Nghiên cứu tác động phi tuyến tính của chất lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế: Bằng chứng từ mô hình GMM

Nghiên cứu tác động phi tuyến tính của chất
lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế: Bằng chứng
từ mơ 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 mơ 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 trị 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:
Banking Academy of Vietnam

Do, Thanh Nam
Email:
Mobile Service Joint Stock Company

© Học viện Ngân hàng
ISSN 1859 - 011X

59

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
Số 232- Tháng 9. 2021


Nghiên cứu tác động phi tuyến tính của chất lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế:
Bằng chứng từ mô hình GMM

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
ln 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; Acemoglu & Robinson, 2012; Perkins và cộng

60

sự, 2015). Như trong mơ 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 thơng 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 qn đầu người. Trường phái

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 232- Tháng 9. 2021


TRƯƠNG HOÀNG DIỆP HƯƠNG - ĐỖ THÀNH NAM

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
sốt 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. Ngồi 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 khơng thống
nhất. Ví dụ, trong khi nghiên cứu của Valeriani 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 khơng 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 khơng 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

Số 232- Tháng 9. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

61

Nghiên cứu tác động phi tuyến tính của chất lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế:
Bằng chứng từ mô hình GMM

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 mơ hình
GMM 2 bước giúp kiểm sốt vấn đề nội sinh
giữa các biến trong mơ hình.
3. Phương pháp nghiên cứu
3.1. Mơ 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

qn đầu người thấp, sau khi đã kiểm sốt
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 mơ
hình, tăng trưởng kinh tế được đo lường
bằng tốc độ tăng trưởng GDP bình qn
đầu người. Mơ hình thực nghiệm có thể
được trình bày dưới dạng rút gọn như sau
(Mơ 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, mơ 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 (Mơ

62

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 sốt tham nhũng, pháp
luật và mệnh lệnh. Để kiểm tra độ vững của
mơ 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 mơ 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 mơ 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 mơ hình.
Ngồi ra, biến giả thời gian được bổ sung
trong mơ hình trên nhằm kiểm sốt 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 mơ hình.

Chất lượng thể chế có mối quan hệ phi
tuyến tính dạng chữ U với tăng trưởng

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 232- Tháng 9. 2021


TRƯƠNG HOÀNG DIỆP HƯƠNG - ĐỖ THÀNH NAM

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, Mơ 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

sốt 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 mơ hình
Ký hiệu Tên biến

Đo lường

Nguồn dữ liệu

GDPpcg Tăng trưởng GDP đầu Tốc độ tăng trưởng GDP đầu người, % năm
người
GDPpc GDP đầu người
Logarit tự nhiên GDP đầu người thực, PPP
(giá $ 2017)
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 sốt tham nhũng, pháp luật
và mệnh lệnh
Cor

Kiểm soát tham nhũng Chất lượng kiểm soát tham nhũng

WDI

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

PWT 9.1

Trade

Độ mở thương mại

Số năm đi học bình quân cộng quay trở lại
học tập
Tổng giá trị xuất nhập khẩu trên GDP, %

Gov

Chi tiêu Chính phủ

Chi tiêu Chính phủ trên GDP, %

WDI

CF

Tích lũy vốn

WDI

INF

Tỷ lệ lạm phát

Tích lũy vốn tổng trên GDP (%) (gross
capital formation)

Tỷ lệ lạm phát hàng năm, %
Tỷ lệ trao đổi thương mại được tính bằng
giá xuất khẩu/giá nhập khẩu
Logarit tự nhiên của khoảng cách đến
đường xích đạo

PWT 9.1

TOTg

Tốc độ tăng tỷ lệ trao
đổi thương mại
Distance Vị trí địa lý

WDI
ICRG

ICRG

WDI

WDI

Nguồn: Tác giả tổng hợp
Số 232- Tháng 9. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

63


Nghiên cứu tác động phi tuyến tính của chất lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế:

Bằng chứng từ mô hình GMM

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 Indicator, WDI) của Worldbank (2020), Penn
World Table phiên bản 9.1 của Feenstra, và
Robert Inklaar và Timmer (2015). Các biến
số trong mơ hình được đo lường dựa vào
các nghiên cứu thực nghiệm của các tác giả
đi trước với mục tiêu tương ứng, như Rodrik (2002), Lee (2016), Gallup, Sachs và
Mellinger (1999), Butkiewicz và Yanikkaya (2006). Đo lường cụ thể các biến trong
mơ 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 mơ là xuất hiện tình trạng
nội sinh trong mơ 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 cơng 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). Ngồi ra, sai số trong mơ
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 mơ tả các biến sử dụng trong mơ 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 tốn của tác giả

64

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 232- Tháng 9. 2021


Nguồn: Tính tốn của tác giả

1
0,01
0,01
0,03
0,26

-0,01
0,33
-0,36
0,06
0,04
0,31
0,32
-0,02
Distance

0,31

 
1
-0,02
0,02
-0,08
0,01
-0,04
0,04
-0,01
-0,01
-0,14
-0,2
-0,11
TOTg

-0,08

 

 
1
-0,02
0,01
-0,03
-0,03
0,01
-0,04
-0,12
-0,01
0,14
-0,37
INF

-0,09

 
 
 
1
-0,07
0,16
0,04
-0,17
0,04
0,19
-0,08
0,01
0,32
CF

0,01

 
 
 
 
1
0,11
0,44
-0,31
0,06
-0,07
0,46
0,5
-0,21
Gov

0,46

 
 
 
 
 
1
0.26
-0,32
0,43
0,04

0,12
0,26
0,09
Trade

-0,33

 
 
 
 
 
 
1
-0,78
0,12
0,18
0,45
0,67
0,02
HC

0,79

 
 
 
 
 
 

 
1
-0,14
-0,21
-0,34
-0,59
-0,16
lfer

-0,72

 
 
 
 
 
 
 
 
1
0,01
0,02
0,13
0,08
FDI

0,12

 
 

 
 
 
 
 
 
 
1
-0,09
0,04
0,63
TFP

0,01

 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
1
0,03
Ins

0,72

 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
-0,03
GDPpc

1

 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 

 
1
GDPpcg

 

TOTg
INF
CF
Trade Gov
HC
lfer
FDI
TFP
Cor
Ins
GDPpc

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 mơ
hình tại một số quốc gia không
được đầy đủ, số lượng các

GDPpcg

4.1. Thống kê mô tả

 

4. Kết quả nghiên cứu và
thảo luận

Bảng 3. Ma trận tương quan giữa các biến trong mơ hình

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
khơng có tương quan chuỗi
và giá trị của các biến cơng
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
mơ 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.

Distance

TRƯƠNG HỒNG DIỆP HƯƠNG - ĐỖ THÀNH NAM

Số 232- Tháng 9. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

65


Nghiên cứu tác động phi tuyến tính của chất lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế:
Bằng chứng từ mô hình GMM

biến quan sát với từng biến có sự dao động.

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

4.2. Kết quả mơ hình hồi quy

Mục này báo cáo kết quả ước lượng từ mơ

Bảng 4. Kết quả hồi quy mơ hình
Tên biến
Biến trễ của biến phụ thuộc
GDP đầu người
Chất lượng thể chế
Chất lượng thể chế bình phương

(1)

(2)

0,148**
(0,058)
-1,681*
(0,887)
-6,502**
(3,081)
0,728**
(0,348)

0,232***
(0,062)
-1,301
(0,897)

Kiểm sốt tham nhũng
Kiểm sốt tham nhũng bình phương
TFP

Đầu tư nước ngồi
Tỷ lệ sinh nở
Vốn con người
Độ mở thương mại
Chi tiêu Chính phủ
Tích lũy vốn
Tỷ lệ lạm phát
Tốc độ tăng tỷ lệ trao đổi thương mại
Vị trí địa lý

1,645
(2,735)
-0,005
(0,015)
-2,685**
(1,066)
1,392*
(0,739)
0,003
(0,006)
-0,221***
(0,080)
0,229***
(0,078)
-0,054*
(0,029)
0,111**
(0,054)
0,149
(0,265)

-2,911***
(0,868)
0,452***
(0,131)
2,279
(3,446)
-0.003
(0,015)
-3,105***
(1,130)
0,529
(0,707)
0,002
(0,006)
0,239***
(0,072)
0,191***
(0,072)
-0,051*
(0,027)
0,110*
(0,058
-0,119
(0,279)
19,809**
(7,646)

Hệ số chặn

-

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 tốn của tác giả

66

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 232- Tháng 9. 2021


TRƯƠNG HỒNG DIỆP HƯƠNG - ĐỖ THÀNH NAM

quy của Mơ hình (2) với chất lượng thể
chế được đo lường bằng giá trị trung bình
khơng trọng số của 5 biến số là trách nhiệm
dân chủ, sự ổn định của Chính phủ, chất
lượng Chính phủ, kiểm sốt 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 Mơ 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 sốt 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 trị 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 khơng 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)

Slope

-4,870

-3,002

p>/t/

0,019

0,000

Slope

3,114

2,393

p>/t/

0,038

0,010

1,80

2,36

0,038

0,0105

Lower bound

Upper bound

SLM test
t-value
p>/t/

Nguồn: Tính tốn của tác giả

Số 232- Tháng 9. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

67


Nghiên cứu tác động phi tuyến tính của chất lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế:
Bằng chứng từ mô hình GMM

sách ngoại thương được đo lường thơng qua
độ mở kinh tế tương đối (tổng xuất nhập
khẩu trên GDP), do đó, khơng 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 q khứ,
vai trị của địa lý khơng được chứng minh
trong mơ hình nghiên cứu, thể hiện ở hệ
số hồi quy dương nhưng khơng 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 Gallup, 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. Mơ hình nghiên cứu khơng 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 khơng có đường
bờ biển) hoặc đặc điểm khí hậu (ơn 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 tồn cầu hố 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 mịn sức
mua và niềm tin của cơng chúng đối với
nền kinh tế. Điều này đã tìm thấy từ nhiều
nghiên cứu trước (Sequeira, 2021; Mandeya và Ho, 2021), hàm ý sự ổn định lạm

68

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 mơ 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 khơng 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 mơ hình hồi quy tuỳ vào bối cảnh thời
gian và khơng gian. Chi tiêu Chính phủ
khơng 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 hố phục
vụ mục đích cơng cộng sẽ xảy ra.
5. Kết luận
Tăng trưởng kinh tế dài hạn đóng vai trị
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 khơng 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 thơng qua
mơ 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

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 232- Tháng 9. 2021


TRƯƠNG HOÀNG DIỆP HƯƠNG - ĐỖ THÀNH NAM

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 khơng cịn
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, mơ 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 trị trực tiếp. Điều này lại cần tới các
chính sách cơng 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.13201346
Barro, Robert J., and Jong-Wha Lee., 1994, Sources of economic growth, Carnegie-Rochester Conference Series on
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: />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:  />Kuznets, S. (1955). Economic Growth and Income Inequality. The American Economic Review, 45(1), 1-28. Retrieved
September 4, 2021, from />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, />CBO9780511819438

Số 232- Tháng 9. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

69


Nghiên cứu tác động phi tuyến tính của chất lượng thể chế tới tăng trưởng kinh tế:
Bằng chứng từ mô hình GMM
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,
/>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

70

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 232- Tháng 9. 2021