Luận án Tác động của chi tiêu công đến đầu tư tư nhân - Nghiên cứu ở một số nền kinh tế Châu Á và hàm ý chính sách đối với Việt Nam

trong việc thu hút vốn đầu tư từ nước ngoài khi FDI chiếm đến 43,9% năm 2011. Giai đoạn 2010-2012 cũng là thời kỳ đỉnh cao của Mông Cổ khi tỷ trọng FDI trong GDP luôn lớn hơn 23%, đến 2018 chỉ tiêu này vẫn giữ ở mức cao, đạt 16,71%. Quốc gia này cũng có tỷ trọng FDI/GDP trung bình lớn nhất trong danh sách 14 nước của mẫu quan sát, khoảng 10,18%/năm. Con số này ở các quốc gia còn lại bình quân chỉ khoảng 3%. Về nguồn tín dụng cho khu vực tư nhân Tỷ lệ tín dụng cấp cho khu vực tư nhân thấp nhất rơi vào trường hợp của Myanmar năm 2008, chỉ dừng ở mức 3,12% GDP. Trước đó, khu vực tư nhân của quốc gia này thu hút được hơn 10% GDP, nhưng bắt đầu giảm từ năm 2003 và xuống thấp nhất ở năm 2008. Đến năm 2010, con số này mới nhích lên 4,77% GDP, rồi tiếp tục tăng đến 24,25% GDP năm 2018. Mức 24,25% GDP này dù sao cũng khả quan hơn Pakistan rất nhiều, vì từ mốc gần 22-29% GDP những năm 2004-2008, Pakistan đã xuống còn xấp xỉ 19% GDP năm 2018. Ngược lại, Trung Quốc vẫn đứng đầu về lượng tín dụng cung cấp cho khu vực tư nhân, luôn luôn tương đương hơn 100% GDP và cao nhất là 161,13% GDP năm 2018. Sau Trung Quốc thì Malaysia, Thái Lan cũng là những nước có thành tích tốt trong việc huy động vốn tín dụng vào khu vực tư nhân khi các giá trị này cũng trên 100% GDP. 61 Về các biến số liên quan đến quy mô và tốc độ tăng trưởng kinh tế, gồm: quy mô GDP (lgdpr), tốc độ tăng trưởng kinh tế (g), khoảng cách sản lượng (ygap): Trong thời gian từ năm 2000 đến năm 2018, nhiều nước châu Á đã đối mặt với sự giảm sút trầm trọng về quy mô GDP, đặc biệt là vào giai đoạn suy thoái kinh tế toàn cầu 2008, 2009; và trước đó là dư âm từ cuộc khủng hoảng tài chính Đông Á 1997-1998. Thậm chí, Malaysia, Thái Lan, Mông Cổ còn gặp phải tình trạng tốc độ tăng trưởng kinh tế là con số âm, từ -1,51% đến -0,69% (năm 2009); nhưng con số này còn nhỏ hơn mức -1,55% của Sri Lanka năm 2001. Mặc dù Sri Lanka đã nhắm đến mục tiêu trở thành nước công nghiệp mới vào năm 2000 với tốc độ tăng trưởng là 6%; nhưng xung đột sắc tộc, thả nổi tỷ giá đã ảnh hưởng xấu đến nền kinh tế. Ở chiều ngược lại, Mông Cổ là nước có tốc độ tăng trưởng kinh tế khá ấn tượng với 17,29% năm 2011 và cũng là mức cao nhất trong 14 nước. Tuy nhiên tốc độ tăng trưởng kinh tế của Mông Cổ khá bất ổn khi mức dao động qua từng năm là khá lớn, có khi lên đến 9 điểm phần trăm (năm 2011 so với năm 2009). Quy mô GDP các nước đều có xu hướng tăng lên theo thời gian. Trong danh sách các nước của mẫu nghiên cứu, Trung Quốc là quốc gia vượt trội với vị thế là nền kinh tế lớn thứ hai thế giới. Trong mẫu nghiên cứu, chỉ Trung Quốc là có tốc độ tăng trưởng cao và ổn định, thường xuyên trên 7%, đỉnh điểm là 14,23% năm 2007. Không những thế, quy mô GDP của Trung Quốc luôn dẫn đầu trong danh sách 14 nước. Chỉ riêng năm 2018, GDP nước này đạt hơn 13,6 nghìn tỷ USD, gấp đôi tổng GDP của 13 nước còn lại. Do vậy, các giá trị lớn nhất của biến Tăng trưởng kinh tế đều thuộc về Trung Quốc. Thấp nhất là Mông Cổ với giá trị GDP năm 2018 chỉ bằng 7/10 của Campuchia, và bằng ½ của Lào. Biến số khoảng cách tăng trưởng nhận giá trị âm khi mức GDP thực tế thấp hơn GDP tiềm năng, nghĩa là nền kinh tế đang tăng trưởng chậm lại hoặc suy thoái. Mông Cổ là quốc gia duy nhất nhận cả 2 giá trị lớn nhất và nhỏ nhất ở biến số này. Ngoài ra, chỉ có Thái Lan là được đạt thành tích tốt trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, giúp mức sản lượng thực tế tăng cao hơn mức tiềm năng trong 11/19 năm quan sát. Nước xếp thứ hai là Trung Quốc chỉ với 9 năm. Về các biến số liên quan đến vấn đề dân số và lao động, gồm: quy mô lao động (lab), vốn nhân lực (sch), dân số phụ thuộc (age): Liên quan đến nguồn nhân lực của các nước, xét về số lượng, với tổng số dân ngay từ năm 2000 đã trên 1,2 tỷ người, Trung Quốc chắc chắn có lực lượng lao động đứng đầu thế giới, đến năm 2018 con số này là gần 790 triệu người, gấp đến 840 lần mức thấp nhất (tương ứng với 940 nghìn lao động của Mông Cổ năm 2000). Ấn Độ là 62 nước tiếp theo sau Trung Quốc với lực lượng lao động tăng từ 396,4 triệu người lên gần 510 triệu người năm 2018, nhưng vẫn thấp hơn 234 triệu người so với mức thấp nhất của Trung Quốc (năm 2000). Xét về số năm đi học, Campuchia và Myanmar thường xuyên nằm trong nhóm có số năm đi học thấp nhất, trung bình chỉ dưới 4 năm; nhưng điều này chỉ xảy ra trước năm 2009. Ngược lại, ngay từ những năm 2000, Sri Lanka luôn dẫn đầu, trung bình mỗi người trưởng thành ở quốc gia này có hơn 10 năm đi học. Mông Cổ và Malaysia cũng gia nhập nhóm có thời gian đi học trung bình là trên 10 năm, nhưng chỉ từ giai đoạn sau 2011. So với các nước trong cùng mẫu, Trung Quốc có tỷ lệ phụ thuộc ở mức thấp nhất, chỉ từ 35% đến 44,8%. Tỷ lệ này ở Thái Lan còn ít dao động hơn, chỉ từ 39% đến 43%. Ở chiều ngược lại, Lào, Campuchia và Pakistan có tỷ lệ phụ thuộc hơn 80% trong những năm đầu giai đoạn và đã giảm xuống khá nhiều trong thời gian gần đây. Về các biến số vĩ mô khác: Giá trị lớn nhất và nhỏ nhất của lãi suất thực đều ở năm 2002, lần lượt là 27,4% đối với Mông Cổ và -18,73% đối với Myanmar. Về sự biến động giá cả, lạm phát của Việt Nam năm 2000 có giá trị thấp nhất trong mẫu, chỉ có -1,7%. Tình hình này cũng xảy ra ở một số quốc gia khác như Trung Quốc, Campuchia, Myanmar, Thái Lan khi rơi vào tình trạng giảm phát. Ngược lại, Myanmar có tỷ lệ lạm phát biến động khá lớn khi đi từ - 0,11% lên 57,08% năm. Trong giai đoạn 2000-2018, một số nước cũng rơi vào tình trạng lạm phát tăng cao đến 2 con số, do vậy tỷ lệ lạm phát trung bình của mẫu nghiên cứu bị kéo lên 6,3%/năm. Về hoạt động thương mại quốc tế, Malaysia là nước có tỷ trọng tổng kim ngạch xuất khẩu so với GDP lớn nhất trong danh sách 14 nước, chiếm đến 220,41% vào năm 2000, các năm sau giảm xuống dần nhưng vẫn ở mức cao, 132%. Ngược lại, Myanmar có hoạt động ngoại thương khá khiêm tốn, trước năm 2012 tỷ trọng kim ngạch xuất nhập khẩu/GDP chỉ dưới 1%, thấp nhất là 0,17% năm 2009. Các nước còn lại tối thiểu cũng trên 25%, do vậy mức trung bình của biến số này vẫn khá cao, đạt 81,29%. Mức độ hiệu quả của chính phủ được đánh giá tốt nhất là ở Malaysia, đạt giá trị 85,85% vào năm 2006 trên thang điểm 100%. Đứng ở vị trí đối lập là Myanmar, chỉ có 2,4% vào năm 2009, chỉ bằng 1/21 giá trị trung bình. Myanmar cũng là nước có các điểm số về mức độ hiệu quả của chính phủ thấp nhất trong mẫu nghiên cứu. Không chỉ vậy, khả năng kiểm soát tham nhũng của Myanmar cũng rất thấp, dưới 0,5%; trong khi nước cao nhất là Malaysia đến gần 70%. Về độ ổn định của nền chính trị quốc gia, Mông Cổ dẫn đầu với giá trị từ trên 62% (cũng trên thang điểm 100%), trong đó cao nhất là 63 năm 2002 với 88,36%. Giá trị trung bình của biến số này là 29,14%, gấp hơn 42 lần so với mức thấp nhất là 0,47%. Con số này thuộc về Pakistan trong cả 2 năm 2011, 2012. 4.2.2. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến số Việc xem xét sơ bộ mối quan hệ giữa các biến nghiên cứu trong mô hình được tiến hành thông qua ma trận hệ số tương quan giữa các biến. Ở phương trình 1 mô tả tác động của chi tiêu công đến đầu tư tư nhân, nhìn chung, mối quan hệ của các biến số trong mô hình với đầu tư tư nhân đều có ý nghĩa thống kê, trừ biến tốc độ tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên chỉ 5 biến số có mức độ tương quan diễn ra theo đúng như kỳ vọng đã xây dựng ở phần giả thuyết nghiên cứu. Cụ thể, biến số quan trọng nhất là chi tiêu công có ảnh hưởng tích cực đến chi đầu tư tư nhân. Dấu của các yếu tố liên quan đến tín dụng tư nhân, lãi suất, lạm phát và nguồn nhân lực cũng diễn biến giống như kỳ vọng. Đặc biệt, tỷ lệ tín dụng tư nhân và quy mô lao động có mức ảnh hưởng tích cực khá lớn lên đầu tư tư nhân. Trong khi đó, vốn FDI, tăng trưởng kinh tế, việc mở rộng hoạt động thương mại và yếu tố chính trị lại có tác động ngược chiều đến dòng vốn đầu tư tư nhân, không giống như kỳ vọng trong giả thuyết nghiên cứu. Ngoài ra, giữa các biến số cũng không có mức độ liên kết quá chặt chẽ với nhau nên có thể nói rằng hiện tượng đa cộng tuyến có khả năng không tồn tại, không làm biến dạng kết quả của mô hình sau hồi quy. Bảng 4.3. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong phương trình 1 pri pgex pfdi pcre rir g inf lab sch ptra pol pri 1,00 pgex 0,13* 1,00 pfdi -0,22* 0,26* 1,00 pcre 0,53* 0,45* 0,05 1,00 rir -0,14* 0,20* -0,13* -0,16* 1,00 g -0,04 -0,08 0,34* -0,10 -0,22* 1,00 inf -0,26* -0,14* 0,08 -0,35* -0,31* 0,21* 1,00 lab 0,87* -0,07 -0,31* 0,33* -0,18* 0,06 -0,14* 1,00 sch 0,22* 0,43* 0,03 0,39* 0,10 -0,25* -0,15* -0,16* 1 ptra -0,25* 0,45* 0,30* 0,51* -0,03 -0,17* -0,24* -0,40* 0,36* 1 pol -0,35* 0,55* 0,39* 0,29* 0,21* 0,07 -0,14* -0,51* 0,30* 0,63* 1 Ghi chú: *: có ý nghĩa thống kê ở mức α = 5%. Nguồn: Tính toán của tác giả 64 Bảng 4.4. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong phương trình 2 pgex pgrev lgdpr ygap age inf effe cor pgex 1 pgrev 0,87* 1 lgdpr 0,11 0,15* 1 ygap 0,03 -0,02 -0,06 1 age -0,38* -0,49* -0,46* 0,15* 1 inf -0,14* -0,19* -0,24* -0,02 0,12 1 effe 0,47* 0,53* 0,57* 0,01 -0,48* -0,38* 1 cor 0,55* 0,53* 0,43* 0,07 -0,52* -0,31* 0,88* 1 Ghi chú: *: có ý nghĩa thống kê ở mức α = 5%. Nguồn: Tính toán của tác giả Tương tự phương trình 1, ở phương trình 2 mô tả các nhân tố ảnh hưởng đến chi tiêu công thì mối quan hệ giữa các biến số với biến phụ thuộc là Chi tiêu công cũng được đảm bảo ý nghĩa thống kê ở hầu hết các giá trị. Nhóm biến liên quan đến GDP của nền kinh tế dù không có ý nghĩa thống kê nhưng vẫn diễn biến đúng dấu như kỳ vọng. Ở các biến còn lại, chỉ có Thu ngân sách là tương quan đúng chiều với Chi tiêu công như trong giả thuyết, 3 nhóm biến vĩ mô tiếp theo dù có ý nghĩa thống kê nhưng diễn biến trái chiều so với nhận định trong giả thuyết đề ra. Đồng thời, giữa các biến thành phần được dự đoán không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến khi mức độ tương quan giữa chúng khá thấp. Việc tạm thời không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến ở cả 2 phương trình - tính đến bước này - sẽ giúp mô hình có thể tránh những sai sót, giúp tăng độ tin cậy và độ chính xác của kết quả hồi quy. 4.2.3. Kết quả hồi quy mô hình nghiên cứu tác động của chi tiêu công đến đầu tư tư nhân 4.2.3.1. Kết quả hồi quy tổng thể Ở chương 3, mô hình phân tích tác động của chi tiêu công đến đầu tư tư nhân gồm hệ phương trình 1 và 2 đã được xây dựng thành hệ phương trình chi tiết như sau: priit = α0 + α1pgexit + α2pfdiit + α3pcreit + α4ririt + α5git + α6infit + α7labit + α8sch1it + α9ptra1it + α10polit + uit (1) pgexit = β0 + β1pgrevit + β2lgdpr2it + β3ygap2it + β4age2it + β5inf2it + β6effe2it + β7cor2it + vit (2) 65 Hệ phương trình được kiểm định và khắc phục một số khuyết tật 5, kết quả kiểm định F cho giá trị p-value là 0,000 < α = 1%, chứng tỏ mô hình có ý nghĩa thống kê khi giải thích tác động của các biến độc lập lên đầu tư tư nhân và chi tiêu công. Để làm rõ hơn sự ảnh hưởng trên, việc phân tích tác động của chi tiêu công đến đầu tư tư nhân sẽ được trình bày theo từng phương trình cụ thể ở phần dưới đây. Trước hết, tiến hành phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến chi tiêu công ở phương trình 2. Dựa trên cơ sở tồn tại những nhân tố này, tác giả tiến hành xem xét tác động của chi tiêu công lên đầu tư tư nhân ở phương trình 1. 4.2.3.2. Kết quả hồi quy phương trình các yếu tố ảnh hưởng đến chi tiêu công Xem xét sơ bộ mối quan hệ giữa thu ngân sách và chi tiêu công, ta thấy tồn tại mối quan hệ đồng biến ở đa số các nước, trong đó có Việt Nam, như hình dưới đây. Hình 4.5. Quan hệ giữa thu ngân sách và chi tiêu công của từng nước Nguồn: Kết quả phân tích mô hình của tác giả Tiến hành phân tích thực nghiệm các yếu tố ảnh hưởng đến chi tiêu công, thể hiện ở phương trình 2. Phương trình 2 được tiến hành hồi quy bằng cả 3 cách là OLS, 2SLS và 3SLS (trong đó OLS, 2SLS chỉ để tham chiếu thêm). Kết quả hồi quy khá 5 Được trình bày ở Phụ lục 2 10 20 30 40 10 20 30 40 10 20 30 40 10 20 30 40 10 20 30 40 10 20 30 40 10 20 30 40 10 20 30 40 Bangladesh Cambodia China India Indonesia Lao P.D.R Malaysia Mongolia Myanmar Pakistan Philippines Sri Lanka Thailand VietnamP u bl ic e xp e n di tu re /G D P( % ) Government revenue/GDP(%) 66 tương đồng về chiều tác động và ý nghĩa thống kê ở cả 3 phương pháp, trừ các biến liên quan đến quy mô và sự tăng trưởng kinh tế là có sự khác biệt. Mức độ phù hợp của phương trình này cũng khá cao ở phương pháp 3SLS khi nó giải thích được 79,2% sự biến động của biến phụ thuộc Chi tiêu công. Bảng 4.5. Kết quả hồi quy phương trình 2 Biến phụ thuộc 3SLS OLS 2SLS pgex (b/se) (b/se) (b/se) pgrev 0,9399*** 0,9406*** 0,9406*** (0,040) (0,040) (0,040) lgdpr 0,2043* 0,1714 0,1714 (0,117) (0,119) (0,119) ygap -0,0147 0,0026 0,0026 (0,032) (0,033) (0,033) age 0,0785*** 0,077*** 0,077*** (0,020) (0,021) (0,021) inf 0,0337 0,0289 0,0289 (0,028) (0,028) (0,028) effe -0,0967*** -0,1036*** -0,1036*** (0,028) (0,021) (0,021) cor 0,1519*** 0,1585*** 0,1585*** (0,022) (0,022) (0,022) Constant -2,9272 -2,3891 -2,3891 (2,336) (2,384) (2,384) Số quan sát 266 266 266 F-test (p-value) 0,000 0,000 0,000 R-squared 0,7922 0,7924 0,7924 Ghi chú: * p < 0,1, ** p < 0,05, *** p < 0,01 Dấu trong ngoặc là giá trị se (standard error) Nguồn: Tính toán của tác giả Theo đó, thu ngân sách (biến pgrev) có tác động cùng chiều với chi tiêu công, nghĩa là giả thuyết H10 được khẳng định với độ tin cậy 99%. Rõ ràng sự dồi dào về nguồn thu là sự đảm bảo vững chắc cho các kế hoạch chi tiêu công. Đây cũng là kết luận 67 chung từ các nghiên cứu của Friedman (1978), Okafor and Eiya (2011), Aworinde (2013), Dizaji (2014). Như vậy, quan hệ này vừa diễn ra ở đa số các nước vừa ở xu hướng chung của tổng thể 14 nước trong mẫu nghiên cứu. Điều này một lần nữa khẳng định mối quan hệ sơ bộ ở trên là có tồn tại. Hình 4.6. Xu hướng quan hệ giữa thu ngân sách và chi tiêu công của 14 nước Nguồn: Kết quả phân tích mô hình của tác giả Các biến số còn lại hầu như diễn biến theo đúng kỳ vọng của mô hình. Cụ thể, biến lgdpr, đại diện cho quy mô sản lượng của nền kinh tế đã thể hiện được sự tầm quan trọng của mình với chi tiêu công khi ảnh hưởng tích cực đến sự gia tăng hoạt động chi tiêu công, thỏa mãn một phần giả thuyết H11. Tương tự biến Thu ngân sách, quan hệ đồng biến này cũng thể hiện ở từng quốc gia riêng biệt. Trong giả thuyết H11 còn đề cập biến số Khoảng cách sản lượng (biến ygap) cũng đồng biến với Chi tiêu công. Kết quả hồi quy lại cho thấy quan hệ ngược chiều của 2 biến số này nhưng lại không có ý nghĩa thống kê. Như vậy, giả thuyết H11 không được thỏa mãn. Cùng chiều tác động tích cực đến chi tiêu công là biến số Tỷ lệ phụ thuộc (biến age) và Lạm phát (biến inf), nhưng chỉ có Tỷ lệ phụ thuộc có ý nghĩa thống kê. Theo đó, mỗi một % tăng lên của tỷ lệ phụ thuộc sẽ dẫn tới tỷ lệ chi tiêu công/GDP tăng 0,073%, đúng như kỳ vọng ở giả thuyết H12. Ngược lại, lạm phát vừa có tương quan dương vừa không có ý nghĩa thống kê khi hệ số ước lượng có giá trị p-value là 0,228, lớn hơn α = 5%, nên chưa có cơ sở khẳng định mối quan hệ giữa lạm phát và chi tiêu công trong trường hợp này, giả thuyết H13 không thỏa mãn. 10 20 30 40 Pu bl ic ex pe n di tu re /G D P( % ) 10 15 20 25 30 35 Government revenue/GDP(%) 68 Kết quả hồi quy ở giả thuyết H14 tương tự giả thuyết H11 khi chỉ có một trong hai biến số diễn ra đúng như kỳ vọng. Cụ thể, trong nhóm biến Thể chế, chỉ có biến Hiệu quả của chính phủ (biến effe) tác động ngược chiều lên chi tiêu công. Nghĩa là chính phủ càng quản lý tốt thì hoạt động chi tiêu công càng được kiểm soát một cách hiệu quả, do đó khoản chi này sẽ có xu hướng giảm dần. Trong khi đó, mặc dù giá trị p-value của hệ số ước lượng biến Mức độ kiểm soát tham nhũng (biến cor) là 0,000 < α = 5%, mối quan hệ giữa biến này và Chi tiêu công được thừa nhận; song dấu của Mức độ kiểm soát tham nhũng lại ngược với giả thuyết H14 đề ra. 4.2.3.3. Kết quả hồi quy phương trình tác động của chi tiêu công đến đầu tư tư nhân Xét sơ bộ, mối quan hệ giữa chi tiêu công và đầu tư tư nhân ở từng nước có diễn biến đa dạng hơn so với mối quan hệ giữa chi tiêu công và thu ngân sách. Cụ thể, Malaysia, Sri Lanka và Philippin thể hiện rõ tác động lấn át của chi tiêu công đến đầu tư tư nhân khi xảy ra quan hệ nghịch biến ngay từ đầu. Ấn Độ, Indonesia và Thái Lan diễn biến theo dạng chữ U ngược, nghĩa là ban đầu chi tiêu công có ảnh hưởng tích cực đến đầu tư tư nhân; đến một mức độ nhất định thì mối quan hệ này sẽ đảo chiều. Các quốc gia còn lại, trong đó có Việt Nam, tồn tại hiệu ứng bổ trợ của chi tiêu công lên đầu tư của khu vực tư nhân. Hình 4.7. Quan hệ giữa chi tiêu công và đầu tư tư nhân của từng nước Nguồn: Kết quả phân tích mô hình của tác giả 5 10 15 5 10 15 5 10 15 5 10 15 10 20 30 40 10 20 30 40 10 20 30 40 10 20 30 40 Bangladesh Cambodia China India Indonesia Lao P.D.R Malaysia Mongolia Myanmar Pakistan Philippines Sri Lanka Thailand VietnamLo ga rit hm o f p riv at e in ve st m en t Public expenditure/GDP(%) 69 Tiến hành phân tích hồi quy phương trình thể hiện tác động của chi tiêu công đến đầu tư tư nhân thông qua phương trình 1. Kết quả hồi quy phương trình này bằng phương pháp 3SLS cho thấy khả năng giải thích đến 92,05% sự biến động của biến phụ thuộc; chứng tỏ mức độ giải thích rất cao. Bảng 4.6. Kết quả hồi quy phương trình 1 Biến phụ thuộc 3SLS OLS 2SLS pri (b/se) (b/se) (b/se) pgex 0,0397*** 0,0195*** 0,0197* (0,0115) (0,0093) (0,0118) pfdi 0,0236*** 0,0294*** 0,0294*** (0,0075) (0,0089) (0,0090) pcre 0,0123*** 0,0125*** 0,0125*** (0,0016) (0,0016) (0,0016) rir -0,0084 -0,0072 -0,0073 (0,0092) (0,0096) (0,0098) g -0,0138 -0,0136 -0,0135 (0,0160) (0,0166) (0,0167) inf -0,0315*** -0,0304*** -0,0305*** (0,0071) (0,0072) (0,0073) lab 0,8856*** 0,9023*** 0,9021*** (0,0386) (0,0393) (0,0400) sch 0,2824*** 0,2975*** 0,2974*** (0,0214) (0,0213) (0,0217) ptra -0,0106*** -0,0098*** -0,0098*** (0,0013) (0,0013) (0,0013) pol -0,0072** -0,0063** -0,0064** (0,0030) (0,0031) (0,0032) Constant 0,5916 0,6587 0,6583 (0,3991) (0,4101) (0,4104) Số quan sát 266 266 266 F-test (p-value) 0,000 0,000 0,000 R-squared 0,9205 0,9206 0,9206 Ghi chú: * p < 0,1, ** p < 0,05, *** p < 0,01 Nguồn: Tính toán của tác giả 70 Theo kết quả hồi quy, biến số quan trọng nhất của phương trình là Chi tiêu công (biến pgex) diễn ra theo đúng kỳ vọng khi hệ số ước lượng có giá trị p-value = 0,000 < α = 5%, giả thuyết H1 được chấp nhận, nên có thể khẳng định quan hệ cùng chiều của biến số này lên biến phụ thuộc Đầu tư tư nhân. Kết luận này một lần nữa khẳng định hiệu ứng bổ trợ của hoạt động chi tiêu công lên đầu tư tư nhân như nhiều nghiên cứu trước đó về các nước đang phát triển khu vực châu Á (Greene và Villanueva, 1991; Furceri và Sousa, 2011; Erden và Holcombe, 2005; Gjini và Kukeli, 2012; Đào Thị Bích Thủy, 2014); cũng như kết quả xem xét sơ bộ xu hướng chung của cả 14 nước trong mẫu quan sát (hình 4.8). Hình 4.8. Xu hướng quan hệ giữa chi tiêu công và đầu tư tư nhân của 14 nước Nguồn: Kết quả phân tích mô hình của tác giả Chỉ riêng với cơ sở hạ tầng, thực tế cho thấy, các nền kinh tế mới nổi và đang phát triển ở khu vực châu Á đã tích cực đầu tư cho lĩnh vực này trong nhiều năm qua. Quan trọng là, khu vực công nắm giữ vai trò chủ đạo trong hoạt động này về định hướng phát triển và nguồn vốn cung ứng. Sau khi tạo dựng được hạ tầng một cách cơ bản, chính phủ các nước dần dần chia sẻ gánh nặng với khu vực tư nhằm đa dạng hóa nguồn lực và công nghệ, giúp khối tư nhân nâng cao vai trò của mình trong nền kinh tế. Hướng chia sẻ này có thể bằng cách chính phủ phát triển các chương trình, dự án phù hợp, tạo điều kiện cho khu vực tư nhân cung cấp hạ tầng; hoặc vừa huy động vốn vừa chia sẻ chi phí và rủi ro với khu vực tư nhân, ví dụ thông qua hình thức đối tác công - tư. Thậm chí 9 9. 5 10 10 . 5 11 Lo g (P riv at e in ve st m en t) 10 20 30 40 Public expenditure/GDP(%) 71 Kohsaka (2007) còn nhận xét châu Á khá thành công trong việc dẫn đạo xu hướng này. Đây không chỉ thể hiện ảnh hưởng tích cực của chi tiêu công lên việc tạo dựng cơ sở hạ tầng và dòng vốn tư nhân; mà còn là gợi ý cho việc đề xuất hàm ý chính sách đối với Việt Nam. Đồng thời, hầu như các giả thuyết còn lại đều diễn biến như kỳ vọng ban đầu; chỉ trừ biến Tăng trưởng kinh tế, biến Độ mở thương mại và biến Sự ổn định chính trị là trái chiều. Trong số biến thỏa mãn kỳ vọng, chỉ có 4/6 biến là có ý nghĩa thống kê với giá trị p-value đều là 0,000 < α = 5%; bao gồm Vốn FDI, Tín dụng tư nhân, Lạm phát và Nguồn nhân lực. Cụ thể, tương tự dòng vốn từ phía chính phủ, nguồn vốn đầu tư từ khu vực FDI (biến fdi) cũng có ảnh hưởng lan tỏa tích cực đến đầu tư tư nhân. Giá trị hệ số ước lượng của biến số này có ý nghĩa thống kê với mức tin cậy lên đến 99%. Do đó, giả thuyết H2 là đúng. Thật vậy, với lợi thế về nguồn nhân lực trẻ, dồi dào, chi phí tương đối thấp cùng những ưu đãi về xúc tiến đầu tư, nhiều nước trong mẫu quan sát được xem như điểm đến hấp dẫn của các công ty đa quốc gia. Khoảng từ những năm 1990, nguồn vốn FDI bắt đầu chảy mạnh hơn vào các nước mới nổi và đang phát triển; đến nay, nó trở thành một nguồn bổ sung vốn không thể thiếu cho sự phát triển kinh tế. Nguồn FDI không những bù đắp cho sự khan hiếm vốn trong nước, mà còn giúp giải quyết việc làm, đóng góp vào ngân sách và GDP của các nước này. Ở giai đoạn đầu, các doanh nghiệp trong nước cũng gặp nhiều khó khăn khi phải cạnh tranh với các doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài, thậm chí nhiều đơn vị rơi vào tình trạng phá sản. Về sau, sự cạnh tranh này khiến khu vực tư nhân phải nỗ lực cải thiện mô hình hoạt động, nâng cao chất lượng hoạt động sản xuất kinh doanh. Hơn nữa, các doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài không chỉ thực hiện việc sản xuất và cung ứng hàng hóa, đa dạng hóa thị trường nội địa, mà còn là kênh hấp dẫn để hàng hóa trong nước tiếp cận với thị trường nước ngoài. Dòng vốn FDI cũng đồng thời đem lại nhiều thay đổi về chất lượng lao động, công nghệ, cách thức quản lý doanh nghiệp cho các thành phần khác trong nền kinh tế, đặc biệt là khu vực tư nhân. Do đó, xét trên bình diện chung, tác động lan tỏa của FDI lên khu vực kinh tế tư nhân là khá tích cực. Như vậy, nghiên cứu của nhiều tác giả như Kim và Seo (2003), Haskel và cộng sự (2007), Xu và Wang (2007), Altaleb và Alokor (2012), Al-Sadig (2013) đã một lần nữa được khẳng định. Bên cạnh đó, tỷ lệ tín dụng tư nhân (biến pcre) cũng thể hiện sự đồng thuận với đầu tư tư nhân với độ tin cậy rất cao, đến 99%. Cả lý thuyết và thực tế đều phản ánh sự phụ thuộc của đa số doanh nghiệp vào con đường tài chính gián tiếp - thông qua hệ thống ngân hàng thương mại. Khu vực tư nhân ở các nền kinh tế mới nổi và đang phát 72 triển châu Á lại tập trung nhiều doanh nghiệp có quy mô nhỏ và vừa, hạn chế trong giao dịch trên thị trường chứng khoán nên cũng khó lòng huy động vốn qua cổ phiếu, trái phiếu. Trong khi đó, thị trường tín dụng cho khu vực tư nhân lại khá sôi động, nhiều nước có tốc độ tăng tín dụng tư nhân hơn 15%/năm. Phải thừa nhận rằng khu vực tư nhân đã góp phần đem lại sự tăng trưởng ngoạn mục cho nhiều nước châu Á, kéo dịch trung tâm của sự phát triển kinh tế thế giới sang trục châu Á - Thái Bình Dương. Do vậy, khu vực này nhận được sự hỗ trợ tích cực về nguồn vốn cho kinh doanh. Chẳng hạn, gần 70% các khoản vay của doanh nghiệp ở Ấn Độ, 80% ở Trung Quốc, 90% ở Malaysia là từ hệ thống ngân hàng (Yoshino và Taghizadeh-Hesary, 2018). Thực tế nguồn tín dụng một số nước gặp những trục trặc, chẳng hạn Ấn Độ, hệ thống ngân hàng thiếu vốn và tái cấp vốn chậm khiến nguồn tín dụng tư nhân bị thách thức; khoảng cách về tính khả dụng trong cung ứng vốn cho các doanh nghiệp vừa và nhỏ bị hạn chế bởi việc thắt chặt thanh khoản cho các công ty tài chính phi ngân hàng. Hoặc tình trạng cho vay không hiệu quả còn ở mức cao, nợ xấu còn diễn ra; ngay cả Việt Nam cũng không ngoại lệ. Dù vậy, nhìn chung, nguồn tín dụng dành cho tư nhân vẫn thể hiện được vai trò tích cực của mình trong việc cung ứng vốn cho khu vực tư nhân. Điều này cũng đồng thời xác nhận kết quả của nhiều nghiên cứu trước đây (Blejer và Khan, 1984; Ghura và Goodwin, 2000; Ribeiro và Teixeira, 2001; Acosta và Loza, 2005; Tadeu và Silva, 2013; Combey, 2016). Về phía lạm phát (inf), kết quả hồi quy chứng tỏ rằng biến số này có tác động ngược chiều với đầu tư tư nhân với mức ý nghĩa thống kê là 1%, giả thuyết H6 được chấp nhận. Kết luận này tương đồng với lý thuyết và nhiều nghiên cứu thực nghiệm