Vai trò của chi tiêu công cho giáo dục đối với tăng trưởng kinh tế tỉnh Khánh Hòa

TÓM TẮT:
Nghiên cứu này nhằm xác định vai trò của chi tiêu công cho giáo dục (CTCGD) đối với tăng trưởng kinh tế của tỉnh Khánh Hòa giai đoạn 1990-2016 bằng ước lượng các mô hình hàm sản xuất Cobb-Douglas. Kết quả nghiên cứu cho thấy, CTCGD ảnh hưởng không có ý nghĩa đến tăng trưởng khi CTCGD là biến nội sinh đo lường vốn con người. Với vai trò là biến ngoại sinh, CTCGD đóng góp bình quân tương đối thấp đến tăng trưởng của tỉnh, nhưng sự đóng góp được cải thiện đáng kể trong những năm cuối của thời kỳ này. Kết quả cũng chỉ rằng, chi thường xuyên cho giáo dục tác động có ý nghĩa thống kê đến tăng trưởng, nhưng chi đầu tư công cho giáo dục ảnh hưởng không có ý nghĩa thống kê. Kết quả nghiên cứu khuyến nghị tiếp tục chú trọng đầu tư cho giáo dục thông qua việc duy trì tỷ lệ CTCGD, đồng thời nâng cao hiệu quả sử dụng ngân sách chi thường xuyên và đầu tư cho giáo dục cũng như cần có chính sách ưu tiên chi tiêu trong lĩnh vực giáo dục.
Từ khóa: Chi tiêu công cho giáo dục, tăng trưởng kinh tế, tỉnh Khánh Hòa.

1. Giới thiệu
Tăng trưởng kinh tế cao góp phần nâng cao đời sống người dân, tăng nguồn phúc lợi xã hội nhằm xóa đói giảm nghèo, đảm bảo cho người dân ngày càng tiếp cận tốt hơn các dịch vụ y tế, giáo dục, an sinh xã hội. Các yếu tố ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế có thể bao gồm tài nguyên thiên nhiên, vốn, lao động và công nghệ (Mankiw & cộng sự, 1992). Nhưng một số nghiên cứu cho thấy chi tiêu công cho giáo dục (CTCGD) cũng ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng kinh tế (Al-Yousif, 2008; Chandra, 2011; Tamang, 2011; Mekdad & cộng sự, 2014). Một số nghiên cứu xem CTCGD là biến nội sinh đo lường vốn con người (Mekdad & cộng sự, 2014), các nghiên cứu khác xem CTCGD là biến ngoại sinh có ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế (Phạm Thế Anh, 2008).
Việt Nam xem giáo dục là quốc sách hàng đầu và có tỷ lệ CTCGD ở mức khá cao so với nhiều nước (Actionaid, 2016). Tỷ trọng CTCGD so với GDP của Việt Nam tăng từ 4,1% năm 2001 lên 5,7% năm 2012. Tỷ trọng của chi giáo dục trong tổng chi ngân sách nhà nước tăng tương ứng từ 15,5% lên 21,4% trong giai đoạn này (Actionaid, 2016). Tuy vậy, công trình nghiên cứu về vai trò của CTCGD đến tăng trưởng kinh tế còn khiêm tốn. Một số ít công trình có thể kể đến như Phạm Thế Anh (2008); Sử Đình Thành & Đoàn Nguyên Vũ (2015).
Mục tiêu nghiên cứu này nhằm xem xét vai trò của CTCGD đối với tăng trưởng kinh tế thông qua đo lường mức độ ảnh hưởng của CTCGD đến tăng trưởng kinh tế. Phạm vi không gian áp dụng trường hợp của tỉnh Khánh Hòa. Khánh Hòa là một trong những địa phương có tăng trưởng kinh tế cao, ổn định với tốc độ tăng trưởng dao động khoảng 10%/năm trong giai đoạn 1990-2016 (Cục Thống kê Khánh Hòa, 2017). Chi tiêu ngân sách cho giáo dục của Khánh Hòa tăng dần qua các năm và đạt khoảng 20% tổng chi tiêu ngân sách trong những năm gần đây (Sở Tài chính Khánh Hòa, 2017). Vì thế, vai trò của CTCGD như thế nào đối với tăng trưởng kinh tế của tỉnh cần thiết được đánh giá.
2. Mô hình nghiên cứu
Dựa vào mô hình tăng trưởng nội sinh (Mankiw & cộng sự, 1992), nghiên cứu đề xuất mô hình 1 với CTCGD là thước đo vốn con người ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế (Tamang, 2011; Hussin & cộng sự, 2012):
Mô hình 1: Y = f(TFP, K, L, E) = TFP. K^α1. L^α2. E^α3 (1)
Trong đó:
Y là mức sản lượng; TFP là năng suất nhân tố tổng hợp (total factor productivity) thể hiện chất lượng của tăng trưởng; K là vốn đầu tư; L là quy mô lao động; và E là CTCGD (biến đại diện đo lường vốn con người); α1, α2, α3 là các hệ số co giãn của Y theo các biến K, L, E.
Nghiên cứu sử dụng hàm sản xuất Cobb-Douglas dạng mở rộng xem xét ảnh hưởng của CTCGD đến tăng trưởng kinh tế của tỉnh Khánh Hòa khi xem xét yếu tố CTCGD là biến kiểm soát ảnh hưởng đến tăng trưởng (Phạm Thế Anh, 2008):
Mô hình 2: Y = f(TFP, K, L, E) = TFP. K^α1. L^α2. e^βE (2)
Tổng hệ số co giãn của biến Y theo tất cả các biến độc lập là  ɛ = α1 + α2 + βE cho biết xu hướng của hàm sản xuất về hiệu suất theo quy mô, trong đó βE là hệ số có giãn theo CTCGD. Nếu ɛ > 1, hiệu suất tăng theo quy mô; ɛ < 1, hiệu suất giảm theo quy mô; ɛ = 1, hiệu suất không đổi theo quy mô.
CTCGD có thể phân chia thành chi đầu tư cho giáo dục và chi thường xuyên cho giáo dục. Để xem xét tác động của mỗi thành phần, nghiên cứu ước lượng mô hình 3:
Mô hình 3: Y = f(TFP, K, L, E₁, E₂) = TFP. K^α1. L^α2. e^β1E1. e^β2E2 (3)
Trong đó:
E1 là chi đầu tư cho giáo dục và E2 là chi thường xuyên cho giáo dục. Trong mô hình 3 này, tổng hệ số co giãn của biến Y là ɛ = α1 + α2 + β1E1 + β2E2, trong đó β1E1 và β2E2 lần lượt là hệ số co giãn theo chi đầu tư và chi thường xuyên cho giáo dục.
3. Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu
Các mô hình được ước lượng bởi sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian có 27 quan sát trong giai đoạn 1990-2016. Dữ liệu GDP, vốn và lao động được Cục Thống kê tỉnh Khánh Hòa công bố hàng năm. Dữ liệu về CTCGD và 2 khoản mục của nó được thu thập từ các báo cáo hàng năm của Sở Tài chính tỉnh Khánh Hòa. Các giá trị được quy đổi về giá năm 2010.
Biến phụ thuộc là giá trị tổng sản phẩm trên địa bàn Khánh Hòa (GDP), biểu thị cho tăng trưởng kinh tế địa phương.
Các biến độc lập:
+ Biến trữ lượng vốn (K): Là lượng vốn được sử dụng thực tế trong nền kinh tế. Hai yếu tố xác định sự thay đổi trữ lượng vốn (?K) là vốn đầu tư mới (bổ sung thêm cho trữ lượng vốn) và khấu hao (sự hao mòn dần giá trị trữ lượng vốn hiện tại theo thời gian): K(t) = K(t-1) + ?K, với ?K = I(t) – (d*K(t-1)); trong đó, K(t), I(t) là trữ lượng vốn và vốn đầu tư năm t của nền kinh tế, K(t-1) là vốn năm trước, d là tỷ lệ khấu hao (mức khấu hao 5% được chọn).
+ Biến lao động (L) đo lường bằng số lao động từ 15 tuổi trở lên, đơn vị tính là người.
+ Biến CTCGD (E) là tổng ngân sách dành cho giáo dục và đào tạo hàng năm (giá trị quyết toán chi). Chi đầu tư cho giáo dục (E1) gồm chi đầu tư các dự án, công trình về giáo dục. Chi thường xuyên cho giáo dục (E2) gồm chi các khoản có tính chất thường xuyên.
Các mô hình trước tiên được ước lượng bằng phương pháp (Ordinary least squares - OLS), sau đó kiểm định các giả thiết chính của mô hình hồi quy cổ điển. Trong trường hợp tồn tại tương quan chuỗi, thủ tục tính lặp đối với mô hình tự hồi quy (Auoregressive model - AR) và xác định hệ số tương quan chuỗi (?) thích hợp được sử dụng bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát (Generalized least squares - GLS) để khắc phục.
4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
4.1. Thống kê mô tả dữ liệu nghiên cứu
Kết quả thống kê mô tả các biến được trình bày trong Bảng 1. Một điểm chung của các biến là có độ lệch chuẩn khá cao trong sự tương quan với giá trị trung bình của chúng. Điều này cho thấy độ phân tán của dữ liệu là tương đối lớn trong các biến. 4.2. Kết quả ước lượng mô hình
Ước lượng 3 mô hình hồi quy bằng phương pháp OLS cho thấy giá trị thống kê F cao và đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (bảng 2). Bảng 2 cung cấp kết quả kiểm định các giả thiết chính của mô hình hồi quy OLS cho thấy: Thứ nhất, kiểm định Breusch-Pagan/Cook-Weisberg chỉ rằng giả thiết không có phương sai của sai số thay đổi trong 3 mô hình được chấp nhận. Thứ hai, kiểm định giá trị thống kê Durbin-Watson cho thấy tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1 giữa các phần dư trong 3 mô hình. Điều này có nghĩa rằng ước lượng OLS cho 3 mô hình không hiệu quả nhất và các kiểm định về hệ số hồi quy thiếu sự tin cậy. (Bảng 2) Mô hình sai số tự hồi quy bậc 1 AR(1) được ước lượng để khắc phục vi phạm giả thiết tương quan chuỗi trong 3 mô hình OLS. Ước lượng các mô hình AR(1) thông qua thủ tục tính lặp Prais-Winsten (Prais & Winsten, 1954) được thực hiện bằng phương pháp ước lượng GLS. Kết quả ước lượng GLS cũng được trình bày trong Bảng 2. Trị số thống kê Durbin-Watson của các mô hình ước lượng GLS tiệm cận giá trị 2 cho thấy hiện tượng tự tương quan được khắc phục. Với trị số thống kê F cao nên tổng quan cả 3 mô hình ước lượng GLS đều có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Các hệ số của biến lnK và lnL trong 3 mô hình có dấu như dự đoán và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (bảng 2). Hệ số của biến lnE trong mô hình 1 không có ý nghĩa thống kê.
Đối với mô hình 2, biến E ảnh hưởng dương đến tăng trưởng GDP trong giai đoạn 1990-2016 có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Khi CTCGD tăng thêm 1 tỷ VND, GDP sẽ tăng thêm khoảng 0,015% (=0,00015*100%), yếu tố khác không đổi. Tính toán hệ số co giãn của GDP theo CTCGD tại giá trị trung bình ta được 0,09204 (=0,00015*613,6), tức là 1% tăng thêm CTCGD làm tăng khoảng 0,092% GDP, yếu tố khác không đổi. Hệ số co giãn GDP theo CTCGD tăng dần qua các năm (hình 1) nghĩa rằng 1% tăng thêm CTCGD tác động làm GDP tăng dần qua các năm.
Với mô hình 3, biến E1 không có ý nghĩa thống kê, nhưng biến E2 tác động có ý nghĩa về thống kê đối với GDP ở mức 10%. Nếu E2 tăng thêm 1 tỷ VND, GDP sẽ tăng thêm khoảng 0,012% ở mức độ tin cậy 90%, yếu tố khác không đổi. Nếu dựa vào hệ số co giãn, ta thấy E2 tăng 1% dẫn đến tăng GDP của tỉnh khoảng 0,059%. Hệ số co giãn của GDP theo biến E2 cao hơn mức bình quân thời kỳ 1990-2016 bắt đầu từ năm 2007 trở đi và đạt giá trị lớn nhất là 0,170 ở năm 2016 (Hình 1). Bảng 3 trình bày kết quả kiểm định tổng hệ số co giãn của tăng trưởng. Hệ số có giá trị âm nghĩa rằng tổng hệ số co giãn của tăng trưởng nhỏ hơn 1 (ɛ < 1), ngược lại có giá trị dương là ɛ > 1. Chúng ta không thể bác bỏ giả thuyết tổng hệ số E1 + E2 bằng 1 trong cả 2 mô hình ở mức ý nghĩa 5%. Song ở mức ý nghĩa 10% đối với mô hình 2 tổng hệ số co giãn theo 2 yếu tố này là nhỏ hơn 1. Kết quả cũng không bác bỏ giả thuyết tổng hệ số co giãn đối với các tất cả biến của 2 mô hình là bằng 1, xét tại giá trị trung bình của các biến E, E1 và E2, với yếu tố khác không đổi. Kiểm định tổng hệ số co giãn của GDP cho từng năm giai đoạn 1990-2016 so với giá trị 1 cho thấy không thể bác bỏ giả thiết ɛ = 1 ở mức ý nghĩa 5% cho cả 2 mô hình. Đối với mô hình 2, giả thiết ɛ < 1 được chấp nhận ở mức ý nghĩa 10% trong giai đoạn 1990-1997, nhưng giả thiết ɛ