lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế: Bằng chứng từ mô hình GMM
Trương Hoàng Diệp Hương
Viện Nghiên cứu khoa học Ngân hàng, Học viện Ngân hàng
Đỗ Thành Nam
Công ty Cổ phần dịch vụ di động trực tuyến Momo Ngày nhận: 25/08/2021
Ngày nhận bản sửa: 15/09/2021 Ngày duyệt đăng: 21/09/2021
Tóm tắt: Tăng trưởng kinh tế luôn là một chủ đề hấp dẫn không chỉ các nhà kinh tế mà còn đối với mọi người, thành phần trong xã hội. Với dữ liệu 71 quốc gia trong giai đoạn 1986- 2015, nghiên cứu sử dụng mô hình GMM phát hiện ra rằng ngoài nhân tố kinh tế truyền thống như vốn, lao động, năng suất nhân tố tổng hợp (TFP)…, chất lượng thể chế có vai trò nền tảng hỗ trợ tăng trưởng kinh tế trong dài hạn. Tuy nhiên, chất lượng thể chế chỉ phát huy hiệu quả thúc đẩy tăng trưởng khi đạt đến ngưỡng nhất định, dưới ngưỡng này, sự cải thiện chất lượng thể chế có tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế.
Từ khóa: chất lượng thể chế, tăng trưởng kinh tế, dài hạn, GMM
Studying the non-linear effects of institutional quality on economic growth: evidence from the GMM model
Abstract: Economic growth has been an attractive topic. In this paper, with data from 71 countries in the period of 1986-2015, we employed GMM model and found that institutional quality plays a fundamental role in supporting support economic growth in the long run, in addition to traditional economic factors such as capital, labor, TFP, etc.. However, institutional quality only promotes economic growth when reaching a certain threshold. Hence, below this threshold, the improvement of institutional quality has a negative impact on economic growth.
Keywords: institutional quality, economic growth, long-run, GMM Truong, Hoang Diep Huong
Email: huongthd@hvnh.edu.vn Banking Academy of Vietnam Do, Thanh Nam
Email: dothanhnam@gmail.com Mobile Service Joint Stock Company
1. Đặt vấn đề
Tăng trưởng kinh tế dài hạn có ý nghĩa lớn đối với sự thịnh vượng của một quốc gia.
Kuznets (1995) đã nhấn mạnh tăng trưởng không quan trọng mà quan trọng là nó có được duy trì bền vững hay không. Khả năng nâng cao mức sống người dân của một nước phụ thuộc phần lớn vào năng lực duy trì tăng trưởng trong thời gian dài. Những khác biệt nhỏ về tốc độ tăng trưởng sẽ làm nên những khác biệt lớn khi tích tụ lại qua nhiều năm. Tăng trưởng kinh tế dài hạn giúp các quốc gia nghèo có thể “đuổi kịp”
với các quốc gia giàu có hơn. Thực tế đã chứng kiến sự trỗi dậy của các nước Châu Á như Hàn Quốc, Nhật Bản, Đài Loan giai đoạn 1960- 1990 đã có những bước tiến lớn gần với các nước phát triển. Giữa các nhóm nước phát triển với nhau, các nước phát triển khác (như Đức, Ý, Nhật) cũng đã dần đuổi kịp Mỹ. Trung Quốc cũng là một hiện tượng tăng trưởng đáng học hỏi sau khi chấm dứt cách mạng văn hoá năm 1978 khi tốc độ tăng trưởng hàng năm bình quân lên tới 9,5%/năm trong thời gian dài đã giúp quy mô tổng sản phẩm quốc dân đứng thứ 2 thế giới hiện nay.
Trong nhiều thập kỷ, các nhà kinh tế học luôn mong muốn tìm ra câu trả lời cho câu hỏi tại sao các quốc gia có mức độ phát triển kinh tế mạnh mẽ trong khi các quốc gia khác lại có mức phát triển thấp hơn?
Các lý thuyết kinh tế học liên tục chỉ ra các nhân tố tác động đến mức độ phát triển của các quốc gia. Theo đó, để đạt được mức tăng trưởng GDP ổn định trong dài hạn, một quốc gia cần đáp ứng nhiều điều kiện, bao gồm cả các điều kiện trực tiếp và điều kiện gián tiếp. Trước đây, các lý thuyết kinh tế học chú trọng nhiều hơn tới các tác nhân trực tiếp tác động tới mức độ phát triển kinh tế của một quốc gia (Diamond, 1997; Ace- moglu & Robinson, 2012; Perkins và cộng
sự, 2015). Như trong mô hình tăng trưởng tân cổ điển mở rộng, giá trị dài hạn của GDP đầu người được quyết định bởi đầu tư (hay tích lũy vốn), tăng trưởng dân số, và nguồn nhân lực (Mankiw, Romer, và Weil, 1992). Sau này, các lý thuyết kinh tế học mới đã mở rộng kinh tế học tân cổ điển, bổ sung vào các nhân tố gián tiếp như vị trí địa lý, hội nhập thương mại… Đặc biệt, kinh tế học thể chế mới đề cập đến chất lượng thể chế và chính sách Chính phủ như một trong những nhân tố khác có tác động quan trọng tới GDP đầu người trong dài hạn (Barro và Lee, 1994, North và Thomas, 1973).
Nghiên cứu này sẽ khai thác dữ liệu từ 71 quốc gia trong giai đoạn 1986- 2015 nhằm phân tích tác động của chất lượng thể chế đến tăng trưởng kinh tế dài hạn, từ đó, đưa ra một số khuyến nghị chính sách.
2. Tổng quan nghiên cứu
North và Thomas (1973) định nghĩa thể chế là “luật chơi”, là những ràng buộc chính thức hoặc những quy tắc ngầm do con người nghĩ ra để định hình các tương tác trong xã hội. Các thể chế chính thức chủ yếu đề cập đến hiến pháp, quy chế và các quy tắc được quy định rõ ràng của Chính phủ, được hệ thống hóa và thực thi bởi Nhà nước với quyền lực cưỡng chế của mình.
Trong khi đó, các ràng buộc phi chính thức bao gồm các quy tắc bất thành văn như giá trị truyền thống, chuẩn mực và các quy tắc, những điều cấm kỵ dựa trên các ràng buộc và quan hệ giữa các cá nhân (Chong và Calderons, 2000). Nghiên cứu này xác định chỉ tập trung vào tác động của các quy tắc chính thức, được thể hiện thông qua ổn định chính trị và hiệu quả quản lý Nhà nước, đến tăng trưởng kinh tế dài hạn.
Một mặt, các lý thuyết kinh tế chỉ ra chất lượng thể chế có ảnh hưởng tích cực tới GDP bình quân đầu người. Trường phái
kinh tế học thể chế mới nhấn mạnh vai trò quan trọng của các thể chế khách quan và công bằng, xuất phát từ vai trò trung tâm của việc xác nhận và bảo vệ quyền tài sản và các hợp đồng thương mại, cho phép mở rộng trao đổi thị trường, đầu tư và đổi mới trên các lĩnh vực kinh tế và khu vực địa lý với chi phí hợp lý. Tương tự, một số nghiên cứu (Shleifer và Vishny, 1991, Ehrlich và Lui, 1999) tìm thấy bằng chứng về kiểm soát tham nhũng có tác động tích cực cho tăng trưởng kinh tế.
Mặt khác, dù đồng ý với các lập luận chính của Shleifer và Vishny (1991), Bardhan (1997) cho rằng với quốc gia được đặc trưng bởi các quy định phổ biến và rườm rà, thì vấn đề về tham nhũng lại giúp cải thiện hiệu quả xử lý các thủ tục hành chính và từ đó thúc đẩy tăng trưởng. Ngoài ra, sự gia tăng chất lượng thể chế, liên quan đến việc bắt đầu áp dụng các loại thuế mới, các hạn chế mới đối với các hoạt động kinh tế, hoặc yêu cầu tuân thủ nghiêm ngặt hơn với các quy tắc và quy định mới, sẽ có tác động đáng kể đến khu vực kinh tế ngầm. Với các quốc gia có tỷ trọng kinh tế ngầm lớn, như trường hợp của các nước Mỹ Latin và Châu Á, nghiên cứu của Perera và Lee (2013) chỉ ra tác động tiêu cực ban đầu của chất lượng thể chế đến hiệu quả kinh tế.
Về mặt thực nghiệm, các nghiên cứu cùng chủ đề đưa ra những kết quả không thống nhất. Ví dụ, trong khi nghiên cứu của Vale- riani và Peluso (2011) cho thấy chất lượng thể chế có mối quan hệ tích cực tới tăng trưởng kinh tế, nghiên cứu do Butkiewicz và Yanikkaya (2006) thực hiện cho thấy kết quả tác động của các tiêu chí khác nhau của chất lượng thể chế là khác nhau. Cụ thể, nếu việc duy trì quyền lực Nhà nước (rule of law) thúc đẩy tăng trưởng, thì nâng cao chất lượng thể chế lại không có tác động cải thiện hiệu quả kinh tế. Hai tác giả trên còn cho thấy các kết luận đưa ra rất nhạy cảm
với mẫu các quốc gia lựa chọn, cũng như với kỹ thuật ước lượng được sử dụng. Cụ thể, tại các quốc gia khác nhau hoặc với các phương pháp ước lượng khác nhau, tác động từ chất lượng thể chế đến tăng trưởng kinh tế có thể thay đổi từ tiêu cực sang tích cực, hoặc ngược lại. Tương tự, nghiên cứu của Teles (2007) chỉ ra mức độ ảnh hưởng cận biên của tham nhũng tới tăng trưởng phụ thuộc chủ yếu vào các khía cạnh thể chế khác của nền kinh tế. Cụ thể, nếu một quốc gia chỉ có nhiều tham nhũng trong hoạt động tư pháp hoặc quan liêu, thì quốc gia đó có thể phát triển với tốc độ cao, nhưng khi hai loại tham nhũng này xảy ra cùng một lúc, thì nền kinh tế sẽ ở mức tăng trưởng thấp. Điều này gợi ý rằng tác động của chất lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế có thể không theo dạng tuyến tính đơn thuần.
Có thể thấy, các nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm trên ủng hộ giả thuyết về mối quan hệ phi tuyến tính giữa chất lượng thể chế và tăng trưởng kinh tế. Hai biến số này có thể tương quan với nhau theo dạng chữ U. Ở giai đoạn đầu khi thể chế Nhà nước có chất lượng thấp, việc cải thiện chất lượng thể chế có thể gây ra những tác động nhất định đến tăng trưởng kinh tế. Khi chất lượng thể chế vượt qua ngưỡng, cải thiện chất lượng thể chế sẽ có đóng góp tích cực vào hiệu quả kinh tế dài hạn. Trên cơ sở các nghiên cứu thực nghiệm và lý thuyết trên, nghiên cứu này xây dựng giả thuyết nghiên cứu:
H0: Chất lượng thể chế có tác động phi tuyến tính dạng chữ U tới tăng trưởng kinh tế Phần lớn các nghiên cứu trước đó liên quan tới chủ đề này đều đánh giá tác động tuyến tính của chất lượng thể chế đến tăng trưởng kinh tế (như Valeriani và Peluso, 2011;
Butkiewicz và Yanikkaya, 2006; và Teles, 2007). Một số ít nghiên cứu tập trung vào tác động phi tuyến tính của chất lượng thể chế lại giới hạn vào một nhóm các quốc gia hoặc
một khía cạnh của chất lượng thể chế, như nghiên cứu của Trần và cộng sự (2021) tại các quốc gia Asean, nghiên cứu của Saha và Gounder (2012) về tác động của tham nhũng tới tăng trưởng… Đóng góp của nghiên cứu này bao gồm: (1) xem xét tác động của chất lượng thể chế tổng thể tới tăng trưởng kinh tế, (2) nghiên cứu trên các quốc gia đang phát triển và phát triển, (3) sử dụng mô hình GMM 2 bước giúp kiểm soát vấn đề nội sinh giữa các biến trong mô hình.
3. Phương pháp nghiên cứu 3.1. Mô hình nghiên cứu
Lý thuyết hội tụ có điều kiện cho rằng mỗi quốc gia có một trạng thái ổn định về sản lượng trên đầu người mà theo thời gian giá trị này sẽ hội tụ về. Theo đó, tốc độ tăng trưởng GDP đầu người tại quốc gia i trong giai đoạn t có mối quan hệ ngược chiều với giá trị GDP đầu người của quốc gia tại thời điểm đó, thể hiện việc hội tụ có điều kiện của GDP đầu người về điểm cân bằng của chính nó theo thời gian. Trong bối cảnh so sánh giữa các nước, quốc gia có mức sản lượng đầu người cao sẽ thường tăng trưởng chậm hơn các quốc gia có sản lượng bình quân đầu người thấp, sau khi đã kiểm soát cho các biến số có tác động đến giá trị cân bằng dài hạn. Nhất quán với lý thuyết về hàm sản xuất, biến phụ thuộc trong mô hình, tăng trưởng kinh tế được đo lường bằng tốc độ tăng trưởng GDP bình quân đầu người. Mô hình thực nghiệm có thể được trình bày dưới dạng rút gọn như sau (Mô hình 1):
DYi, t = β0 + β1 log(Yi,t) + β2Xi,t + εi,t (1) Dựa trên cơ sở lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm đi trước, mô hình hồi quy cho phép sự xuất hiện của biến đơn và biến bình phương của chất lượng thể chế, và được xác lập để kiểm nghiệm như sau (Mô
hình 2):
DYi, t = β0 + β1 log(Yi,t) + β2INSi,t + β3INS2i,t + β4Xi,t + εi,t (2)
Trong đó:
- DY là tốc độ tăng trưởng kinh tế, đo lường bằng tốc độ tăng GDP bình quân đầu người.
- Y là mức độ phát triển kinh tế, đo lường bằng GDP bình quân đầu người.
- INS là chất lượng thể chế, đo lường bằng giá trị bình quân của 5 nhân tố đại diện chất lượng thể chế, bao gồm: trách nhiệm dân chủ, sự ổn định của Chính phủ, chất lượng Chính phủ, kiểm soát tham nhũng, pháp luật và mệnh lệnh. Để kiểm tra độ vững của mô hình, tác giả sử dụng thêm biến kiểm soát tham nhũng, thay vì biến chất lượng thể chế tổng thể, do các nghiên cứu trước đó (như Saha và Gounder, 2012) đã tìm ra mối quan hệ giữa biến số này với tăng trưởng kinh tế.
- Xi,t là vector các biến có ảnh hưởng tới mức độ cân bằng dài hạn của GDP đầu người. Tập hợp đại diện của các biến giải thích, Xi bao gồm vốn đầu tư, tỷ lệ sinh sản, TFP, và vốn con người như các nhân tố tăng trưởng cơ bản. Các biến khác được thêm vào mô hình để đo lường tác động của vị trí địa lý, chính sách của chính phủ và hội nhập bao gồm: chi tiêu chính phủ, tỷ lệ lạm phát, độ mở thương mại, FDI, tốc độ tăng tỷ lệ trao đổi thương mại (terms of trade), và vị trí địa lý. Các biến phụ thuộc được lựa chọn vào mô hình một cách cẩn thận dựa trên các lý thuyết phát triển kinh tế, tránh tình trạng thêm biến một cách “tùy tiện” dễ làm tăng nội sinh trong mô hình.
Ngoài ra, biến giả thời gian được bổ sung trong mô hình trên nhằm kiểm soát cho các cú sốc thông thường đến tăng trưởng GDP đầu người tại tất cả các quốc gia.
- i, t lần lượt đại diện cho quốc gia và thời gian.
- ε là sai số trong mô hình.
Chất lượng thể chế có mối quan hệ phi tuyến tính dạng chữ U với tăng trưởng
kinh tế khi β2 âm và β3dương và có ý nghĩa thống kê.
3.2. Dữ liệu nghiên cứu
Dựa trên độ sẵn có của dữ liệu, Mô hình (2) được kiểm nghiệm cho 71 quốc gia trong giai đoạn 1986- 2015. Chuỗi dữ liệu được cấu trúc thành 6 giai đoạn 5 năm bao gồm từ 1986 - 1990, 1991 - 1995, 1996 - 2000, 2001 - 2005, 2006 - 2010, và 2011 - 2015.
Việc tính trung bình 5 năm là một phép biến đổi thường thấy trong nghiên cứu kinh tế dài hạn, được thực hiện với mục tiêu loại bỏ sự biến thiên trong ngắn hạn của các yếu tố kinh tế, cũng như nhằm đáp ứng yêu cầu của
ước lượng GMM về N lớn và T nhỏ.
Theo Kaufmann và cộng sự (2010) để định nghĩa chất lượng thể chế là “các giá trị truyền thống và thể chế mà qua đó thẩm quyền của một quốc gia được thực thi”. Chất lượng thể chế phản ánh năng lực của Chính phủ trong việc xây dựng và thực hiện chính sách, kiểm soát tham nhũng, cũng như cách Chính phủ được lựa chọn và giám sát, được thể hiện ở 5 khía cạnh, bao gồm: (1) trách nhiệm dân chủ, (2) sự ổn định của Chính phủ, (3) chất lượng Chính phủ, (4) kiểm soát tham nhũng, và (5) pháp luật và mệnh lệnh. Tất cả năm thành phần của chất lượng thể chế đều được lấy từ nguồn dữ liệu của ICRG. Nhóm Tác giả tổng hợp năm thành phần của chất Bảng 1. Các biến số trong mô hình
Ký hiệu Tên biến Đo lường Nguồn dữ liệu
GDPpcg Tăng trưởng GDP đầu
người Tốc độ tăng trưởng GDP đầu người, % năm WDI GDPpc GDP đầu người Logarit tự nhiên GDP đầu người thực, PPP
(giá $ 2017) WDI
Ins Chất lượng thể chế Giá trị trung bình của 5 biến đại diện chất lượng thể chế, bao gồm: trách nhiệm dân chủ, sự ổn định của Chính phủ, chất lượng Chính phủ, kiểm soát tham nhũng, pháp luật và mệnh lệnh
ICRG
Cor Kiểm soát tham nhũng Chất lượng kiểm soát tham nhũng ICRG
TFP Năng suất tổng hợp TFP thực PWT 9.1
FDI Đầu tư nước ngoài Đầu tư nước ngoài vào ròng trên GDP, % WDI Lfer Tỷ lệ sinh nở Logarit tự nhiên số con bình quân một phụ nữ WDI HC Vốn con người Số năm đi học bình quân cộng quay trở lại
học tập PWT 9.1
Trade Độ mở thương mại Tổng giá trị xuất nhập khẩu trên GDP, % WDI Gov Chi tiêu Chính phủ Chi tiêu Chính phủ trên GDP, % WDI CF Tích lũy vốn Tích lũy vốn tổng trên GDP (%) (gross
capital formation) WDI
INF Tỷ lệ lạm phát Tỷ lệ lạm phát hàng năm, % WDI
TOTg Tốc độ tăng tỷ lệ trao
đổi thương mại Tỷ lệ trao đổi thương mại được tính bằng
giá xuất khẩu/giá nhập khẩu PWT 9.1 Distance Vị trí địa lý Logarit tự nhiên của khoảng cách đến
đường xích đạo
Nguồn: Tác giả tổng hợp
lượng thể chế thành một chỉ số tổng thể theo phương pháp bình quân gia quyền.
Các dữ liệu nghiên cứu được lấy từ những nguồn uy tín, bao gồm bộ dữ liệu về tăng trưởng thế giới (World Development Indi- cator, WDI) của Worldbank (2020), Penn World Table phiên bản 9.1 của Feenstra, và Robert Inklaar và Timmer (2015). Các biến số trong mô hình được đo lường dựa vào các nghiên cứu thực nghiệm của các tác giả đi trước với mục tiêu tương ứng, như Ro- drik (2002), Lee (2016), Gallup, Sachs và Mellinger (1999), Butkiewicz và Yanikka- ya (2006). Đo lường cụ thể các biến trong mô hình và nguồn dữ liệu được trình bày tại Bảng 1.
3.3. Phương pháp ước lượng
Một vấn đề thường gặp trong hồi quy các biến số kinh tế vĩ mô là xuất hiện tình trạng nội sinh trong mô hình. Nội sinh xảy ra khi các biến vừa tác động, vừa chịu tác động
lẫn nhau. Hậu quả là các kết quả hồi quy, nếu sử dụng phương pháp ước lượng OLS thông thường, sẽ dễ dẫn tới kết quả giả mạo (Roodman, 2009). Để giải quyết vấn đề nội sinh, nhiều phương pháp ước lượng đã được phát triển, với vai trò trung tâm là sử dụng các biến công cụ. Trong đó, GMM là một trong các ước lượng được sử dụng phổ biến nhất, cho phép khắc phục được khó khăn của việc lựa chọn biến công cụ và giải quyết vấn đề nội sinh.
Đối với mục tiêu nghiên cứu tác động của chất lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế, ước lượng GMM hệ thống 2 bước (two step system GMM) được lựa chọn sử dụng do tính hiệu quả của phương pháp này so với ước lượng GMM khác biệt (different GMM) hoặc ước lượng 1 bước (one step system GMM). Ngoài ra, sai số trong mô hình hồi quy hai bước sẽ không đáng tin cậy nếu chưa được chuẩn hóa. Do đó, tác giả sử dụng hiệu chỉnh mẫu Windmeijer (2005) để ước lượng sai số chuẩn mạnh (ro- Bảng 2. Thống kê mô tả các biến sử dụng trong mô hình
Biến Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Min Max
GDPpcg 538 2,26 3,16 -19,86 15,20
GDPpc 545 9,44 1,12 6,14 11,60
Ins 508 4,36 1,02 1,12 6,6
Cor 508 3,26 1,31 0,01 6
TFP 444 0.96 0,14 0,32 2,03
FDI 535 4,27 11,40 -1,90 222,00
Lfer 558 0,83 0,46 0,14 2,03
HC 534 2,57 0,64 1,11 3,72
Trade 539 79,36 53,05 13,37 396,97
Gov 532 16,19 5,00 4,14 35,65
CF 536 24,27 6,13 10,03 47,67
INF 521 37,47 190,24 -0,44 2342,221
TOTg 465 1,91 7,43 -23,45 124,861
Distance 546 7,96 0,88 4,71 8,86
Nguồn: Tính toán của tác giả
bust standard error), đồng thời bổ sung thêm biến giả thời gian trong mô hình để loại trừ tương quan theo thời gian giữa các quốc gia.
Độ vững của ước lượng GMM phụ thuộc vào giả định sai số không có tương quan chuỗi và giá trị của các biến công cụ sử dụng. Theo đó, kiểm nghiệm Hansen (1998) J-test giúp đánh giá vấn đề về sử dụng biến công cụ quá mức.
Kiểm định AR (2) đánh giá về tương quan chuỗi bậc 2 trong mô hình, qua đó cho thấy chất lượng của các biến công cụ sử dụng. Việc chấp nhận giả thuyết H0 cung cấp bằng chứng về tính chính xác của phương pháp GMM.
4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
4.1. Thống kê mô tả
Bảng 2 và 3 diễn tả thống kê mô tả và ma trận tương quan của các biến sử dụng trong bài viết này. Mức tăng trưởng GDP bình quân đầu người đạt 2,26% trong giai đoạn 1986 - 2015, trong khi mức chất lượng thể chế bình quân là 4,36 điểm. Tại năm 2015, Ireland là quốc gia có tốc độ tăng trưởng kinh tế cao nhất trên thế giới, đồng thời cũng là quốc gia thuộc nhóm đầu về chất lượng thể chế. Do dữ liệu thống kê một số biến trong mô hình tại một số quốc gia không được đầy đủ, số lượng các
Bảng 3. Ma trận tương quan giữa các biến trong mô hình GDPpcgGDPpcInsCorTFPFDIlferHCTradeGovCFINFTOTgDistance GDPpcg1 GDPpc-0,031 Ins0,030,721 TFP0,630,010,04-0,091 FDI0,080,120,130,020,011 lfer-0,16-0,72-0,59-0,34-0,21-0,141 HC0,020,790,670,450,180,12-0,781 Trade0,09-0,330,260,120,040,43-0,320.261 Gov-0,210,460,50,46-0,070,06-0,310,440,111 CF0,320,010,01-0,080,190,04-0,170,040,16-0,071 INF-0,37-0,090,14-0,01-0,12-0,040,01-0,03-0,030,01-0,021 TOTg-0,11-0,08-0,2-0,14-0,01-0,010,04-0,040,01-0,080,02-0,021 Distance-0,020,310,320,310,040,06-0,360,33-0,010,260,030,010,011 Nguồn: Tính toán của tác giả
biến quan sát với từng biến có sự dao động.
4.2. Kết quả mô hình hồi quy
Mục này báo cáo kết quả ước lượng từ mô
hình GMM với mục tiêu tìm ra các nhân tố ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế dài hạn.
Chuỗi dữ liệu bảng gồm 71 quốc gia, được cấu trúc thành 6 giai đoạn 5 năm từ 1986 - 2015.
Cột 1 trong Bảng 4 thể hiện kết quả hồi
Bảng 4. Kết quả hồi quy mô hình
Tên biến (1) (2)
Biến trễ của biến phụ thuộc 0,148**
(0,058) 0,232***
(0,062)
GDP đầu người -1,681*
(0,887) -1,301
(0,897)
Chất lượng thể chế -6,502**
(3,081) Chất lượng thể chế bình phương 0,728**
(0,348)
Kiểm soát tham nhũng -2,911***
(0,868)
Kiểm soát tham nhũng bình phương 0,452***
(0,131)
TFP 1,645
(2,735) 2,279
(3,446)
Đầu tư nước ngoài -0,005
(0,015) -0.003
(0,015)
Tỷ lệ sinh nở -2,685**
(1,066) -3,105***
(1,130)
Vốn con người 1,392*
(0,739) 0,529
(0,707)
Độ mở thương mại 0,003
(0,006) 0,002
(0,006)
Chi tiêu Chính phủ -0,221***
(0,080) 0,239***
(0,072)
Tích lũy vốn 0,229***
(0,078) 0,191***
(0,072)
Tỷ lệ lạm phát -0,054*
(0,029) -0,051*
(0,027) Tốc độ tăng tỷ lệ trao đổi thương mại 0,111**
(0,054) 0,110*
(0,058
Vị trí địa lý 0,149
(0,265) -0,119
(0,279)
Hệ số chặn - 19,809**
(7,646)
Biến giả thời gian Có Có
AR(2) p-value 0,169 0,114
Hansen P value 0,618 0,749
Ghi chú: ***, **, * có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, 5%, 10%. Sai số chuẩn vững trong ngoặc đơn
Nguồn: Tính toán của tác giả
quy của Mô hình (2) với chất lượng thể chế được đo lường bằng giá trị trung bình không trọng số của 5 biến số là trách nhiệm dân chủ, sự ổn định của Chính phủ, chất lượng Chính phủ, kiểm soát tham nhũng, pháp luật và mệnh lệnh. Hệ số ước lượng âm của biến giải thích đầu tiên sau biến trễ của biến phụ thuộc, giá trị logarit tự nhiên của GDP đầu người tại đầu mỗi giai đoạn, thể hiện hiệu ứng hội tụ có điều kiện mạnh mẽ. Ước lượng tốc độ hội tụ có điều kiện là 1,68% một năm, thể hiện rằng một quốc gia có mức GDP đầu người ở khoảng ½ mức của quốc gia khác sẽ có xu hướng tăng trưởng cao hơn 1,16% so với quốc gia giàu hơn (=1,68*ln(2)), với giả định về mức GDP đầu người dài hạn là tương đương.
Nhân tố chất lượng thể chế có mối quan hệ phi tuyến tính với tăng trưởng kinh tế. Hệ số tương quan của biến chất lượng thể chế và bình phương của nó lần lượt là âm và dương, với cả hai hệ số kết hợp có ý nghĩa thống kê. Chiều của hệ số tương quan của chất lượng thể chế và bình phương của nó thể hiện rằng tốc độ tăng GDP đầu người sẽ giảm tương ứng với việc cải cách thể chế ở mức chất lượng thể chế thấp, nhưng sẽ tăng với hiệu quả quản lý Nhà nước khi quốc gia đã duy trì được mức chất lượng thể chế nhất định. Nghiên cứu thực hiện thêm kiểm định Lind-Mehlum U-test để làm rõ về sự tồn tại của mối quan hệ dạng chữ U. Kết quả xác nhận tương quan phi tuyến tính giữa chất lượng thể chế và tăng trưởng kinh tế, với p-value ở mức 0,038 và giá trị giới hạn là 4,46. Kết quả này hàm ý rằng với các quốc gia có chất lượng thể chế thấp hơn ngưỡng 4,46 (như Việt Nam vào khoảng 4,11), thì cải cách Nhà nước có thể có tác động tiêu cực đến tốc độ tăng trưởng kinh tế trong giai đoạn đầu. Trong giai đoạn sau, khi các chủ thể kinh tế đã thích nghi được với đổi mới, sự cải thiện hiệu quả quản lý Nhà nước sẽ là nền tảng cho tăng trưởng kinh tế.
Cột 2 thể hiện ước lượng của Mô hình (2) khi thay biến chất lượng thể chế bằng biến kiểm soát lạm phát. Các hệ số ước lượng tương tự như tại cột (1), thể hiện mối quan hệ phi tuyến tính giữa kiểm soát lạm phát và tăng trưởng GDP trên đầu người bình quân.
Nhân tố khác
Trong giai đoạn 30 năm từ 1986, các nhân tố truyền thống như tỷ lệ đầu tư và vốn con người vẫn tiếp tục đóng vai trò quan trọng thúc đẩy hiệu quả kinh tế. Tỷ lệ đầu tư (hay tỷ lệ tích lũy vốn) và vốn con người có tác động dương và có ý nghĩa thống kê với tăng trưởng. Trong khi đó, giá trị logarit tự nhiên của tỷ lệ sinh nở có giá trị âm và có ý nghĩa thống kê, thể hiện kế hoạch hóa gia đình có ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Tốc độ tăng trưởng TFP, nếu được sử dụng để thay thế cho giá trị TFP thực, sẽ có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê đến tăng trưởng kinh tế. Các kết quả này nhất quán với những nghiên cứu trước đây.
Tốc độ tăng tỷ lệ trao đổi thương mại cao có tác động mạnh, tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Tỷ lệ hội nhập thương mại quốc tế dù có tác động dương nhưng không có ý nghĩa thống kê với tăng trưởng. Một vấn đề cần làm rõ ở đây là, thương mại, hay chính Bảng 5. Kết quả kiểm định Lind- Mehlum
test
(1) (2)
Lower bound
Slope -4,870 -3,002
p>/t/ 0,019 0,000
Upper bound
Slope 3,114 2,393
p>/t/ 0,038 0,010
SLM test
t-value 1,80 2,36
p>/t/ 0,038 0,0105 Nguồn: Tính toán của tác giả
sách ngoại thương được đo lường thông qua độ mở kinh tế tương đối (tổng xuất nhập khẩu trên GDP), do đó, không phản ánh rõ sự tăng lên trong giá trị tuyệt đối của xuất nhập khẩu, cũng như không thể hiện được các khía cạnh khác của xuất nhập khẩu có thể có tác động đến tăng trưởng kinh tế, ví dụ như đa dạng hóa thương mại.
Mặc dù được nhắc tới nhiều trong quá khứ, vai trò của địa lý không được chứng minh trong mô hình nghiên cứu, thể hiện ở hệ số hồi quy dương nhưng không có ý nghĩa thống kê. Nếu trong các nghiên cứu về giai đoạn trước cho thấy vị trí địa lý là một biến ngoại sinh quan trọng tác động đến tăng trưởng kinh tế (nổi tiếng nhất là nghiên cứu của Diamond (1997) và nhóm học giả Gal- lup, Sachs, và Mellinger (1999)), thì các nghiên cứu trong giai đoạn gần đây (như He và Xu, 2019) dường như bỏ qua nhân tố này. Mô hình nghiên cứu không tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa vị trí địa lý và GDP đầu người, kể cả khi đã sử dụng thêm các biến số khác liên quan tới địa lý, như biến giả landlock (quốc gia có hay không có đường bờ biển) hoặc đặc điểm khí hậu (ôn đới, địa trung hải, nhiệt đới…). Điều này có thể giải thích rằng vị trí địa lý đóng vai trò quan trọng trong việc tạo lập vốn con người và vốn tài sản trong giai đoạn đầu của lịch sử kinh tế thế giới, nhưng trong giai đoạn sau, các yếu tố như tiến bộ khoa học công nghệ, y sinh học cùng với toàn cầu hoá cao có thể đã làm xóa mờ ảnh hưởng của vị trí địa lý trong việc giải thích hiệu quả tăng trưởng giữa các quốc gia.
Tỷ lệ lạm phát có ảnh hưởng tiêu cực đối với tăng trưởng kinh tế dài hạn với mức ý nghĩa dưới 10%. Lạm phát làm xói mòn sức mua và niềm tin của công chúng đối với nền kinh tế. Điều này đã tìm thấy từ nhiều nghiên cứu trước (Sequeira, 2021; Man- deya và Ho, 2021), hàm ý sự ổn định lạm
phát sẽ tốt cho tăng trưởng kinh tế. Với các quốc gia có độ mở kinh tế cao, cú sốc giá cả thế giới lớn khiến cho khả năng nhập khẩu lạm phát cao. Ổn định vĩ mô nói chung và lạm phát nói riêng là mục tiêu quan trọng với nhiều nước có độ mở kinh tế lớn như Việt Nam.
Chi tiêu Chính phủ có ảnh hưởng âm đối với tăng trưởng kinh tế dài hạn với mức ý nghĩa 1%. Điều này phản ánh chi tiêu Chính phủ là không tốt cho tăng trưởng kinh tế dài hạn. Mối quan hệ giữa chi tiêu Chính phủ và tăng trưởng kinh tế có sự khác nhau giữa các mô hình hồi quy tuỳ vào bối cảnh thời gian và không gian. Chi tiêu Chính phủ không được quản lý tốt sẽ dẫn đến có hại cho tăng trưởng và ngược lại. Tuy nhiên, nếu để thị trường tự do điều tiết, không cần sự tham gia Chính phủ thì những thất bại thị trường như bất cân xứng thông tin, ngoại ứng tiêu cực, thiếu hụt hàng hoá phục vụ mục đích công cộng sẽ xảy ra.
5. Kết luận
Tăng trưởng kinh tế dài hạn đóng vai trò quan trọng đối với các quốc gia, đặc biệt là nhóm nước đang phát triển. Mặc dù tăng trưởng kinh tế không chắc dẫn đến phát triển kinh tế khi còn phụ thuộc vào chất lượng tăng trưởng, đối với các quốc gia đang phát triển, việc duy trì tăng trưởng kinh tế mang ý nghĩa quan trọng trong việc cải thiện mức sống và nó chính là phương tiện để tiến đến phát triển kinh tế hay gia tăng
“sự tự do” cho con người (Sen, 1980). Các quốc gia đang phát triển nếu không có tăng trưởng kinh tế nhanh thì bị tụt hậu. Nghiên cứu chỉ ra tầm quan trọng của thể chế đối với tăng trưởng kinh tế dài hạn thông qua mô hình dữ liệu bảng thu thập từ 71 quốc gia trong giai đoạn 1986- 2015. Ngoài các nhân tố truyền thống như tích luỹ vốn, lao động có ảnh hưởng tới tăng trưởng kinh tế
dài hạn, bằng chứng cho nhân tố địa lý trở nên kém thuyết phục so với các nghiên cứu trước. Điều này cho thấy địa lý không còn là yếu tố quyết định chủ yếu đến mức độ phát triển kinh tế tại một quốc gia. Với thế chế tốt làm nền tảng, đặc biệt là thể chế hỗ trợ tăng trưởng kinh tế và khuyến khích đổi mới sáng tạo, có thể giúp tăng trưởng kinh tế trong dài hạn. Tuy nhiên, mô hình ngụ ý chất lượng thể chế và tăng trưởng đi theo dạng chữ U, theo đó, các nước đang phát triển có thể cần hy sinh tăng trưởng trong bối cảnh thúc đẩy chất lượng thể chế ban đầu ở mức thấp. Cuối cùng, thể chế tốt chỉ có thể là nền tảng cho tăng trưởng kinh tế dài hạn, để tăng trưởng kinh tế dài hạn, cải
thiện năng suất sản xuất sản phẩm vẫn đóng vai trò trực tiếp. Điều này lại cần tới các chính sách công nghiệp chủ động từ phía các quốc gia. Đây cũng là chủ đề mở rộng tiếp theo của nghiên cứu này trong tương lai. Ngoài ra, nghiên cứu này mới đánh giá tác động trực tiếp từ chất lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế chứ chưa đánh giá được vai trò trung gian của chất lượng thể chế qua các biến số khác, như đầu tư, thương mại, giáo dục…, tới tăng trưởng kinh tế.
Đây là hạn chế của nghiên cứu này và cũng là gợi ý cho các hướng nghiên cứu tiếp theo về kinh tế học thể chế ■
Tài liệu tham khảo
Acemoglu, D., and Robinson, J.A., 2012, Why Nations fail? The Origins of Power, Property and Poverty, New York:
Crown Publisher
Bardhan, P. (1997). Corruption and Development: A Review of Issues, Journal of Economic Literature, 35, pp.1320- Barro, Robert J., and Jong-Wha Lee., 1994, Sources of economic growth, Carnegie-Rochester Conference Series on 1346
Public Policy 40 (June): 1–46. doi:10.1016/0167-2231(94)90002-7.
Butkiewicz, J., & Yanikkaya, H., (2006), Institutional quality and economic growth: Maintenance of the rule of law or democratic institutions, or both?, Economic Modelling, 23 (4), pp. 648-661
Chong, A., & Calderon, C., (2000) Institutional Quality and Income Distribution, Economic Development and Culture Change, 48 (4), 761-86
Diamond, J., (1997), Guns, Germs and Steels: The Fates of Human Societies.
Ehrlich, I. & Lui, F. (1999) Bureaucratic Corruption and Endogenous Economic Growth, Journal of Political Economy, 107 (6), pp270-293
Feenstra, R., Inklaar, R., & Timmer, M., (2015) The Next Generation of the Penn World Table, American Economic Review, 105 (10), pp. 3150-82
Gallup, J., Sachs, J. & Mellinger (1999) Geography and Economic Development, CID Working Paper No. 1 He, Q., and Xu. B. (2019). Determinants of economic growth: A varying-coefficient path identification approach.
Journal of Business Research, 101, 811-818.
ICRG (2021): International Country Risk Guide. Truy cập tại: https://epub.prsgroup.com/products/icrg/international- country-risk-guide-icrg#
Kaufmann, Daniel and Kraay, Aart and Mastruzzi, Massimo, The Worldwide Governance Indicators: Methodology and Analytical Issues (September 2010). World Bank Policy Research Working Paper No. 5430, Available at SSRN: https://ssrn.com/abstract=1682130
Kuznets, S. (1955). Economic Growth and Income Inequality. The American Economic Review, 45(1), 1-28. Retrieved September 4, 2021, from http://www.jstor.org/stable/1811581
Lee, J.W, 2016, The Republic of Korea’s Economic Growth and Catch-up: Implications for the People’s Republic of China, ADB Working Paper Series No.571
Mandeya, S. and Ho, S.Y. (2021). Inflation, Inflation Uncertainty and the Economic Growth Nexus: An Impact Study of South Africa. MethodsX, 8, 101501
Mankiw, N.G., D. Romer, and D.N. Weil., 1992‚ A contribution to the empirics of economic growth, The quarterly journal of economics 107 (2): 407.
North, D., & Thomas, R.P. (1973) The Rise of the Western World A New Economic History, https://doi.org/10.1017/
CBO9780511819438
Oanh Kim Thi Tran, Hac Dinh Le and Anh Hong Viet Nguyen (2021). Role of institutional quality in economic development: A case study of Asian countries. Problems and Perspectives in Management, 19(2), 357-369.
Perera, H. & Lee, H.Y. (2013), Have economic growth and institutional quality contributed to poverty and inequality reduction in Asia? Journal of Asian Economics, Vol. August (27), pp.71-86
Perkins, D.H., Radelet, S., Lindauer, D., and Block, S., 2013, Economics of Development, NewYork: WWNorton and Company (7th edition).
Rodrik, D., 2002‚ Institutions, Integration and Geography: In search of the deep determinants of Economic growth, Working Paper
Roodman, D., (2009) How to do Xtabond2: An Introduction to Difference and System GMM in Stata, Research Article, https://journals.sagepub.com/doi/10.1177/1536867X0900900106
Saha, S., and Gounder, R. (2012). Corruption and economic development nexus: Variations across income levels in a non-linear framework. Economic Modelling, 31, 70-79.
Sen, Amartya, 1999, Development as freedom. Oxford: Oxford University Press.
Sequeira, T.N. (2021). Inflation, economic growth and education expenditure. Economic Modelling, 99, 105475 Shleifer, A., & Vishny, R., (1991), Corruption, The Quarterly Journal of Economics, Vol. 108(3), pp. 599-617 Teles, V. K. (2007) Institutional quality and endogenenous economic growth. Journal of Economic Studies, 43(1), pp.
29-41
Valeriani and Peluso (2011). The Impact Of Institutional Quality On Economic Growth And Development: An Empirical Study. Journal of Knowledge Management, Economics and Information Technology, 11(6), pp.1-25 Windmeijer, F., (2005), A finite sample correction for the variance of linear efficient two-step GMM estimators,
Journal of Econometrics, 126(1), pp.25-51
