Tác động của giáo dục đến tăng trưởng kinh tế các tỉnh, thành khu vực miền Trung

ISSN 1859-1531 - TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG, SỐ 4(125).2018 11 
TÁC ĐỘNG CỦA GIÁO DỤC ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ CÁC TỈNH, 
THÀNH KHU VỰC MIỀN TRUNG 
IMPACTS OF EDUCATION ON ECONOMIC GROWTH OF PROVINCES 
IN THE CENTRAL VIETNAM 
Phạm Đình Long1, Lương Thị Mai Nhân2 
1Trường Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh; long.pham@ou.edu.vn 
2Trường Đại học Công nghiệp Thực phẩm Thành phố Hồ Chí Minh; nhanltm@cntp.edu.vn 
Tóm tắt - Để kiểm chứng tác động của giáo dục đến tăng trưởng 
kinh tế các tỉnh, thành khu vực miền Trung giai đoạn 2006 – 2014, 
nghiên cứu áp dụng mô hình tăng trưởng tân cổ điển với hàm sản 
xuất Cobb – Douglas mở rộng. Với mô hình hiệu ứng cố định, kết 
quả cho thấy nhóm các yếu tố: số năm đi học bình quân của lực 
lượng lao động, chi tiêu ngân sách cho giáo dục, vốn vật chất, lực 
lượng lao động, tỷ trọng khu vực phi nông nghiệp có tác động ý 
nghĩa thống kê đến tăng trưởng kinh tế. Hàm ý cho thấy các tỉnh 
thành khu vực miền Trung cần có chính sách nhằm gia tăng số 
năm đi học của lực lượng lao động, thu hút, phân bổ và sử dụng 
hiệu quả các nguồn vốn để nâng cao tăng trưởng của nền kinh tế. 
Abstract - To verify the impact of education on economic growth 
of provinces in the Central Vietnam in the period 2006 - 2014, the 
study applies neoclassical growth model with the expanded Cobb 
- Douglas production function. With the fixed effects model, the 
results show that the average years of schooling of the labor force, 
budget spending for education, material capital, labor force, the 
share of the non-agricultural sector in economic growth affect 
provincial economic growth. In order to boost their economic 
growth, these provinces should have policies to increase the 
workforce’s number of years of schooling, attract, allocate and 
effectively utilize the capital resources. 
Từ khóa - tăng trưởng kinh tế; chi tiêu ngân sách; giáo dục; dữ 
liệu bảng; tỉnh thành miền Trung. 
Key words - economic growth; budget spending; education; panel 
data; provinces in the Central Vietnam. 
1. Giới thiệu 
Giáo dục được coi là một trong những yếu tố quyết định 
hàng đầu của tăng trưởng kinh tế kể từ thời của các nhà 
kinh tế học cổ điển và tân cổ điển nổi tiếng như Adam 
Smith, Romer, Lucas và Solow. Họ đều nhấn mạnh sự 
đóng góp của giáo dục trong việc phát triển các lý thuyết 
và mô hình tăng trưởng kinh tế. Các phương pháp tiếp cận 
lý thuyết chính của mô hình hóa các mối liên kết giữa giáo 
dục và hiệu quả kinh tế là mô hình tăng trưởng tân cổ điển 
của Solow (1957) và mô hình của Romer (1990). Becker 
(1975) cho rằng vốn con người thông qua khía cạnh giáo 
dục bao gồm: tập hợp các kiến thức, kỹ năng quyết định 
đến năng suất, nâng cao hiệu quả làm việc, góp phần mang 
lại lợi ích cho doanh nghiệp và xã hội. 
Miền Trung bao gồm 16 tỉnh, thành phố: các tỉnh vùng 
Bắc Trung Bộ (5 tỉnh); vùng kinh tế trọng điểm miền Trung 
(7 tỉnh) và Tây Nguyên (4 tỉnh, không bao gồm tỉnh Lâm 
Đồng). Trong giai đoạn 2000 – 2014, GDP của khu vực 
miền Trung so với cả nước tăng từ 17% năm 2000 lên gần 
28% năm 2014. Liệu có mối quan hệ giữa giáo dục và tăng 
trưởng kinh tế của các tỉnh, thành phố khu vực miền Trung 
hay không? Tác giả tiến hành kiểm chứng nhằm phân tích 
tác động của giáo dục đối với tăng trưởng kinh tế các tỉnh, 
thành khu vục miền Trung giai đoạn 2006 – 2014 để từ đó 
có những giải pháp phát triển, đầu tư các yếu tố ảnh hưởng 
đến tăng trưởng hợp lý. 
2. Giáo dục đối với tăng trưởng kinh tế 
Nhiều lý thuyết và mô hình khẳng định vai trò của giáo 
dục đối với tăng trưởng kinh tế. Becker (1975) cho rằng 
vốn con người thông qua khía cạnh giáo dục bao gồm: tập 
hợp các kiến thức, kỹ năng quyết định đến năng suất, nâng 
cao hiệu quả làm việc, góp phần mang lại lợi ích cho doanh 
nghiệp và xã hội. Cùng quan điểm trên, Nguyễn Văn Ngọc 
(2006) khái quát vốn con người là toàn bộ hiểu biết của con 
người về phương thức tiến hành các hoạt động kinh tế xã 
hội và được hình thành, tích lũy trong quá trình học tập và 
lao động, và đóng một vai trò quan trọng trong quá trình 
thúc đẩy tăng trưởng kinh tế theo 2 hướng (Mincer, 1974): 
(i) thông qua giáo dục và đào tạo, các kiến thức, năng lực 
được hình thành, vốn con người trở thành một yếu tố đầu 
vào không thể thiếu cho quá trình sản xuất và thúc đẩy tăng 
trưởng kinh tế; (ii) là kiến thức để tạo ra sự sáng tạo, đổi 
mới, một yếu tố cơ bản của quá trình tăng trưởng trong thời 
kỳ công nghiệp hóa, hiện đại hóa. 
Đầu tư vào giáo dục (và y tế) dẫn đến sự hình thành vốn 
con người. Cùng với vốn vật chất và vốn xã hội thì vốn con 
người có vai trò đáng kể vào tăng trưởng kinh tế (Đinh Phi 
Hổ và Từ Đức Hoàng, 2016). Giáo dục là một sự đầu tư dài 
hạn, lợi nhuận được đảm bảo dưới các hình thức nguồn lực 
lao động có tay nghề cao và hướng đến nhu cầu phát triển 
xã hội, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế và nâng cao chất lượng 
xã hội (Yogish, 2006). 
Permani và cộng sự (2008) đã tổng hợp kết quả của 
nhiều nghiên cứu trước đó nhằm đánh giá tác động của giáo 
dục đến tăng trưởng kinh tế khu vực Đông Á trong những 
năm 1990. Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng, giáo dục có thể tác 
động đến tăng trưởng kinh tế thông qua 3 cách: thứ nhất, 
tác động trực tiếp như ở Hàn Quốc (Lee, 2000; Kwach và 
Lee, 2006) và ở Đài Loan (Lin, 2004); thứ hai, giáo dục 
đóng vai trò trung gian – bổ sung, hỗ trợ cho các yếu tố 
tăng trưởng khác như tính minh bạch (Kwach và Lee, 
2006), vốn vật thể (Pyo, 1995; Kang, 2006) và xuất khẩu 
(Kang, 2006); thứ ba, tác động gián tiếp như thu hút FDI ở 
Trung Quốc (Narayan và Smyth, 2006), thu hút FDI ở Việt 
Nam (Han và Baumgarte, 2000). 
12 Phạm Đình Long, Lương Thị Mai Nhân 
3. Mô hình nghiên cứu 
Từ cơ sở các lý thuyết kinh tế học và các nghiên cứu 
trước, hầu hết đều cho rằng giáo dục có mối liên hệ mật 
thiết đến tăng trưởng kinh tế. Để đánh giá tác động của giáo 
dục đối với tăng trưởng kinh tế, nghiên cứu kế thừa lý 
thuyết tăng trưởng kinh tế tân cổ điển với hàm sản xuất 
Cobb–Douglass mở rộng và được bổ sung các biến được 
tổng hợp từ các nghiên cứu trước và phù hợp với đặc điểm 
kinh tế tại địa phương nghiên cứu. Hàm tổng quát có dạng 
như sau: 
𝐘𝐢𝐭 = 𝐀𝐊𝐢𝐭
𝛂 𝐋𝐢𝐭
𝛃
𝐄𝐢𝐭
𝛅 𝐞𝛌𝐙𝐢𝐭+𝐮𝐢𝐭 với Z = GnRit 
Trong đó: 
i: Biểu thị tỉnh, thành quan sát trong vùng; 
t: Biểu thị số năm quan sát; 
Yit: GDP của các tỉnh, thành phố; 
A: Yếu tố công nghệ; 
Eit: Giáo dục; 
Kit: Vốn vật chất; 
Lit: Số lao động đang làm việc; 
GnRit: Tỷ trọng khu vực phi nông nghiệp. 
Bảng 1. Các yếu tố tác động đến tăng trưởng kinh tế 
Biến phụ thuộc Biến độc lập Trích dẫn 
Tăng trưởng kinh tế 
(Ng và Leung, 2004) 
Giáo dục 
Romer (1990), Lucas (1988), Mankiw và cộng 
sự (1992), Barro (1991), Barro và Sala-i-Martin 
(1995), Matsushita và cộng sự (2006), Permani 
và cộng sự (2008), Odior (2011) 
Lực lượng lao động Solow (1956), Nguyễn Thị Cành (2009) 
Vốn vật chất 
Ng và Leung (2004), Haldar và Mallik (2010), 
Trần Thọ Đạt (2010) 
Tỷ trọng khu vực phi nông nghiệp Ng và Leung (2004) 
Để áp dụng mô hình hồi quy trong nghiên cứu, tác giả 
lấy logarit hai vế. Mô hình được viết lại như sau: 
𝐥𝐧𝐘𝐢𝐭 = 𝛂𝟎 + 𝛂𝐥𝐧𝐊𝐢𝐭 + 𝛃𝐥𝐧𝐋𝐢𝐭 + 𝛅𝐥𝐧𝐄𝐢𝐭 + 𝛌𝐆𝐧𝐑𝐢𝐭 + 𝐮𝐢𝐭 
Trong đó: 
α0 = lnA; α, β, δ, λ: Các hệ số hồi quy. 
uit: sai số của mô hình. 
Biến phụ thuộc 
Y là GDP của các tỉnh, thành phố theo giá so sánh năm 
2004 và được đo bằng đơn vị nghìn tỉ VND và được lấy 
logarit tự nhiên theo cách tiếp cận của Ng và Leung (2004), 
Trần Thọ Đạt (2010), Đinh Phi Hổ và Từ Đức Hoàng (2016). 
Biến độc lập 
Vốn vật chất (K): K là lượng vốn vật chất thực tế của 
nền kinh tế, được hình thành từ tổng lượng vốn đầu tư của 
thời kỳ hiện tại kết hợp lượng vốn tích lũy của thời kỳ trước 
đã loại trừ yếu tố hao mòn (thường được gọi là trữ lượng 
vốn). Trong nghiên cứu này, giá trị GDP năm gốc (2004) 
được sử dụng thay thế cho mức vốn vật chất năm đầu. Giá 
trị vốn vật chất các năm được tính dựa vào công thức: 
Kt = (1- λ)Kt-1+It, trong đó It là tổng mức vốn đầu tư toàn 
xã hội năm thứ t và λ là tỷ lệ khấu hao vốn cho các tỉnh, 
thành và là hằng số theo thời gian. Giá trị λ này được các 
nghiên cứu ở nước ngoài sử dụng khá thấp, tuy nhiên có 
nhiều nghiên cứu trước đã sử dụng tỷ lệ λ ở mức 5% đối 
với nền kinh tế Việt Nam (Đinh Phi Hổ và Từ Đức Hoàng, 
2016; Hà Thị Thiều Dao và Nguyễn Đăng Khoa, 2014). 
Trong nghiên cứu, tác giả kế thừa và áp dụng chung giá trị 
λ = 5% cho các tỉnh, thành của vùng và là hằng số qua các 
năm. Các lý thuyết kinh tế cũng như nhiều nghiên cứu thực 
nghiệm khác đại diện bởi Solow (1956) hay Trần Thọ Đạt 
(2010) đã khẳng định yếu tố vốn vật chất là thành phần 
thiết yếu không thể tách rời trong nền kinh tế. Vốn vật chất 
là yếu tố đầu vào cơ bản của tăng trưởng kinh tế nên nghiên 
cứu này kỳ vọng có mối quan hệ đồng biến (+) với tăng 
trưởng kinh tế của các tỉnh, thành khu vực miền Trung. 
Biến lực lượng lao động (L): lực lượng lao động là một 
trong các nguồn lực góp phần vào quá trình sản xuất hàng 
hóa, tăng trưởng và phát triển kinh tế của mỗi địa phương 
hay mỗi quốc gia. Đây là số lượng dân số làm kinh tế, bao 
gồm những người từ 15 tuổi trở lên đang làm việc hay đang 
đi tìm việc (Bộ Lao động – Thương binh và Xã hội, 2006). 
Nguyễn Thị Cành (2009) cho rằng, số lượng lực lượng lao 
động càng tăng sẽ giúp cho tăng trưởng kinh tế ở địa 
phương tăng thêm, cùng quan điểm trên có Trần Trọng 
Luật (2014) sử dụng chỉ tiêu “dân số hoạt động kinh tế” để 
đánh giá tác động đến tăng trưởng kinh tế. Vì vậy, nghiên 
cứu này kỳ vọng biến lực lượng lao động có mối quan hệ 
đồng biến (+) với tăng trưởng kinh tế. 
Biến giáo dục (E): đây là biến thể hiện vốn giáo dục. Theo 
đó, giáo dục có một vị trí quan trọng trong việc đóng góp vào 
quá trình tăng trưởng và phát triển kinh tế. Nhiều lý thuyết và 
các công trình nghiên cứu thực nghiệm sử dụng nhiều thang 
đo khác nhau đều cho rằng vốn con người, cụ thể là vốn giáo 
dục là yếu tố đầu vào cơ bản cho quá trình tăng trưởng kinh 
tế, như Ng và Leung (2004), Permani và cộng sự (2008), 
Haldar và Mallik (2010), Odior (2011), Đinh Phi Hổ và Từ 
Đức Hoàng (2016). Trong nghiên cứu này, do đặc thù tình 
hình thực tiễn và thu thập dữ liệu ở Việt Nam, biến giáo dục 
được thể hiện qua 3 thước đo điển hình, bao gồm: 
(i) Chi tiêu ngân sách cho giáo dục (EE). 
(ii) Tỷlệ sinh viên trên dân số (ES). 
(iii) Số năm đi học bình quân đầu người của lực lượng 
lao động (S). 
Lực lượng lao động ở Việt Nam hiện nay được chia thành 
6 nhóm có trình độ giáo dục khác nhau (theo Bảng 1), cụ thể: 

 
=
= =
=
5
0
5
0
5
0
)(
j
j
j j
jj
L
TL
S
ISSN 1859-1531 - TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG, SỐ 4(125).2018 13 
Trong đó: 
S: Số năm đi học trung bình của lực lượng lao động; 
T: Số năm hoàn thành một cấp học; 
j: số cấp học (0...5); 
L: Số lao động phân theo trình độ j. 
Bảng 2. Số năm đi học bình quân của mỗi cấp học 
j 
Trình độ 
giáo dục 
Giải thích 
Tj (số 
năm) 
0 Mù chữ 
Những người trong lực lượng lao 
động chưa từng đến trường hay chưa 
hoàn thành lớp 1. 
0 
1 
Chưa hoàn 
thành bậc 
tiểu học 
Tất cả những người trong lực lượng 
lao động biết đọc, biết viết nhưng 
chưa học xong bậc tiểu học. 
2 
2 
Hoàn thành 
bậc tiểu học 
Tất cả những người trong lực lượng 
lao động đã học xong bậc tiểu học và 
không đi học nữa. 
3 
3 
Hoàn thành 
bậc trung 
học cơ sở 
Tất cả những người trong lực lượng 
lao động đã học xong bậc trung học 
cơ sở và không đi học nữa. 
4 
4 
Hoàn thành 
bậc trung học 
phổ thông 
Tất cả những người trong lực lượng 
lao động đã học xong bậc trung học 
phổ thông và không đi học nữa. 
3 
5 
Hoàn thành 
bậc cao đẳng, 
đại học và 
sau đại học 
Tất cả những người trong lực lượng 
lao động đã học xong bậc cao đẳng, 
đại học và những trình độ cao hơn. 
4 
Nguồn: Trích từ Trần Thọ Đạt và Đỗ Tuyết Nhung (2008) 
Biến tỷ trọng khu vực phi nông nghiệp (GnR): các tỉnh, 
thành khu vực miền Trung là vùng có thế mạnh về khai 
thác thủy, hải sản, có tác động đến tăng trưởng kinh tế của 
vùng và toàn bộ nền kinh tế quốc gia. Trong lý thuyết phát 
triển kinh tế, quá trình công nghiệp hóa luôn chú trọng đến 
phát triển lĩnh vực công nghiệp và dịch vụ, đồng thời nâng 
cao hiệu suất ngành nông nghiệp. Ủng hộ quan điểm này, 
Đinh Phi Hổ và Từ Đức Hoàng (2016) cho rằng tỷ trọng 
khu vực phi nông nghiệp có tỷ lệ thuận với tăng trưởng 
kinh tế. Nghiên cứu này sử dụng tỷ trọng GDP khu vực phi 
nông nghiệp trong tổng giá trị GDP với kỳ vọng thấy được 
dấu hiệu tích cực (+) đối với tăng trưởng kinh tế của vùng. 
4. Phương pháp phân tích và nguồn dữ liệu 
Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng của 16 tỉnh, thành khu 
vực miền Trung giai đoạn 2006 – 2014, được tổng hợp từ 
số liệu của Tổng cục Thống kê và Bộ Lao động Thương 
binh và Xã hội giai đoạn 2006 – 2014. 
Giáo dục trong nghiên cứu này được xây dựng bởi 3 
thang đo khác nhau, nên tác giả tiến hành chạy kết quả hồi 
quy và kiểm định ba phương trình tương ứng với ba nhân 
tố đầu vào khác nhau (S, lnEE, ES). Nghiên cứu này tiếp 
cận theo hướng tập trung đánh giá các giá trị kiểm định 
trong 2 mô hình FE và mô hình RE. Trước hết, để lựa chọn 
mô hình phù hợp, nghiên cứu sử dụng kiểm định Hausman 
nhằm lựa chọn giữa 2 mô hình tác động ngẫu nhiên (RE) 
và mô hình tác động cố định (FE). Bản chất của kiểm định 
Hausman là kiểm tra xem có mối tương quan giữa các sai 
số ngẫu nghiên và các biến độc lập hay không. 
5. Kết quả nghiên cứu 
Kết quả ước lượng và kiểm định:
Bảng 3. Kết quả hồi quy mô hình tác động cố định FE với kỹ thuật ước lượng vững Driscoll-Kray 
Biến phụ thuộc: lnY 
Thước đo giáo dục (E) 
S lnEE ES 
Biến độc lập FE RE FE RE FE RE 
lnK 0,0883*** 0,0996*** 0,0835*** 0,0931*** 0,1011*** 0,1244*** 
lnL 1,0374*** 0,9149*** 0,9115*** 0,8230*** 1,1608*** 0,9525*** 
E 0,1735*** 0,1788*** 0,1033** 0,0986*** 0,0238*** 0,0225*** 
GnR 0,0251*** 0,0242*** 0,0208*** 0,0208*** 0,0260*** 0,0238*** 
Hằng số -1,2596 -0,5235 -0,2196 0,2982 -1,7628 -0,4570 
Số quan sát 90 90 90 90 90 90 
Prob>F 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 
R2 0,9690 0,9688 0,9676 0,9675 0,9679 0,9672 
 Hausman test -2,33 -5,14 -2,77 
Ghi chú: ***, **, * mức ý nghĩa tương ứng 1%, 5%, 10% 
Bảng 3 cho thấy kết quả hồi quy và kiểm định Hausman 
của từng thang đo giáo dục với giá trị p lần lượt là (S: -2,33 
< 0,05; lnEE: -5,14 < 0.05; ES: p = -2,77 < 0,05). Điều này 
cho phép chúng ta bác bỏ H0, và kết luận mô hình tác động 
cố định FEM là sự lựa chọn phù hợp để phân tích. 
Bình luận kết quả nghiên cứu 
Kết quả nghiên cứu cho thấy, hệ số R2 của 3 phương 
trình tương ứng với ba chỉ tiêu S, lnEE, và ES (sau đây có 
thể gọi là 3 mô hình) tương đối cao. Theo đó, hàm ý sự thay 
đổi của tốc độ tăng trưởng kinh tế được giải thích bởi các 
biến độc lập trong mô hình ở mức tương ứng là 96,90%, 
96,76%, và 96,79%. Ngoài ra, giá trị thống kê F của 3 mô 
hình đều có sig. = 0,000, đều có mức ý nghĩa 1%, kết quả 
này cho thấy 3 mô hình đều có ý nghĩa thống kê tổng quát. 
Kết quả này đáp ứng kỳ vọng của giả thiết nghiên cứu và 
phù hợp với các nghiên cứu trước, cụ thể như sau: 
• Biến giáo dục (E): chỉ số đại diện biến giáo dục của 2 
mô hình S, lnEE có ý nghĩa thống kê ở mức tương ứng 5% 
và 10%. Riêng biến ES đại diện cho biến giáo dục không 
có ý nghĩa thống kê. Với kết quả trên, có thể kết luận rằng, 
trong điều kiện các yếu tố khác không đổi: 
+ Khi tăng 1 đơn vị giá trị của biến số năm đi học sẽ 
14 Phạm Đình Long, Lương Thị Mai Nhân 
dẫn đến GDP của các tỉnh, thành tăng tương ứng là 17,35%. 
Điều này phù hợp với nghiên cứu của Ng và Leung (2004), 
Đinh Phi Hổ và Từ Đức Hoàng (2016). Thực tiễn cho thấy, 
trong quá trình công nghiệp hóa, hiện đại hóa, nền kinh tế 
Việt Nam nói chung và các tỉnh, thành miền Trung nói 
riêng ngày càng cần phải áp dụng khoa học kỹ thuật và 
nhiều tiến bộ công nghệ mới. Điều này đòi hỏi lực lao động 
cần phải nâng cao trình độ học vấn để đáp ứng các yêu cầu 
trong nền kinh tế tri thức. 
+ Khi tăng 1% giá trị của chi tiêu ngân sách cho giáo 
dục sẽ dẫn đến GDP của các tỉnh thành tăng tương ứng là 
0,1033%. Kết quả này đáp ứng kỳ vọng của nghiên cứu và 
phù hợp với nghiên cứu trước của Ng và Leung (2004), 
Đinh Phi Hổ và Từ Đức Hoàng (2016). Những năm gần 
đây, giáo dục được xem là quốc sách hàng đầu của nước ta. 
Vì thế, chi tiêu ngân sách cho giáo dục luôn nhận được sự 
quan tâm từ cấp chính quyền đến địa phương cũng như của 
toàn xã hội. Định hướng nâng cao và phát triển nền giáo 
dục ở Việt Nam nói chung và khu vực các tỉnh, thành miền 
Trung nói riêng luôn gắn liền với những giải pháp, chiến 
lược đầu tư cụ thể. Xét ở khía cạnh chi tiêu công, hiệu quả 
và ảnh hưởng đến giáo dục có những dấu hiệu rất rõ nét và 
khả quan. Sự cải thiện về cơ sở vật chất, các chương trình 
đầu tư, hỗ trợ cho lĩnh vực này được triển khai là một trong 
những nguyên nhân giúp thu hẹp khoảng cách của người 
dân trong việc tiếp cận và nâng cao trình độ học vấn, góp 
phần nâng cao trình độ dân trí. Đây cũng là một trong 
những giải pháp nhằm từng bước phổ cập hóa giáo dục ở 
các bậc học, nâng cao khả năng đáp ứng nhu cầu công việc 
của người lao động. Điều này giúp chúng ta nhận diện được 
tầm quan trọng của việc đầu tư vào hệ thống giáo dục thông 
qua các cơ sở hạ tầng, trang thiết bị dạy học... 
+ Biến ES không có ý nghĩa thống kê, trái với kỳ vọng 
của nghiên cứu và không phù hợp với nghiên cứu của 
Heckman (2004). Trong trường hợp này có thể lý giải như 
sau: thứ nhất, đối tượng sinh viên là đối tượng đang trong 
quá trình tập trung chủ yếu vào việc học (tỷ lệ sinh viên 
làm thêm rất ít) nên chưa đóng góp nhiều vào quá trình tăng 
trưởng kinh tế; thứ hai, lực lượng sinh viên có thể được 
xem là nguồn lao động chất lượng tốt để thay thế cho lực 
lượng lao động phổ thông đang làm việc trong nền kinh tế, 
nhưng do quá trình này cần phải có thời gian dài để đánh 
giá. Do còn khó khăn trong việc tìm kiếm số liệu, nên tác 
giả chưa thể đánh giá độ trễ của biến này (tỷ lệ sinh viên 
trên 100 dân) đối với tăng trưởng kinh tế các tỉnh, thành 
miền Trung. 
• Biến vốn vật chất (K): Kết quả ở Bảng 3 cũng cho thấy 
vốn vật chất có đóng góp tích cực đối với nền kinh tế, thể 
hiện ở mức ý nghĩa 1% và 5%, với hệ số hồi quy tương ứng 
ở 3 mô hình lần lượt là 0,0883, 0,0835, và 0,1011. Các giá 
trị này hàm ý nếu các yếu tố khác không đổi, GDP các tỉnh, 
thành thay đổi cùng chiều tương ứng ở 3 mô hình là 
0,0883%, 0,0835%, và 0,1011% khi thay đổi 1% giá trị của 
vốn vật chất. Kết quả trên phù hợp khi đã đáp ứng được kỳ 
vọng của nghiên cứu, tương đồng với các lý thuyết tăng 
trưởng kinh tế và một số công trình thực nghiệm như: Trần 
Trọng Luật (2014), Đinh Phi Hổ và Từ Đức Hoàng (2016). 
Vùng kinh tế miền Trung là một khu vực có tiềm năng 
phát triển kinh tế, là khu vực có thế mạnh về khai thác các 
dịch vụ du lịch, nhưng hiện nay cơ sở hạ tầng còn hạn chế, 
chưa đáp ứng được nhu cầu đặt ra. Với kết quả hồi quy vừa 
tìm thấy, một lần nữa nhấn mạnh tầm quan trọng của nguồn 
vốn vật chất trong quá trình công nghiệp hóa, hiện đại hóa 
của vùng. Điều này ngụ ý rằng, vùng kinh tế miền Trung 
đang rất cần vốn, cụ thể là vốn vật chất, chúng ta cần phải 
đẩy mạnh quá trình cung ứng lượng vốn vật chất vào nền 
kinh tế nhằm khắc phục các hạn chế của vùng. Ngoài ra, 
Nhà nước cần phải có những quy hoạch cụ thể phát triển 
từng địa phương sao cho đồng bộ. Từ đó, có cơ sở để triển 
khai kế hoạch thu hút vốn đầu tư vào vùng để đạt hiệu quả 
cao nhất. 
• Biến lực lượng lao động đang làm việc (L): Lực lượng 
lao động luôn là một trong những nguồn gốc cơ bản của 
tăng trưởng kinh tế. Với hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê 
ở mức 1%, điều này hàm ý rằng, nếu các yếu tố khác không 
đổi, khi thay đổi 1% giá trị biến L, thì GDP của các tỉnh, 
thành sẽ thay đổi cùng chiều, tương ứng là 1,0374%, 
0,9115% và 1,1608%. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với 
các lý thuyết tăng trưởng kinh tế và một số công trình thực 
nghiệm như: Nguyễn Thị Cành (2009), Trần Trọng Luật 
(2014) và đáp ứng kỳ vọng nghiên cứu của tác giả. Điều 
này đúng với thực tế tại các tỉnh, thành khu vực miền Trung 
trong những năm qua. 
• Biến tỷ trọng khu vực phi nông nghiệp (GnR): Hệ số 
hồi quy của chỉ tiêu này ở 3 mô hình có ý nghĩa thống kê ở 
mức 5%. Kết quả này cho thấy, nếu các yếu tố khác không 
đổi, khi thay đổi một đơn vị của GnR sẽ dẫn đến mức thay 
đổi cùng chiều của GDP các tỉnh, thành tương ứng là 
2,51%, 2,08%, và 2,6%. Kết quả này hoàn toàn phù hợp 
với các nghiên cứu thực nghiệm của Đinh Phi Hổ và Từ 
Đức Hoàng (2016). Với xu hướng công nghiệp hóa, hiện 
đại hóa, chuyển dịch cơ cấu từ nông nghiệp sang thương 
mại và dịch vụ bước đầu đã có những đóng góp nhất định 
trong quá trình thúc đẩy tăng trưởng kinh tế tại các tỉnh, 
thành miền Trung trong thời gian qua. 
6. Kết luận 
Kiểm chứng tác động của giáo dục đến tăng trưởng kinh 
tế các tỉnh, thành khu vực miền Trung, nghiên cứu áp dụng 
mô hình tăng trưởng tân cổ điển với hàm sản xuất Cobb – 
Douglas mở rộng gồm các biến: sản lượng, vốn vật chất, 
lực lượng lao động, số năm đi học bình quân của lực lượng 
lao động, tỷ lệ sinh viên trên 100 dân, chi tiêu ngân sách 
cho giáo dục, tỷ trọng khu vực phi nông nghiệp. 
Kết quả cho thấy: 
Thứ nhất, với mô hình tác động cố định, nghiên cứu đã 
kiểm chứng được tác động của giáo dục đối với tăng trưởng 
kinh tế các tỉnh, thành khu vực miền Trung giai đoạn 2006 
– 2014. Kết quả hồi quy mô hình nghiên cứu giải thích 
đóng góp của số năm đi học bình quân của lực lượng lao 
động, là khi tăng 1 đơn vị giá trị biến số năm đi học bình 
quân của lực lượng lao động thì GDP các tỉnh, thành tăng 
tương ứng là 17,35%. Từ đó cho thấy các tỉnh, thành khu 
vực miền Trung cần có chính sách nhằm gia tăng số năm 
đi học của lực lượng lao động để góp phần gia tăng sản 
lượng của nền kinh tế. 
Thứ hai, kết quả phân tích cho thấy các tỉnh thành khu 
vực miền Trung sử dụng hiệu quả nguồn vốn vật chất và 
ISSN 1859-1531 - TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG, SỐ 4(125).2018 15 
nguồn lực lao động. Vì vậy, các tỉnh, thành khu vực miền 
Trung cần có những chính sách thu hút, phân bổ và sử dụng 
hiệu quả các nguồn vốn. 
Như vậy, đầu tư và phát triển giáo dục là phương cách 
để nâng cao tăng trưởng kinh tế các tỉnh, thành khu vực 
miền Trung. 
TÀI LIỆU THAM KHẢO 
[1] Đinh Phi Hổ và Từ Đức Hoàng, “Tác động của vốn con người đến 
tăng trưởng kinh tế đồng bằng sông Cửu Long”, Tạp chí Phát triển 
kinh tế, Số 27(2), 2016, trang 2-16. 
[2] Hạ Thị Thiều Dao và Nguyễn Đăng Khoa, “Vai trò của vốn con 
người đối với tăng trưởng kinh tế vùng Duyên Hải Nam Trung Bộ”, 
Tạp chí Phát triển kinh tế, Số 283, 2014, trang 3-19. 
[3] Trần Thọ Đạt và Đỗ Tuyết Nhung, Những nhân tố tác động đến tăng 
trưởng kinh tế ở các tỉnh, thành Việt Nam, NXB Kinh tế Quốc dân, 
Hà Nội, 2008. 
[4] Trần Thọ Đạt, “Vai trò vốn con người trong các mô hình tăng 
trưởng”, Tạp chí Nghiên cứu kinh tế, Số 393, 2010, trang 3-10. 
[5] Trần Trọng Luật, Phân tích các yếu tố tác động đến tăng trưởng kinh 
tế vùng kinh tế trọng điểm phía Nam giai đoạn 2000 - 2012, Luận 
văn thạc sĩ kinh tế, Trường Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 
2014. 
[6] Barro, R, J, “Economic growth in across section of countries”, 
Quarterly Journal of Economics, Vol. 106, 1991, pp. 407-443. 
[7] Barro, R, J and Lee, J, W, “International Comparisons of 
Educational Attainment”, Journal of Monetary Economics, Vol. 32, 
1993, pp. 363-394. 
[8] Becker, S, G, Human Capital: A Theoretical and Empirical Analysis 
with Special Reference to Education, Chicago, University of 
Chicago Press, 1975. 
[9] Haldar, S. K., & Mallik, G., “Does Human Capital Cause Economic 
Growth? A Case Study of India”, International Journal of Economic 
Sciences and Applied Research, (1), 2010, pp. 7-25. 
[10] Khalifa, Y, “Economic Growth: Some Empirical Evidence from the 
GCC Countries”, The Journal of Developing Areas, Vol. 42(1), 
2008, pp. 69-80. 
[11] Matsushita, S., Siddique, A., & Giles, M., Education and Economic 
Growth: A Case Study of Australia, University of Western Sydney, 
2006. 
[12] Ng, Y, C and Leung, C, M, “Regional Economic Performance in 
China: A Panel Data Estimation”, RBC Papers on China, Hong 
Kong Baptist University, 2004. 
[13] Perkins, P., Fedderke, J., & Luiz, J, “An Analysis of Economic 
Infrastructure Investment in South Africa”, South African Journal of 
Economics, 73(2), 2005, pp. 211-228. 
[14] Permani, R, Education as a Determinant of Economic Growth in 
East Asia: Historical Trends and Emphirical Evidences (1965-
2000), University of Adelaide, 2008. 
[15] Romer P, M, “Human capital and growth: Theory and Evidence”, 
Carnegie Rochester Conference Serie on Public Policy, Vol. 32, 
1990, pp. 251-286. 
[16] Yogish S, N, “Education and Economic Development”, Indian J. 
Soc. Dev, 6(2), 2006, pp. 255-270. 
(BBT nhận bài: 13/11/2017, hoàn tất thủ tục phản biện: 24/4/2018)