Báo cáo nghiên cứu khoa học cấp trường: Tác động của chất lượng thể chế lên đầu tư công ở các tỉnh thành của Việt Nam

QT6.2/KHCN1-BM17

TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH
HỘI ĐỒNG KHOA HỌC
ISO 9001 : 2008

BÁO CÁO TỔNG KẾT
ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU KHOA HỌC CẤP TRƯỜNG

TÁC ĐỘNG CỦA CHẤT LƯỢNG THỂ CHẾ
LÊN ĐẦU TƯ CÔNG
Ở CÁC TỈNH /THÀNH CỦA VIỆT NAM

Chủ nhiệm đề tài:

HUỲNH VĂN MƯỜI MỘT

Chức danh:

Giảng viên

Đơn vị:

Phòng Quản trị Thiết bị

Trà Vinh, ngày

tháng 02 năm 2017


QT6.2/KHCN1-BM17

TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH
HỘI ĐỒNG KHOA HỌC
ISO 9001 : 2008

BÁO CÁO TỔNG KẾT
ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU KHOA HỌC CẤP TRƯỜNG

TÁC ĐỘNG CỦA CHẤT LƯỢNG THỂ CHẾ
LÊN ĐẦU TƯ CÔNG
Ở CÁC TỈNH /THÀNH CỦA VIỆT NAM

Xác nhận của cơ quan chủ quản

Chủ nhiệm đề tài

(Ký, đóng dấu, ghi rõ họ tên)

(Ký, ghi rõ họ tên)

Huỳnh Văn Mười Một

tháng 02 năm 2017

Trà Vinh, ngày
2


TÓM TẮT
Nghiên cứu áp dụng phương pháp GMM sai phân bảng Arellano-Bond để đánh

giá thực nghiệm tác động của thể chế lên đầu tư công cho 52 tỉnh/thành ở Việt
Nam trong giai đoạn 2005 – 2014. Kết quả ước lượng cho thấy thể chế có tác
động dương ý nghĩa lên đầu tư công ở mẫu tổng thể, miền Bắc và miền Trung,
trong khi tác động của nó là âm có ý nghĩa lên đầu tư công ở miền Nam. Nghiên
cứu cũng phát hiện một số yếu tố như chi thường xuyên, nguồn thu ngân sách,
chỉ số giá tiêu dùng và độ mở thương mại có tác động lên đầu tư công ở các
tỉnh/thành. Các phát hiện này đưa ra một số hàm ý quan trọng cho chính quyền
ở các tỉnh/thành liên quan đến cải cách thể chế và đầu tư công địa phương.

4


MỤC LỤC
Trang
Thông tin chung về đề tài

3

Tóm tắt

4

Danh mục các từ viết tắt

6

Danh mục bảng biểu

7

Lời cám ơn

8

PHẦN MỞ ĐẦU

9

1. Tính cấp thiết của đề tài

9

2. Tổng quan nghiên cứu

11

2.1.

Tình hình nghiên cứu trong nước

11

2.2.

Tình hình nghiên cứu ngoài nước

11

3. Mục tiêu

15

4. Đối tương, phạm vi và phương pháp nghiên cứu

15

4.1.

Đối tượng, địa điểm và thời gian nghiên cứu

15

4.2.

Quy mô nghiên cứu

15

4.3.

Phương pháp nghiên cứu

15

PHẦN NỘI DUNG

17

1. Mô hình và dữ liệu nghiên cứu

17

2. Kết quả nghiên cứu

21

PHẦN KẾT LUẬN

28

1. Kết quả đề tài và thảo luận

28

2. Kiến nghị

29

Tài liệu tham khảo

30

5


DANH MỤC BẢNG BIỂU
Tên bảng

Trang

Bảng 1: Thống kê mô tả các biến

20

Bảng 2: Ma trận tương quan giữa các biến

20

Bảng 3: Kết quả ước lượng GMM sai phân dữ liệu bảng
Arellano-Bond cho tổng thể mẫu (52 tỉnh/thành)

23

Bảng 4: Kết quả ước lượng GMM sai phân dữ liệu bảng
Arellano-Bond cho khu vực miền Bắc (20 tỉnh/thành)

25

Bảng 5: Kết quả ước lượng GMM sai phân dữ liệu bảng
Arellano-Bond cho khu vực miền Trung (15 tỉnh/thành)

26

Bảng 6: Kết quả ước lượng GMM sai phân dữ liệu bảng
Arellano-Bond cho khu vực miền Nam (17 tỉnh/thành)

27

6

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

CPI

:

Provincial Competitiveness Index
Chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh

FDI

:

Foreign Direct Investment
Đầu tư trực tiếp nước ngoài

GDP

:

Gross Domestic Product
Tổng sản phẩm quốc nội

GMM

:

Generalized Method of Moments

7


LỜI CẢM ƠN
Để hoàn thành đề tài nghiên cứu này, Tác giả chân thành cảm ơn:
- Các Giáo sư, Thầy, Cô giảng dạy các chuyên đề NCS Khóa 2014 tại Trường
Đại học Kinh tế TP.HCM.
- Quý lãnh đạo, Ban Quản lý đề tài nghiên cứu khoa học, Phòng Khoa học
Công nghệ Trường Đại học Trà Vinh.
- Các đồng nghiệp tại Khoa Kinh tế, Luật và Phòng Quản trị Thiết bị Trường
Đại học Trà Vinh.
- Các bạn NCS Khóa 2014 tại Trường Đại học Kinh tế TP.HCM.
Đã tận tình giảng dạy, hỗ trợ giúp đỡ Tác giả trong thời gian thực hiện đề tài.
Xin chân thành cảm ơn!
Tác giả
Huỳnh Văn Mười Một

8


PHẦN MỞ ĐẦU
1. Tính cấp thiết của đề tài
Đầu tư công có vị trí quan trọng, nhất là trong giai đoạn đầu phát triển
kinh tế - xã hội của bất cứ quốc gia và nhà nước nào. Hầu hết các nghiên cứu
tại các nước phát triển đều nhận định đầu tư công có tác động tích cực đến
tăng trưởng kinh tế, trong khi đó một số nghiên cứu ở các nước đang phát
triển và chuyển đổi cho thấy có kết quả khác nhau về vai trò của đầu tư công.
Theo Grigoli & Mills (2014), thể chế đóng vai trò quan trọng trong việc
quyết định liệu đầu tư công sẽ sinh ra nguồn vốn có năng suất hay chỉ là sự
đầu tư lãng phí và kém hiệu quả cho nền kinh tế. Grigoli và Mills cho rằng

các cơ chế về thể chế sẽ quyết định liệu các dự án có được phân tích về mặt
chi phí – lợi ích chặt chẽ để đánh giá lợi ích kinh tế và xã hội của chúng hay
không, liệu chúng có được thực thi kịp tiến độ, liệu các quá trình mua sắm
trang thiết bị có đúng quy định, liệu chúng có phù hợp với chi phí dự toán và
liệu chúng có được bảo trì đầy đủ. Vì thế, với một nền tảng thể chế yếu kém,
rủi ro đưa đến là đầu tư công được dùng để phục vụ cho lợi ích của tầng lớp
quan chức, dẫn đến việc xây dựng và phát triển cơ sở hạ tầng của quốc gia có
chất lượng thấp. Ngoài ra, các nhà chính trị sẽ tìm mọi cách để trục lợi khi
vẫn còn quyền lực và tất nhiên điều này xảy ra nhiều hơn ở các quốc gia với
thể chế yếu kém và dẫn đến sự thất thoát của vốn đầu tư công.
Vậy chất lượng thể chế có tác động đến đầu tư công như thế nào? Grigoli
& Mills (2014) cho rằng giữa đầu tư công và chất lượng thể chế có mối quan
hệ nghịch và chất lượng quản trị thấp làm gia tăng tính thay đổi của đầu tư
công. Xu & Yao (2015) phát hiện các trưởng làng đến từ hai dòng tộc lớn
nhất ở một làng nọ (đại diện cho chất lượng thể chế của địa phương) làm gia
tăng đáng kể chi tiêu công địa phương và mối quan hệ này càng mạnh hơn
khi các dòng tộc có vẻ gắn kết hơn. Arslan & Sağlam (2011) kết luận tham
nhũng có tác động dương đến đầu công ở Thổ Nhĩ Kỳ. Như vậy, một số
nghiên cứu trên thế giới cho thấy tùy vào bộ dữ liệu thể chế và đặc điểm của
từng quốc gia mà chất lượng thể chế có tác động thúc đẩy hoặc làm giảm đầu
tư công.
Nền kinh tế Việt Nam tăng trưởng với nhịp độ khá cao, tính bình quân
giai đoạn 2001 – 2010 mỗi năm GDP tăng 7,26%; do ảnh hưởng của khủng
9


hoảng tài chính toàn cầu, tốc độ tăng GDP có giảm xuống kể từ năm 2008.
Sự tăng trưởng kinh tế cao và liên tục trong thời gian khá dài đó chủ yếu nhờ
có tỷ lệ tích lũy và đầu tư lớn. So với một số nước trong khu vực Đông và
Đông Nam Á, tỷ trọng đầu tư trong GDP của Việt Nam thuộc loại đứng đầu.

Xét về cơ cấu thì khu vực kinh tế nhà nước vẫn chiếm tỷ lệ lớn nhất trong
tổng đầu tư xã hội; theo số liệu năm 2000, cơ cấu này là Kinh tế nhà nước
59,1%, Kinh tế ngoài nhà nước 22,9 %; Khu vực có vốn đầu tư nước ngoài
18%; đến năm 2010 các con số tương ứng là Kinh tế nhà nước 38,1%, Kinh
tế ngoài nhà nước 36,1 %; Khu vực có vốn đầu tư nước ngoài 25,8%
(Nguyễn Đức Kiên, 2014).
Đại hội Đảng toàn quốc lần thứ XI đã xác định ba trọng tâm đột phá trong
đổi mới mô hình tăng trưởng kinh tế gắn với tái cơ cấu là: thể chế kinh tế thị
trường, cơ sở hạ tầng và phát triển nguồn nhân lực. Đại hội XII của Đảng
khẳng định lại chủ trương: “ tiếp tục đẩy mạnh thực hiện cơ cấu lại đồng bộ,
tổng thể nền kinh tế và các ngành, các lĩnh vực gắn với đổi mới mô hình tăng
trưởng; tập trung vào các lĩnh vực quan trọng: cơ cấu lại đầu tư với trọng tâm
là đầu tư công; …” (Văn kiện Đại hội đại biệu toàn quốc lần thứ XII). Đại
hội XII cũng xác định mục tiêu đến năm 2020 là : “phấn đấu cơ bản hoàn
thiện đồng bộ hệ thống thể chế kinh tế thị trường xã hội chủ nghĩa theo các
tiêu chuẩn phổ biến của nền kinh tế thị trường hiện đại và hội nhập quốc tế;
bảo đảm tính đồng bộ giữa thể chế kinh tế và thể chế chính trị, giữa nhà nước
và thị trường…”(Văn kiện Đại hội đại biệu toàn quốc lần thứ XII).
Tại Việt Nam, các nghiên cứu về tác động của chất lượng thể chế lên đầu
tư công vẫn chưa có nghiên cứu thực hiện. Nguyễn Đức Thành và Đinh
Tuấn Minh (2011) chỉ đánh giá tác động của cơ chế đầu tư lên đầu tư công.
Hai tác giả cho rằng đầu tư công của Việt Nam có xu hướng tăng nhưng lại
kém hiệu quả có nguyên nhân bắt nguồn từ cơ chế đầu tư, đồng thời đưa ra
khuyến nghị chính sách nhằm đổi mới thể chế, cơ chế và những giải pháp
chấn chỉnh, hoàn thiện, tái cấu trúc lĩnh vực đầu tư công. Nguyễn Quốc Việt
và Chu Thị Nhường (2012) nghiên cứu tác động của tham nhũng đến quy mô
và chất lượng của đầu tư công tại Việt Nam, tác giả tiếp cận dưới góc độ kinh
tế học thể chế. Tuy nhiên, nghiên cứu này nhấn mạnh về tác động của tham
nhũng đến đầu tư công. Vấn đề đặt ra ở đây là chất lượng thể chế có tác động
như thế nào lên đầu tư công ở các tỉnh/thành của Việt Nam? Liệu có sự khác

biệt gì không về tác động này giữa ba miền Bắc, Trung và Nam?

10


Để trả lời các câu hỏi nghiên cứu này, đề tài đánh giá thực nghiệm tác
động của chất lượng thể chế (thông qua chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh PCI) lên đầu tư công với các biến kiểm soát như chi thường xuyên, nguồn
thu ngân sách, lực lượng lao động, GDP bình quân đầu người thực, độ mở
thương mại, chỉ số giá tiêu dùng, và cơ sở hạ tầng cho 52 tỉnh/thành của Việt
Nam trong giai đoạn 2005 – 2014 thông qua phương pháp ước lượng GMM
sai phân bảng Arellano-Bond và so sánh tác động này giữa ba khu vực: miền
Bắc, miền Trung và miền Nam.
2. Tổng quan nghiên cứu
2.1.Tình hình nghiên cứu trong nước
Nguyễn Đức Thành và Đinh Tuấn Minh (2011) nghiên cứu về thực trạng
đầu tư công ở Việt Nam và tác động của cơ chế đầu tư công đối với tình
trạng đầu tư công của Việt Nam, bằng các số liệu thống kê từ năm 20002010, nghiên cứu kết luận đầu tư công của Việt Nam có xu hướng tăng
nhưng lại kém hiệu quả có nguyên ngân bắt nguồn từ cơ chế đầu tư đồng thời
đưa ra khuyến nghị chính sách nhằm đổi mới thể chế, cơ chế và những giải
pháp chấn chỉnh, hoàn thiện, tái cấu trúc lĩnh vực đầu tư công trong một vài
năm tới.
Nguyễn Quốc Việt và Chu Thị Nhường (2012) phân tích tác động của
tham nhũng đến quy mô và chất lượng của đầu tư công tại Việt Nam. Nghiên
cứu kế thừa phương pháp hồi quy theo mô hình tuyến tính của Tanzi và
Davoodi (1997, 1998); sử dụng dữ liệu thống kê Việt Nam giai đoạn 19952010, nghiên cứu kết luận tham nhũng có mối quan hệ cùng chiều với đầu tư
công; mức độ tham nhũng cao tỷ lệ thuận với tăng quy mô đầu tư và chất
lượng đầu tư suy giảm.
2.2. Tình hình nghiên cứu ngoài nước
Đầu tư công được xem là một công cụ điều hành vĩ mô của chính phủ và
có ảnh hưởng mạnh đến các hoạt động kinh tế và tăng trưởng của một quốc

gia. Theo đó, hầu hết các chính phủ sử dụng đầu tư công vào việc phát triển
cơ sở hạ tầng, vào việc phát triển giáo dục và nâng cao chất lượng y tế để
thúc đẩy các hoạt động kinh tế và nâng cao chất lượng nguồn nhân lực. Các
nghiên cứu hiện nay trên thế giới 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

11


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.
Tác động của tham nhũng lên đầu tư công
Các nghiên cứu như Tanzi & Davoodi (1998), Chakraborty & DablaNorris (2009), De la Croix và Delavallade (2009), Dartanto (2010), Arslan &
Sağlam (2011) và Haque & Kneller (2014) đều cho rằng tham nhũng cao đưa
đến đầu tư công nhiều hơn. Các tác giả này đều nhận định gia tăng đầu tư
công là phương cách để các quan chức phụ trách trục lợi. Có thể có nhiều
nguyên nhân khiến cho việc tham nhũng trong lĩnh vực đầu tư công tăng lên
nhưng một điều có thể thấy là việc quản lý, giám sát và kiểm tra yếu kém
trong quá trình mua sắm trang thiết bị và quá trình thực hiện các dự án đầu tư
công góp phần quan trọng cho sự phát triển của tham nhũng.
Tham nhũng, đặc biệt tham nhũng chính trị, làm móp méo toàn bộ quá
trình ra quyết định gắn với các dự án đầu tư công (Tanzi & Davoodi, 1998).
Mức độ móp méo tăng lên ở những nơi có chất lượng thể chế giám sát yếu
kém. Tanzi và Davoodi sử dụng phương pháp OLS để đánh giá tác động của
tham nhũng lên đầu tư công cho 95 quốc gia từ 1982 đến 1995. Bằng chứng
thực nghiệm cho thấy tham nhũng càng cao thì đầu tư công càng cao. Thêm
vào đó, tham nhũng được cho là nguyên nhân cản trở các quốc gia nghèo bắt
kịp các quốc gia giàu có (De la Croix & Delavallade, 2009). Trong bài viết
của mình, De la Croix và Delavallade đưa ra một mô hình lý thuyết để xem
xét tác động của tham nhũng lên phân bổ đầu tư công, các yếu tố quyết định

mang tính pháp lý và chính trị của chúng. Để minh chứng, các tác giả sử
dụng phương pháp ước lượng 2SLS và dữ liệu bảng gồm 62 quốc gia trong
giai đoạn 1996 – 2004 để đánh giá thực nghiệm vấn đề này. Kết quả phân
tích và thực nghiệm cho thấy tham nhũng đưa đến các kiểu móp méo ngân
sách khác nhau tùy theo chất lượng của thể chế luật pháp và chính trị và trình
độ phát triển. Vì thế, có thể nói đầu tư của khu vực công là môi trường béo
bở để các quan chức trục lợi. Cụ thể, Arslan & Sağlam (2011) cho rằng ở
Thổ Nhĩ Kỳ sự gia tăng của tham nhũng khiến cho việc đầu tư công cũng
tăng lên. Để minh chứng, Arslan và Sağlam xem xét mối quan hệ giữa tham
nhũng và đầu tư công ở Thổ Nhĩ Kỳ trong giai đoạn 1975 – 2007 bằng 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

12


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
13


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.

14


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
15


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.

16


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.

17


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.

18


• 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.

19


Bảng 1: Thống kê mô tả các biến
Số quan

Giá trị

Độ lệch

Nhỏ

Lớn

sát

trung bình

chuẩn

nhất

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

Các biến

Bảng 2: Ma trận tương quan giữa các biến
GINV

PCI

GEXP

GREV

LABO

GDP

OPEN

CPI

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

*** **

,

TELE

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
20


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).

21


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
22

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

-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

0.004

0.003

0.234

Đầu tư công (-1)

Cơ sở hạ tầng

23


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

24


này phù hợp với các nghiên cứu trước đó như Keefer & Knack (2007), Grigoli
& Mills (2014).
Giống như kết quả ước lượng ở mẫu tổng thể, chi thường xuyên ở ba khu
vực miền Bắc, Trung và Nam có tác động thúc đẩy đầu tư công. Điều này cho
thấy chi thường xuyên cũng là một yếu tố tác động dương có ý nghĩa của đầu tư
công ở Việt Nam. Tương tự, chỉ số giá tiêu dùng ở khu vực miền Trung và miền
Nam cũng có tác động dương ý nghĩa lên đầu tư công. Kết quả này trước đó
cũng được chỉ ra trong mẫu tổng thể. Điều này cho thấy lạm phát cũng đóng vai
trò quan trọng trong đầu tư công ở Việt Nam.
Nguồn thu ngân sách có tác động dương ý nghĩa lên đầu tư công ở miền
Trung. Kết quả này giống như kết quả đã được thể hiện ở mẫu tổng thể. Tuy
nhiên, trái ngược với kết quả này, ở khu vực miền Nam, nguồn thu ngân sách lại
làm giảm đầu tư công. Điều này có thể là khi nguồn thu ngân sách tăng lên, chi
đầu tư có thể không tăng vì chính quyền địa phương phải dành nhiều cho chi
thường xuyên hơn đến từ chi cho giáo dục và y tế.
Tương tự như mẫu tổng thể, độ mở thương mại ở khu vực miền Bắc có
tác động âm ý nghĩa lên đầu tư công. Điều này cho thấy việc tăng cường chính
sách mở cửa thông thoáng sẽ làm giảm đi đầu tư công và lượng đầu tư này có
thể được bù đắp bằng nguồn vốn đầu tư FDI đến từ nước ngoài vào các lĩnh vực
phát triển cơ sở hạ tầng như được đề cập trước đó ở mẫu tổng thể.
Bảng 4: Kết quả ước lượng GMM sai phân dữ liệu bảng Arellano-Bond
cho khu vực miền Bắc (20 tỉnh/thành)
Biến phụ thuộc: Δ Đầu tư công
Coef.

Std. Err.

p-value

-1.328***

0.114

0.000

Chất lượng thể chế

0.136*

0.080

0.092

Chi thường xuyên

0.704**

0.274

0.011

Thu ngân sách

-0.075

0.077

0.331

Lực lượng lao động

-0.646

0.391

0.100

GDP bình quân đầu người

0.043

0.034

0.212

-0.017*

0.008

0.054

Đầu tư công (-1)

Độ mở thương mại

25

Chỉ số giá tiêu dùng

0.040

0.037

0.282

Cơ sở hạ tầng

-0.003

0.004

0.429

Obs

160

AR(2) test

0.278

Sargan test

0.600

*** **

,

và * mức ý nghĩa ở sai biệt thống kê lần lượt là 1%, 5% và 10%.

Bảng 5: Kết quả ước lượng GMM sai phân dữ liệu bảng Arellano-Bond
cho khu vực miền Trung (15 tỉnh/thành)
Biến phụ thuộc: Δ Đầu tư công
Coef.

Std. Err.

p-value

-1.296***

0.186

0.000

Chất lượng thể chế

0.217**

0.097

0.029

Chi thường xuyên

1.104**

0.462

0.019

Thu ngân sách

0.233*

0.127

0.070

Lực lượng lao động

0.341

0.638

0.594

GDP bình quân đầu người

-0.113

0.080

0.166

Độ mở thương mại

-0.004

0.014

0.732

Chỉ số giá tiêu dùng

0.150*

0.087

0.090

Cơ sở hạ tầng

0.013

0.009

0.153

Đầu tư công (-1)

Obs

105

AR(2) test

0.977

Sargan test

0.529

*** **

,

và * mức ý nghĩa ở sai biệt thống kê lần lượt là 1%, 5% và 10%.

26