệ đầu tư công theo GDP ở các tỉnh/thành của Việt Nam; (2) Chất lượng thể chế có tác động dương ý nghĩa lên đầu tư công; (3) Chi thường xuyên, nguồn thu ngân sách, và chỉ số giá tiêu dùng có tác động dương ý nghĩa trong khi độ mở thương mại có tác động âm ý nghĩa lên đầu tư công. Kết quả ước lượng cho mẫu tổng thể ở Bảng 3 cho thấy chất lượng thể chế có tác động thúc đẩy sự gia tăng của đầu tư công ở các tỉnh/thành nói chung ở Việt Nam. Điều này cũng khá phù hợp nghiên cứu của Xu & Yao (2015) khi cho thấy rằng việc gia tăng chất lượng thể chế thúc đẩy việc đầu tư công nhiều hơn. Tuy nhiên, kết quả này cũng trái ngược với các nghiên cứu của Keefer & Knack (2007) và Grigoli & Mills (2014) cho rằng việc tăng cường chất lượng thể chế sẽ làm giảm đầu tư công. Vậy điều này sẽ được lý giải như thế nào cho trường hợp của Việt Nam? Thứ nhất, đầu tư công có tác động dương lên tăng trưởng kinh tế bởi vì nó góp phần vào cải thiện và duy trì chất lượng cơ sở hạ tầng để thúc đẩy các hoạt động kinh tế và gia tăng tích lũy vốn con người thông qua các dự án đầu tư công trong y tế và giáo dục (Blankenau & Simpson, 2004). 22 Một số nghiên cứu thực nghiệm gần đây cũng cho thấy đầu tư công có tác động dương ý nghĩa lên tăng trưởng kinh tế (Fatima, 2012; Phetsavong và Ichihashi, 2012; Uddin & Aziz, 2014 và Abiad et al., 2015). Abiad et al. (2015) khẳng định sự gia tăng của đầu tư công góp phần vào tăng trưởng kinh tế ở 17 quốc gia OECD cả trong ngắn hạn lẫn dài hạn, đặc biệt là đầu tư công còn thúc đẩy đầu tư tư nhân và làm giảm thất nghiệp. Điều này cho thấy đầu tư công đóng vai trò quan trọng trong nền kinh tế. Thứ hai, trong thời gian qua, có thể nhận thấy đầu tư công là một trong các công cụ điều hành vĩ mô của Chính phủ Việt Nam. Trong những năm suy giảm kinh tế, thất nghiệp cao, Chính phủ Việt Nam đẩy mạnh chi tiêu thông qua đầu tư công để thúc đẩy tăng trưởng và tạo nhiều việc làm. Thứ ba, Trần Nguyễn Ngọc Anh Thư & Lê Hoàng Phong (2014) khẳng định đầu tư công có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam trong dài hạn. Như vậy, ngoài việc làm giảm khả năng trục lợi của những người phụ trách, việc nâng cao chất lượng thể chế cũng giúp cho việc đầu tư công ở Việt Nam tăng lên, và điều này cuối cùng thúc đẩy tăng trưởng kinh tế trong dài hạn. Bên cạnh chi đầu tư thì chi thường xuyên cũng là một khoản tiêu dùng của chính phủ. Thành phần của nó khá đa dạng, bao gồm các khoản chi cho hành chính, chi cho các hoạt động trong giáo dục, khoa học và công nghệ. Bose et al. (2007) lập luận trong lý thuyết tăng trưởng rằng giáo dục, khoa học, công nghệ, môi trường và y tế là những yếu tố quan trọng cho triển vọng kinh tế trong tương lai. Kết quả thực nghiệm ở Bảng 3 cho thấy là chi thường xuyên có tác động thúc đẩy đầu tư công ở mức ý nghĩa 1%. Mặc dù nguồn thu ngân sách của chính phủ có thể gây móp méo nền kinh tế và cản trở tăng trưởng kinh tế (Barro, 1990; Jin & Zou, 2005) nhưng nó lại là nguồn thu quan trọng giúp chính phủ vận hành nền kinh tế và sử dụng nó cho các hoạt động của mình như chi thường xuyên và chi đầu tư. Kết quả ước lượng ở mẫu tổng thể chỉ ra nguồn thu ngân sách của các tỉnh/thành có tác động thúc đẩy sự gia tăng của đầu tư công. Điều này cũng khá hợp lý vì đầu tư công của các tỉnh/thành một phần lấy từ nguồn thu ngân sách nên khi nguồn thu tăng thì việc chi đầu tư cũng tăng theo. Độ mở thương mại ở mẫu tổng thể cho thấy có tác động âm ý nghĩa ở mức 1% lên đầu tư công. Do thiếu các nguồn lực vốn và công nghệ cao để thúc đẩy tăng trưởng kinh tế và tạo nhiều việc làm, chính quyền các tỉnh/thành luôn thực hiện việc nâng cao chất lượng thể chế và cải cách chính sách mở cửa theo hướng thông thoáng hơn để thu hút nhiều nguồn vốn FDI từ các nước trong khu 23 vực và trên thế giới. Kết quả việc nâng cao chất lượng thể chế và chính sách mở cửa thông thoáng hiện nay ở Việt Nam có tác động thúc đẩy dòng vốn FDI (Nguyen, 2015c). Tuy nhiên, cũng có các bằng chứng thực nghiệm cho thấy dòng vốn FDI chèn lấn nguồn vốn trong nước (Eregha, 2012; Hanif và Jalaluddin, 2014). Điều này có thể phù hợp với tình hình Việt Nam hiện nay. Theo đó, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nhà nước có xu hướng đảm nhận các dự án đầu tư mà các khu vực khác không có khả năng hoặc không mặn mà thực hiện và nhường các dự án đầu tư mà các khu vực khác có thể thực hiện được và tốt hơn. Điều này cho thấy độ mở thương mại (đại diện cho chính sách mở cửa) làm giảm đầu tư công thông qua tác động gián tiếp đến từ dòng vốn FDI. Lạm phát có thể bóp méo việc chi tiêu công vào cơ sở hạ tầng (Hefner & Burson, 1990). Trong điều kiện mọi thứ không đổi, khi lạm phát tăng lên, chính phủ phải bỏ ra một lượng vốn đầu tư nhiều hơn để có thể hoàn thành công trình cho trước. Điều này cho thấy lạm phát khiến lượng vốn đầu tư công tăng lên. Kết quả ước lượng cho mẫu tổng thể cũng cho thấy chỉ số giá tiêu dùng (đại diện cho lạm phát) có tác động dương ý nghĩa ở mức 5% lên đầu tư công. Bảng 3: Kết quả ước lượng GMM sai phân dữ liệu bảng Arellano-Bond cho tổng thể mẫu (52 tỉnh/thành) Biến phụ thuộc: Δ Đầu tư công Coef. Std. Err. p-value Đầu tư công (-1) -1.331*** 0.065 0.000 Chất lượng thể chế 0.069** 0.034 0.045 Chi thường xuyên 0.336*** 0.070 0.000 Thu ngân sách 0.110*** 0.026 0.000 Lực lượng lao động -0.252 0.261 0.335 GDP bình quân đầu người 0.015 0.032 0.636 Độ mở thương mại -0.021*** 0.008 0.010 Chỉ số giá tiêu dùng 0.046** 0.023 0.044 Cơ sở hạ tầng 0.004 0.003 0.234 24 Obs 364 AR(2) test 0.331 Sargan test 0.432 ***, ** và * mức ý nghĩa ở sai biệt thống kê lần lượt là 1%, 5% và 10%. Để so sánh tác động của chất lượng thể chế lên đầu tư công ở ba khu vực Bắc, Trung và Nam, nghiên cứu thực hiện hồi qui cho từng khu vực riêng lẻ. Kết quả ước lượng được trình bày trong các Bảng 4, Bảng 5 và Bảng 6. Một số kết quả chính cho thấy như sau: (1) Biến trễ đầu tư công có tác động âm ý nghĩa lên đầu tư công ở cả ba miền, khẳng định sự hội tụ về tỷ lệ của đầu tư công theo GDP không chỉ diễn ra ở khắp các tỉnh/thành trên cả nước mà còn ở mỗi khu vực Bắc, Trung và Nam. (2) Tác động của chất lượng thể chế lên đầu tư công dương có ý nghĩa ở miền Bắc và miền Trung trong khi ở miền Nam có ý nghĩa âm. (3) Chi thường xuyên có tác động dương ý nghĩa lên đầu tư công ở cả ba khu vực miền Bắc, Trung và Nam trong khi chỉ số giá tiêu dùng có ảnh hưởng dương ý nghĩa ở khu vực miền Trung và miền Nam. Ngoài ra, nguồn thu ngân sách có tác động ý nghĩa dương ở miền Trung và âm ở miền Nam và độ mở thương mại có tác động âm ý nghĩa ở miền Bắc. Kết quả ước lượng ở Bảng 4 và 5 chỉ ra chất lượng thể chế ở khu vực miền Bắc và miền Trung có tác động dương ý nghĩa lên đầu tư công. Kết quả này hoàn toàn nhất quán và phù hợp với kết quả được chỉ ra ở mẫu tổng thể. Như vậy, việc cải cách và nâng cao chất lượng thể chế ở khu vực miền Bắc và miền Trung sẽ giúp nâng cao lượng đầu tư công. Trái lại với kết quả ở mẫu tổng thể và hai khu vực miền Bắc và Trung, kết quả ước lượng ở Bảng 6 cho thấy chất lượng thể chế ở khu vực miền Nam có tác động âm ý nghĩa lên đầu tư công. Một số nghiên cứu cho thấy tham nhũng có tác động dương ý nghĩa lên đầu tư công (Tanzi & Davoodi, 1998; Dartanto, 2010; Arslan & Sağlam, 2011; Haque & Kneller, 2014). Điều này có nghĩa là sự gia tăng của đầu tư công gắn liền với mức gia tăng của tham nhũng và hành vi trục lợi của một số quan chức. Như vậy, việc nâng cao chất lượng thể chế là để hạn chế và tiến tới ngăn ngừa hành vi trục lợi và tham nhũng. Do vậy, sự gia tăng của chất lượng thể chế có thể dẫn đến sự sụt giảm của đầu tư công. Kết quả 25 này phù hợp với các nghiên cứu trước đó như Keefer & Knack (2007), Grigoli