Tác động của chi ngân sách nhà nước đến tăng trưởng kinh tế các địa phương tại Việt Nam

TÓM TẮT:

Nghiên cứu sử dụng phương pháp ước lượng SGMM để đánh giá tác động của chi ngân sách nhà nước (NSNN) đến tăng trưởng kinh tế của 61 tỉnh, thành phố tại Việt Nam trong giai đoạn 2011 - 2019. Kết quả nghiên cứu cho thấy tổng mức chi NSNN và các thành phần của chi NSNN là chi đầu tư phát triển và chi phát triển sự nghiệp kinh tế - xã hội đều có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế của các địa phương. Trên cơ sở kết quả nghiên cứu, tác giả đã đề xuất các hàm ý chính sách hướng đến tăng trưởng kinh tế bền vững của các địa phương trong thời gian tới.

Từ khóa: chi ngân sách nhà nước, tăng trưởng kinh tế địa phương, SGMM.

1. Đặt vấn đề

NSNN là một điều kiện vật chất quan trọng nhằm thực hiện các nhiệm vụ của Nhà nước và là khâu chủ đạo trong hệ thống tài chính quốc gia. Thời gian qua, cùng với quá trình đổi mới quản lý kinh tế, trong đó ban hành Luật Ngân sách Nhà nước năm 2015 áp dụng từ ngày 01/1/2017, hoạt động quản lý NSNN ở Việt Nam có vị trí hết sức quan trọng, góp phần đảm bảo an sinh xã hội, ổn định vĩ mô, an ninh tài chính quốc gia, thể hiện qua việc cân đối ngân sách huy động và phân bổ nguồn lực hợp lý.

Nghiên cứu chi NSNN đến tăng trưởng kinh tế là một trong những đề tài được nhiều tác giả ở Việt Nam và trên thế giới nghiên cứu. Tuy nhiên, việc nghiên cứu chi NSNN đến tăng trưởng kinh tế ở quy mô địa phương tại Việt Nam còn rất ít. Đồng thời, các nghiên cứu về chi NSNN đến tăng trưởng kinh tế địa phương cũng chưa quan tâm đến các thành phần cấu thành chi NSNN có tác động như thế nào đến tăng trưởng kinh tế của địa phương. Nghiên cứu này được thực hiện nhằm xem xét các vấn đề nêu trên.

2. Cơ sở lý thuyết về tác động của chi ngân sách nhà nước đến tăng trưởng kinh tế

2.1. Lý thuyết Keynes và lý thuyết tân cổ điển

Lý thuyết Keynes (1936) cho rằng, chi tiêu chính phủ thực sự có tác động đến nền kinh tế. Cụ thể, khi chính phủ tăng chi tiêu thông qua thâm hụt ngân sách (vay nợ hoặc giảm thuế) sẽ làm tăng thu nhập sau thuế và của cải của hộ gia đình. Điều này sẽ làm gia tăng tiêu dùng của hộ gia đình và do đó làm tăng tổng cầu về hàng hóa và dịch vụ. Tổng cầu gia tăng trong khi giá cả và mức lương là cứng nhắc sẽ làm gia tăng thu nhập và toàn dụng nhân công. Tuy nhiên, lý thuyết Keynes chỉ áp dụng đối với nền kinh tế trong ngắn hạn, trong dài hạn nền kinh tế tuân theo quy luật của lý thuyết Tân cổ điển.

Theo lý thuyết Tân cổ điển, chính sách mở rộng tài khóa bằng cách giảm thuế hoặc tăng chi tiêu có thể dẫn đến làm giảm tiết kiệm quốc gia. Gọi Y là thu nhập quốc gia, C là chi tiêu tư nhân, S là tiết kiệm tư nhân và T là Thuế trừ đi các khoản chuyển giao của chính phủ.

Giới hạn ngân sách của khu vực tư nhân: Y = C + S + T

Theo cân bằng phương trình (1), trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, chi tiêu của chính phủ tăng sẽ làm gia tăng sản lượng nền kinh tế. Quan điểm của Keynes cho rằng tăng trưởng kinh tế xảy ra do tăng chi tiêu của khu vực công. Trong bối cảnh này, chi tiêu của chính phủ được coi là một biến ngoại sinh độc lập và có thể được sử dụng như một biến chính sách hiệu quả để tác động đến tăng trưởng kinh tế.

2.2. Lý thuyết luật Wagner

Việc phân tích mối quan hệ giữa quy mô chi tiêu của chính phủ với mức độ phát triển của nền kinh tế đã nhận được sự quan tâm lớn trong lĩnh vực học thuật. Cụ thể, phân tích về mối quan hệ dài hạn giữa chi tiêu của chính phủ và tăng trưởng kinh tế đã đưa ra nhiều kết luận khác nhau. Nói chung, các lý thuyết khác nhau về mối quan hệ có thể được chia thành 2 trường phái kinh tế. Theo tư tưởng của Keynes và Wagner, sự tương phản cơ bản cho những lý thuyết này là hướng của quan hệ nhân quả. Wagner (1883) cho rằng tăng trưởng kinh tế, do quá trình công nghiệp hóa, đi kèm với sự gia tăng tỷ trọng chi tiêu công trong GNP. Ngược lại, quan điểm của Keynes cho rằng chi tiêu của chính phủ là một công cụ của nhà nước trong việc thực hiện chính sách tài khóa và với công cụ này ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế.

3. Phương pháp nghiên cứu

3.1. Mô hình nghiên cứu

Dựa trên nghiên cứu của Cooray (2009) và Alexiou (2009), tác giả xây dựng mô hình đánh giá tác động của chi NSNN đến tăng trưởng kinh tế thông qua hàm sản xuất bao gồm vốn chính phủ có dạng hàm Cobb-Douglas như sau:

lnGRDP_it = β₀ + β₁lnGRDP_it-1 + β₂lnK_it + β₃lnL_it + β₄lnG_it + ε_it    (1)

Trong đó: i đại diện cho địa phương thứ i, t đại diện cho năm t. GRDP, K, L, G lần lượt là tổng sản phẩm trên địa bàn tỉnh, vốn đầu tư thực hiện trên địa bàn, tỷ lệ lao động, chi ngân sách nhà nước của địa phương.

Để biểu thị cho tốc độ tăng trưởng kinh tế địa phương, tác giả trừ 2 vế của (1) cho lnGRDP_it-1, mô hình thu được như sau:

lnGRDP_it - lnGRDP_it-1 = β₀ + (β₁ - 1)lnGRDP_it-1 + β₂lnK_it + β₃lnL_it
      + β₄lnG_it + ε_it            (2)

Trong mô hình này, tốc độ tăng trưởng kinh tế địa phương được đo lường bằng:

growth_it = lnGRDP_it - lnGRDP_it-1

Ngoài ra, tác giả cũng xem xét tác động của các thành phần chính trong chi NSNN đến tăng trưởng kinh tế. Chi NSNN được chia thành 2 thành phần tương ứng trong nghiên cứu này là chi đầu tư phát triển (G_1it) và chi phát triển sự nghiệp kinh tế xã hội (G_2it ). Mô hình cụ thể như sau:

growth_it = β₀ + (β₁ - 1)lnGRDP_it-1 + β₂lnK_it + β₃lnL_it + β₄lnG_it + ε_it    (3)

growth_it = α₀ + (β₁ - 1)lnGRDP_it-1 + β₂lnK_it + β₃lnL_it + β₄lnG_2it + ε_it    (4)

3.2. Dữ liệu nghiên cứu

Trong quá trình chia tách và sáp nhập một số tỉnh, thành phố nên dữ liệu một số tỉnh thành phố sẽ thay đổi qua các năm. Do đó, nghiên cứu được tiến hành với 61 tỉnh thành phố tại Việt Nam (thiếu số liệu của Cà Mau và Gia Lai) đã đảm bảo trên 90% với tỷ lệ là 96,8% số lượng địa phương để đại diện cho phân tích các tác động của các tỉnh thành phố tại Việt Nam. Nghiên cứu tiến hành thu thập số liệu từ các nguồn đáng tin cậy như Tổng cục Thống kê Việt Nam, Cục Thống kê của 61 tỉnh thành phố trong mẫu nghiên cứu, Bộ Tài chính trong giai đoạn từ năm 2011 - 2019. Thời gian nghiên cứu này được chọn dựa trên sự sẵn có về mặt số liệu của 61 tỉnh thành phố trong mẫu nghiên cứu.

3.3. Phương pháp ước lượng

Để khắc phục hiện tượng nội sinh thường xảy ra trong các mô hình kinh tế vĩ mô, nghiên cứu này thực hiện ước lượng mô hình bằng phương pháp GMM hệ thống (System GMM - SGMM) được đề xuất bởi Arellano & Bond (1991). Phương pháp này được sử dụng phổ biến trong các ước lượng dữ liệu bảng động tuyến tính hoặc các dữ liệu bảng có tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan.

4. Kết quả nghiên cứu

Kết quả thống kê mô tả đo lường các đại lượng đặc trưng đối với các biến nghiên cứu cho thấy, tổng sản phẩm trên địa bàn (GRDP) tại Việt Nam trong giai đoạn 2011 - 2019 bình quân là 82372.49 tỷ đồng. Độ lệch chuẩn của GRDP là 149289.60 tỷ đồng cho thấy mức chênh lệch GRDP của các địa phương tại Việt Nam là khá lớn. Tốc độ tăng trưởng kinh tế địa phương tại Việt Nam trong giai đoạn 2011 - 2019 bình quân là 10.73% với độ lệch chuẩn là 16.08%, cho thấy sự phát triển của các địa phương tại Việt Nam không đồng đều.

Kết quả thống kê mô tả cũng cho thấy chi NSNN của địa phương (G) tại Việt Nam trong giai đoạn 2011 - 2019 bình quân là 18309.13 tỷ đồng. Độ lệch chuẩn của G là 20054.68 tỷ đồng, cho thấy quy mô chi NSNN của các địa phương tại Việt Nam chênh lệch khá lớn.

Xét về cơ cấu chi NSNN của địa phương, chi đầu tư phát triển trong giai đoạn 2011 - 2019 bình quân là 3794.67 tỷ đồng với độ lệch chuẩn là 4737.20 tỷ đồng. Trong khi đó, chi phát triển sự nghiệp kinh tế xã hội trong giai đoạn 2011 - 2019 bình quân là 7229.35 tỷ đồng với sai số chuẩn là 6774.06 tỷ đồng

Đối với các biến độc lập khác trong mô hình, Bảng 1 cho thấy vốn đầu tư trên địa bàn tỉnh trong giai đoạn 2011 - 2019 bình quân là 32384.64 tỷ đồng với độ lệch chuẩn là 56439.85 tỷ đồng. Tỷ lệ lao động đang làm việc trong nền kinh tế giai đoạn 2011 - 2019 bình quân là 59.83% với độ lệch chuẩn tương đối nhỏ là 3.86%.

Kết quả ước lượng mô hình động về tác động của chi NSNN và các thành phần của chi NSNN đến tăng trưởng kinh tế các địa phương tại Việt Nam bằng phương pháp SGMM được trình bày trong Bảng 1.

Bảng 1. Kết quả ước lượng mô hình động bằng phương pháp SGMM

Kết quả ước lượng mô hình tác động của các thành phần chi ngân sách nhà nước đến tăng trưởng kinh tế các địa phương tại Việt Nam được thực hiện với phương pháp SGMM. AR (1), AR (2) p-value là giá trị p-value của kiểm định sự tương quan bậc 1 và bậc 2 của phần dư. Hansen p-value là giá trị p-value của kiểm định Hansen về sự phù hợp của các biến công cụ trong mô hình. Second stage F-test p-value là giá trị p-value của kiểm định F về sự phù hợp của mô hình.

*** có ý nghĩa thống kê ở mức 1%

** có ý nghĩa thống kê ở mức 5%

* có ý nghĩa thống kê ở mức 10%

Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 16.0

Kết quả ước lượng ở Bảng 1 cho thấy, các mô hình đều có giá trị p-value của kiểm định AR (1) nhỏ hơn mức ý nghĩa 10% và có giá trị p-value của kiểm định AR (2) lớn hơn mức ý nghĩa 10%. Do đó, các mô hình có sự tự tương quan bậc 1 nhưng không có sự tự tương quan bậc 2 với phần dư. Đồng thời, kiểm định Hansen của các mô hình có giá trị p-value lớn hơn mức ý nghĩa 10%, tức là các biến công cụ được sử dụng trong mô hình là phù hợp. Mặt khác, giá trị p-value của kiểm định F cũng nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%, cho thấy các mô hình là phù hợp. Bảng 1 cũng cho thấy một ràng buộc khác khi sử dụng phương pháp SGMM cũng được thỏa mãn là số biến công cụ không được vượt quá số nhóm quan sát. Như vậy, mô hình đảm bảo độ tin cậy để tiến hành phân tích.

Kết quả ước lượng mô hình động về tác động của chi NSNN đến tăng trưởng kinh tế các địa phương tại Việt Nam cho thấy hệ số hồi quy của các biến L.LNGRDP, LNG, LNK có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Như vậy, GRDP đầu kỳ, chi NSNN và vốn đầu tư trên địa bàn tỉnh có tác động đến tăng trưởng kinh tế địa phương tại Việt Nam. Với chi NSNN, hệ số hồi quy của biến LNG là 0.0282 mang giá trị dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này cho thấy gia tăng chi NSNN sẽ thúc đẩy tăng trưởng kinh tế địa phương. Cụ thể, 1% gia tăng trong chi NSNN sẽ làm gia tăng tăng trưởng kinh tế địa phương 0.0282%.

Kết quả ước lượng mô hình động về tác động của các thành phần chi NSNN đến tăng trưởng kinh tế các địa phương tại Việt Nam cho thấy hệ số hồi quy của các biến L.LNGRDP, LNK có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Trong khi đó, hệ số hồi quy của biến LNG1 có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, hệ số hồi quy của biến LNG2 có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Như vậy, GRDP đầu kỳ, Chi đầu tư phát triển, Chi phát triển sự nghiệp kinh tế xã hội, vốn đầu tư địa phương có tác động đến tăng trưởng kinh tế địa phương tại Việt Nam.

5. Hàm ý chính sách

Để đảm bảo phát huy hiệu quả của chi NSNN đến tăng trưởng kinh tế địa phương cần gắn chi ngân sách với chính sách kinh tế thường niên, mục tiêu kinh tế trung và dài hạn thì mới tạo được sự nhất quán, đảm bảo chi ngân sách đạt được tính khả thi cao và dự báo ngân sách chuẩn xác hơn.

Bên cạnh đó, chi ngân sách phải đảm bảo tính minh bạch, công khai trong cả quy trình từ khâu lập, tổ chức thực hiện, quyết toán, báo cáo và kiểm toán. Chi ngân sách thực chất là chi chủ yếu từ nguồn thuế, phí do dân đóng góp nên phải đảm bảo rõ ràng, công khai để các tổ chức cá nhân giám sát và tham gia. Thực hiện nguyên tắc này vừa nâng cao trách nhiệm của các tổ chức cá nhân có liên quan đến ngân sách, vừa đảm bảo sử dụng ngân sách có hiệu quả, vừa giúp cho phát hiện chỉnh sửa để thông tin về ngân sách sát đúng thực tiễn hơn.

Ngoài ra, cần đảm bảo quản lý chặt chẽ chi đầu tư phát triển, chi phát triển sự nghiệp kinh tế xã hội. Quản lý các thành phần chi ngân sách nhà nước phải tính đến hiệu quả đầu ra, gắn liền với mục tiêu, chiến lược phát triển KTXH, phù hợp với đặc thù kinh tế trên địa bàn. Xác định nội dung trọng tâm cần đầu tư, với phương châm không đầu tư dàn trải. Quản lý ngân sách theo kết quả đầu ra chính là để giải quyết nhu cầu ngân sách phải được sử dụng hiệu quả và công khai, minh bạch; bằng cách lượng hóa được hiệu quả sử dụng ngân sách thông qua những kết quả đầu ra cụ thể để mọi người dân đều có thể đánh giá, giám sát được.

TÀI LIỆU THAM KHẢO:

1. Alexiou, C. (2009). Government Spending and Economic Growth: Econometric Evidence from the South Eastern Europe (SEE). Journal of Economic and Social Research, 11, 1-16.
2. Arellano, M., & Bond, S. (1991). Some Tests of Specification for Panel Data: Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations. The Review of Economic Studies, 58(2), 277-297.
3. Barro, R. J. (1989). The Ricardian to Budget Deficits. Journal of Economic Perspectives, 3(2), 37-54.
4. Cooray, A. (2009). Government Expenditure, Governance and Economic Growth. Comparative Economic Studies. Comparative Economic Studies, 51(3), 401-418.
5. Keynes, J.M. (1936). The General Theory of Employment, Interest and Money. Economic Journal, 47 (June), 241-252.
6. Ricardo, D. (1951, 1957). Works and Correspondence. Edited by Piero Sraffa. Cambridge: Cambridge University Press.
7. Wagner, A. (1883). Three Extracts on Public Finance. (R. A. Masgrave and A.T. Peacock, Ed.). Classics in the Theory of Public Finance. Uk: Palgrave Macmillan.

THE IMPACT OF STATE BUDGET EXPENDITURES

ON THE LOCAL ECONOMIC GROWTH IN VIETNAM

• PHAM THANH HUNG

• HOANG THI THANH HANG

Banking University of Ho Chi Minh City

ABSTRACT:

This study evaluates the impact of state budget expenditures on the local economic growth of 61 provinces and cities in Vietnam over the period from 2011 to 2019. By using the SGMM estimation method, the study finds out that the state budget expenditures and its components including the development investment expenditure and the socio-economic development expenditure have positive impacts on the local economic growth. Based on the study’s results, some policy implications are proposed to support the sustainable economic growth of Vietnam.

Keywords: state budget expenditure, local economic growth, SGMM.

[Tạp chí Công Thương - Các kết quả nghiên cứu khoa học và ứng dụng công nghệ, Số 27, tháng 12 năm 2021]