Mối quan hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài và tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam: Nghiên cứu theo mô hình ARDL

Bài viết nghiên cứu mối quan hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài và tăng trưởng kinh tế của Việt Nam với số liệu chuỗi thời gian trong giai đoạn 1986 - 2014 dựa trên một số mô hình định lượng như đồng liên kết ARDL và mô hình ARDL hiệu chỉnh sai số (ECM). Mời các bạn tham khảo!

MỐI QUAN HỆ GIỮA ĐẦU TƯ TRỰC TIẾP NƯỚC NGOÀI VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI VIỆT NAM: NGHIÊN CỨU THEO MƠ HÌNH ARDL ThS Trịnh Cơng Sơn1 ThS Đỗ Phương Thảo2 ThS Ngơ Thị Ngọc3 Tóm tắt Mối quan hệ đầu tư trực tiếp nước (FDI) tăng trưởng kinh tế vấn đề kinh tế bàn luận nhiều nước phát triển việc giải nhu cầu vốn, cơng nghệ việc làm, từ thúc đẩy tăng trưởng kinh tế đất nước Bài viết nghiên cứu mối quan hệ đầu tư trực tiếp nước tăng trưởng kinh tế Việt Nam với số liệu chuỗi thời gian giai đoạn 1986 - 2014 dựa số mơ hình định lượng đồng liên kết ARDL mơ hình ARDL hiệu chỉnh sai số (ECM) Trái với mong đợi vào tác động tích cực FDI đến tăng trưởng kinh tế, nghiên cứu khơng tìm mối quan hệ Tuy nhiên, kết nghiên cứu lại đưa tồn mối quan hệ dài hạn ngắn hạn FDI tăng trưởng kinh tế FDI đóng vai trị biến phụ thuộc Kết gợi mở hướng sách thu hút vốn đầu tư trực tiếp nước Việt Nam năm tới Từ khóa: tăng trưởng kinh tế, FDI, đồng liên kết, ARDL, ECM Đặt vấn đế Đối với Việt Nam, giai đoạn đầu mở cửa đất nước, đầu tư trực tiếp nước (FDI) giải pháp hữu hiệu góp phần đưa đất nước ta khỏi tình trạng bị bao vây, cấm vận, khẳng định xu mở cửa với quan điểm “Việt Nam muốn làm bạn nước cộng đồng kinh tế giới” Trong giai đoạn 2016 - 2020 tới, FDI đánh giá nguồn bổ sung vốn quan trọng tổng vốn đầu tư toàn xã hội, góp phần thúc đẩy chuyển dịch cấu kinh tế, tăng lực sản xuất, đổi công nghệ, khai thông thị trường quốc tế, gia tăng kim ngạch xuất khẩu, cải thiện cán cân toán quốc tế, đóng góp cho ngân sách nhà nước, phát triển nhân lực chất lượng cao tạo thêm nhiều việc làm Trong suốt 30 năm qua, Việt Nam chứng kiến đóng góp tích cực FDI kinh tế FDI có tác động lan tỏa đến thành phần kinh tế, 1, 2, 222 Trường Đại học Thương mại Email tác giả chính: sontrinhcong@vcu.edu.vn khơi dậy nguồn đầu tư nước, tạo sức ép cạnh tranh, thúc đẩy chuyển giao công nghệ, nâng cao hiệu sản xuất, phát triển ngành công nghiệp phụ trợ để bước đưa Việt Nam bước chân vào chuỗi giá trị toàn cầu Theo số liệu Viện Nghiên cứu Quản lý kinh tế Trung ương, tính đến hết năm 2015, doanh nghiệp FDI tăng liên tục doanh thu, xấp xỉ khoảng 20,3%/năm chiếm tỷ trọng cao xuất nhập khẩu, khoảng 67% Tuy nhiên, có vấn đề đặt là, khu vực FDI chiếm 20% cấu GDP 22% tổng vốn đầu tư, tức thay đổi khoảng 5% vòng 10 năm trở lại Điều cho thấy mức đóng góp FDI GDP Việt Nam chưa tương xứng Trong đó, hàng loạt câu hỏi đặt (1) liệu có ưu đãi mức Chính phủ địa phương doanh nghiệp FDI, (2) doanh nghiệp FDI liệu có tượng chuyển giá, trốn tránh nghĩa vụ với Nhà nước, (3) nguy FDI chèn lấn sản xuất nước… Đứng trước vấn đề đặt vậy, việc nghiên cứu mối quan hệ FDI với tăng trưởng kinh tế nước trở nên quan trọng Bởi chìa khóa giúp thúc đẩy hiệu vốn FDI đầu tư Việt Nam, tạo tiền đề cho Việt Nam phát triển nữa, bối cảnh đất nước thực hội nhập với hàng loạt Hiệp định kí kết Cơ sở lý thuyết thực nghiệm Như ta biết, FDI có tác động lên nhiều nhân tố khác kinh tế, nhiên, xét riêng mối quan hệ FDI tăng trưởng kinh tế có số quan điểm sau: Thứ nhất, tác động FDI đến tăng trưởng kinh tế, đề cập nhiều lý thuyết kinh tế Tuy nhiên, lý thuyết đưa quan điểm cách giải thích tác động khác Lý thuyết tân cổ điển cho rằng, FDI khơng có ảnh hưởng dài hạn tốc độ tăng trưởng kinh tế, mà có tác động ngắn hạn tới sản lượng đầu Trong dài hạn suất cận biên vốn làm giảm mức sinh lời kinh tế Theo Solow (1957), FDI có tác động dài hạn tới tăng trưởng kinh tế có tiến khoa học kỹ thuật tăng trưởng lao động mà hai yếu tố coi ngoại sinh Trong lý thuyết tăng trưởng mới, yếu tố coi nội sinh Romer (1986), Lucas (1988) cho FDI tác động đến hoạt động nghiên cứu phát triển nguồn nhân lực, từ giúp tăng trưởng kinh tế ổn định Thứ hai, tác động tăng trưởng kinh tế thu hút FDI, khẳng định lý thuyết chiết trung hay mơ hình OLI Dunning (1977) Theo lý thuyết này, thu hút FDI phụ thuộc vào lợi thế: sở hữu, khu vực nội 223 hóa Lợi khu vực bao gồm yếu tố tài nguyên, sở hạ tầng, quy mô tăng trưởng kinh tế sách Chính phủ Do đó, quốc gia có lợi quy mơ tăng trưởng kinh tế kích thích thu hút nguồn vốn đầu tư nước Bên cạnh khác quan điểm kinh tế lý thuyết, nhiều nghiên cứu thực nghiệm tiến hành Một số nghiên cứu tìm kiếm mối quan hệ tồn FDI tăng trưởng kinh tế, số khác lại tập trung nghiên cứu chiều tác động biến số Các phương pháp định lượng sử dụng khác nhau, biến lựa chọn khác kết nghiên cứu thực nghiệm đa dạng Roy & Van der Berg (2006) cho thiếu hụt số liệu nguyên nhân đằng sau kết luận pha trộn Các cơng ty đa quốc gia tiến hành đầu tư nước khoảng ba thập kỷ qua nên khơng thể có đầy đủ số liệu cho phân tích định lượng tin cậy Blomstrom et al (1994) khẳng định tồn tác động tích cực FDI tăng trưởng kinh tế trường hợp mức thu nhập bình quân đầu người quốc gia chủ nhà đủ cao Nghiên cứu nước phát triển hưởng lợi từ cơng ty đa quốc gia (MNEs), doanh nghiệp nước có trình độ cơng nghệ lạc hậu so với doanh nghiệp nước ngồi nên khó bắt kịp trở thành đối tác MNEs Borensztein et al (1998) nghiên cứu tác động FDI tăng trưởng kinh tế theo cách tiếp cận hồi quy liệu chéo quốc gia, FDI kênh chuyển giao cơng nghệ đại, nhiên tính hiệu phụ thuộc vào nguồn nhân lực quốc gia nhận FDI Darrat et al (2005) nghiên cứu tác động FDI đến tăng trưởng kinh tế cho hai nhóm CEE (các nước thuộc miền Trung Đơng Âu) MENA (các nước vùng Trung Đông Bắc Phi) sử dụng liệu bảng Kết nghiên cứu cho thấy FDI kích thích tăng trưởng nước CEE, với nước vùng MENA khơng tồn có tác động tiêu cực FDI Lý giải cho khác biệt này, tác giả cho nguyên nhân nước CEE Nghiên cứu tác động GDP thu hút FDI, Demirhan (2008) thực với số liệu 38 quốc gia phát triển giai đoạn từ 2000 - 2004 với bảy biến giải thích cho thấy biến đại diện tốc độ tăng trưởng GDP/người hệ số hồi quy dương có ý nghĩa thống kê Nhưng trường hợp biến đại diện GDP GDP/người quy mơ thị trường khơng tác động đến FDI Nguyễn Thị Liên Hoa (2014) nghiên cứu 30 quốc gia phát triển có thu nhập trung bình thấp giai đoạn từ 2000 đến 2012 qua phương pháp FGLS tác động tích cực FDI đến tăng trưởng kinh tế 224 Để đánh giá tác động hai chiều hai biến FDI tăng trưởng kinh tế, Ilgun et al (2010) sử dụng mơ hình tự hồi quy vector (VAR) với biến số tăng trưởng, FDI, lao động, đầu tư cán cân thương mại Nhóm tác giả mối quan hệ nhân hai chiều FDI tăng trưởng kinh tế Cùng kết luận trên, Pradhan et al (2013) sử dụng mơ hình hiệu chỉnh sai số vector (VECM) với biến hạ tầng giao thông, FDI tăng trưởng kinh tế Nhóm tác giả cịn rằng, thu hút FDI nhiều thúc đẩy phát triển hạ tầng giao thông từ kích thích tăng trưởng kinh tế Gần hơn, nghiên cứu Dritsaki, et al (2014) thực kiểm định mơ hình đồng liên kết ARDL ARDL hiệu chỉnh sai số với biến FDI, xuất tăng trưởng kinh tế số liệu Croatia giai đoạn 1994 - 2012 Kết cho thấy có mối quan hệ dài hạn hai chiều xuất tăng trưởng kinh tế, mà không tồn quan hệ dài hạn FDI tăng trưởng kinh tế Nguyễn Hồng Hà (2016) nghiên cứu mối quan hệ FDI tăng trưởng kinh tế tỉnh Trà Vinh sử dụng mơ hình VAR với kỹ thuật phân tích phản ứng đẩy phân rã phương sai giai đoạn 1999 - 2013 cho thấy tồn chứng thu hút FDI có tác động đến tăng trưởng kinh tế tỉnh Trà Vinh ngược lại Mặc dù cịn nhiều cơng trình nghiên cứu thực nghiệm khác mối quan hệ FDI tăng trưởng kinh tế giới Việt Nam kết luận thu khác Việc phát triển nghiên cứu dựa phương pháp phù hợp khắc phục hạn chế mẫu quan sát cần thiết Phương pháp nghiên cứu 3.1 Cơ sở liệu Các biến lựa chọn nghiên cứu bao gồm: (i) giá trị tổng sản phẩm quốc nội (GDP), (ii) giá trị ròng đầu tư trực tiếp nước vào Việt Nam (FDI) Mẫu quan sát thu thập theo năm, từ năm 1986 đến năm 2014 (29 quan sát) từ hệ thống sở liệu Ngân hàng giới (WDI, 2016) Số liệu GDP FDI tính quy đổi từ đồng địa sang đô la Mỹ theo tỷ giá năm 2005 Tiếp đó, biến chuyển sang dạng logarit tự nhiên để ước lượng Số liệu qua năm thể mơ tả hình sau: 225 Hình Biến động FDI, GDP Hình Biến động LFDI, LGDP 1E+11 28 8E+10 24 GDP 6E+10 LGDP LFDI 20 16 4E+10 12 2E+10 FDI 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 [YR1986] [YR1987] [YR1988] [YR1989] [YR1990] [YR1991] [YR1992] [YR1993] [YR1994] [YR1995] [YR1996] [YR1997] [YR1998] [YR1999] [YR2000] [YR2001] [YR2002] [YR2003] [YR2004] [YR2005] [YR2006] [YR2007] [YR2008] [YR2009] [YR2010] [YR2011] [YR2012] [YR2013] [YR2014] [YR2015] 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 FDI [YR1986] [YR1987] [YR1988] [YR1989] [YR1990] [YR1991] [YR1992] [YR1993] [YR1994] [YR1995] [YR1996] [YR1997] [YR1998] [YR1999] [YR2000] [YR2001] [YR2002] [YR2003] [YR2004] [YR2005] [YR2006] [YR2007] [YR2008] [YR2009] [YR2010] [YR2011] [YR2012] [YR2013] [YR2014] [YR2015] 0E+00 GDP LFDI LGDP 3.2 Phương pháp nghiên cứu định lượng Khi thực việc nghiên cứu chuỗi thời gian, bước kiểm tra tính dừng chuỗi liệu Nếu chuỗi dừng chuỗi gốc, tiến hành thực hồi quy bình phương nhỏ thường (OLS) Nếu chuỗi dừng sau lấy sai phân bậc 1, tiến hành thực mơ hình hồi quy vector (VAR) khơng có đồng liên kết mơ hình hiệu chỉnh sai số vector (VECM) có tượng đồng liên kết Trong trường hợp chuỗi gồm dạng tích hợp I(0) I(1) áp dụng mơ hình tự hồi quy phân phối trễ ARDL (AutoRegressive Distributed Lag) thích hợp Theo Pesaran et al (2001), việc sử dụng mơ hình ARDL, ngồi ưu điểm linh hoạt xử lý trường hợp chuỗi thời gian khơng bậc tích hợp, cịn có lợi độ tin cậy so với kiểm định đồng liên kết theo kỹ thuật Johansen trường hợp số lượng mẫu nhỏ Hơn nữa, so với mơ hình VAR, việc ước lượng mối quan hệ dài hạn, mơ hình ARDL khơng ước lượng hệ phương trình mà ước lượng độc lập phương trình chấp nhận độ trễ khác biến số mơ hình Tuy nhiên, mơ hình ARDL khơng phù hợp với số liệu có bậc tích hợp I(2) trở lên Để thực mơ hình ARDL, sau kiểm định nghiệm đơn vị chuỗi liệu, nhóm nghiên cứu tiến hành bước sau: - Xác định độ trễ biến mơ hình qua tiêu AIC SC.LGDP - Kiểm định đường bao (ARDL bound test) xác định đồng liên kết biến, tìm mối quan hệ dài hạn biến - Hồi quy theo mơ hình ARDL với độ trễ xác định để kiểm định mối quan hệ dài hạn biến mơ hình 226 - Xác định mối quan hệ ngắn hạn biến qua mơ hình hiệu chỉnh sai số (ECM) - Kiểm định tính ổn định sai số mơ hình Phân tích kết mơ hình 4.1 Kiểm định nghiệm đơn vị Trong nghiên cứu này, nhóm tác giả sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị ADF đưa Dickey Fuller (1979) để kiểm tra tính dừng chuỗi số liệu nghiên cứu Kết kiểm định nghiệm đơn vị thể bảng cho thấy biến LGDP tích hợp bậc 1, dừng thực sai phân bậc Ngược lại biến LFDI lại cho thấy tính dừng với chuỗi gốc, hay tích hợp bậc Bảng Kiểm định nghiệm đơn vị ADF Biến Mơ hình khơng số Mơ hình có số Mơ hình có số xu hướng Thống kê t pvalue Thống kê t p-value Thống kê t p-value LGDP 2,826 0,998 -1,734 0,403 -1,765 0,693 LGDP - 0,175 0,613 -3,051 0,042** - 3,693 0,044** LFDI 1,270 0,944 -7,252 0,000*** - 3,151 0,115 Kết luận Chuỗi không dừng Chuỗi dừng Chuỗi dừng ***, ** * thể có ý nghĩa thống kê tương ứng với mức 1%, 5% 10% Nguồn: Tổng hợp kết từ phần mềm EViews Như vậy, chuỗi thời gian nghiên cứu bao gồm biến tích hợp I(0) I(1) Theo kết nghiên cứu Pesaran et al (2001), biến khơng bậc tích hợp I(0) hay I(1) việc áp dụng ARDL phù hợp cho nghiên cứu thực nghiệm 4.2 Kiểm định đường bao xác định đồng liên kết Sau thực kiểm định tính dừng chuỗi thời gian, nhóm tác giả áp dụng kiểm định đường bao theo cách tiếp cận Perasan et al (2001) nhằm tìm tính đồng liên kết mối quan hệ dài hạn biến tăng trưởng kinh tế GDP đầu tư trực tiếp nước FDI Việt Nam Kiểm định đường bao thực mơ hình sau: ∆LGDPt = α0 + α11 LGDPt−1 + α21 LFDIt−1 + ∑𝑝𝑖=1 α1i ∆LGDPt−i + 227 𝑞 ∑ 𝑗=1 α2j ∆LFDIt−i + ε1t (1) ∆LFDIt = β0 + β11 LFDIt−1 + β21 LGDPt−1 + ∑𝑝𝑖=1 β1i ∆LFDIt−i + 𝑞 ∑ 𝑗=1 β2j ∆LGDPt−i + ε2t (2) đó,  thể sai phân bậc 1, ε1t,ε2t sai số phần dư giả định phân phối độc lập đồng Kiểm định đường bao ARDL phụ thuộc nhiều vào độ trễ lựa chọn, nhóm tác giả chọn độ trễ tối ưu từ giá trị sai phân bậc biến, dựa vào tối thiểu hóa tiêu chí AIC SBC, theo mơ hình sau: 𝑝 𝑞 ∆LGDPt = α0 + ∑𝑖=1 α1i LGDPt−i + ∑𝑗=1 α2i LFDIt−i + μ1t 𝑝 𝑞 ∆LFDIt = β0 + ∑𝑖=1 β1i LFDIt−i + ∑𝑗=1 β2i LGDPt−i + μ2t (3) (4) đó, ∆LGDPt ∆LFDIt biến độc lập, α1i , α2i , β1i , β2i hệ số dài hạn, (p,q) độ trễ tối ưu mơ hình ARDL Pesaran et al (2001), đề xuất thực kiểm định F mức ý nghĩa thống kê hệ số độ trễ chuỗi gốc mơ hình Giả thuyết kiểm định sau:  Đối với mơ hình 1: Giả thuyết H0: α11 = α21 = 0, không tồn mối quan hệ đồng liên kết biến Giả thuyết H1: α11 ≠ α21 ≠ 0, tồn mối quan hệ đồng liên kết biến  Đối với mơ hình 2: Giả thuyết H0: β11 = β21 = 0, không tồn mối quan hệ đồng liên kết biến Giả thuyết H1: β11 ≠ β21 ≠ 0, tồn mối quan hệ đồng liên kết biến Độ trễ tối ưu mơ hình xác định dựa vào tiêu chí AIC SC Kết cho thấy mơ hình ARDL (3,1) mơ hình ARDL (4,3) Bảng Kết kiểm định đường bao (ARDLBound test) Mô hình ước lượng 228 Độ trễ tối ưu Thống kê F Kết luận FLGDP (LGDP/ LFDI) (3,1) FLFDI (LFDI / LGDP) (4,3) 4,052 Không tồn đồng liên kết Tồn đồng liên kết 26,514*** ***, ** * thể có ý nghĩa thống kê tương ứng với mức 1%, 5% 10% Giá trị giới hạn mức ý nghĩa: Mức ý nghĩa I(0) Bound I(1) Bound 10% 4.04 4.78 5% 4.94 5.73 1% 6.84 7.84 Nguồn: Tổng hợp kết từ phần mềm EViews Kết kiểm định đường bao trình bày bảng cho thấy tồn mơ hình đồng liên kết Cụ thể:  Đối với mơ hình 1, giá trị thống kê F nhỏ giá trị giới hạn đường bao I(0) với mức ý nghĩa 5%, đồng nghĩa với việc chấp nhận giả thuyết H0, khơng có đồng liên kết biến mơ hình  Đối với mơ hình 2, giá trị thống kê F lớn giá trị giới hạn đường bao tương ứng mức ý nghĩa 5%, khẳng định có đồng liên kết biến tồn mối quan hệ dài hạn biến mô hình Đối với mơ hình lựa chọn, cần thiết phải thực kiểm định sai số phần dư mơ hình Bảng Các kiểm định sai số phần dư mơ hình Kiểm định Jarque Bera Langrage Multiplier LM White (Chi-sq) Giả thuyết H0 Phân phối chuẩn Khơng có tự tương quan Khơng có phương sai thay đổi Giá trị thống kê 0,914 0,206 0,910 Xác suất 0,633 0,655 0,531 Nguồn: Tổng hợp kết từ phần mềm EViews Kết kiểm định phần dư mơ hình trình bày bảng cho thấy mơ hình ARDL ước lượng đảm bảo đầy đủ giả thuyết phân phối chuẩn, khơng có phương sai sai số thay đổi, khơng có tượng tự tương quan 4.3 Ước lượng mối quan hệ dài hạn ngắn hạn Bước thực kiểm tra mối quan hệ dài hạn biến mơ hình sau: 𝑝 𝑞 LGDPt = α0 + ∑𝑖=1 α1i LGDPt−i + ∑𝑗=1 α2i LFDIt−i + e1t (5) 229 𝑝 𝑞 LFDIt = β0 + ∑𝑖=1 β1i LFDIt−i + ∑𝑗=1 β2i LGDPt−i + e2t (6) Để kiểm tra mối liên hệ tác động ngắn hạn giá trị dài hạn biến số mô hình, nhóm tác giả thực ước lượng mơ hình hiệu chỉnh sai số ARDL ECM: 𝑝 𝑞 ∆LGDPt = α2 + ∑𝑖=1 α1i ∆LGDPt−i + ∑𝑗=1 α2i ∆LFDIt−i + λ1 ECMt−1 + εt 𝑝 𝑞 ∆LFDIt = β2 + ∑𝑖=1 β1i ∆LFDIt−i + ∑𝑗=1 β2i ∆LGDPt−i + λ2 ECMt−1 + εt (7) (8) đó, ECMt−1 giá trị hiệu chỉnh sai số Hệ số  giá trị hiệu chỉnh kỳ vọng âm có ý nghĩa thống kê Hệ số thể tốc độ điều chỉnh cân dài hạn mơ hình có tác động ngắn hạn Kết thực ước lượng mối quan hệ dài hạn ngắn hạn biến số mô hình (6) (8) thể bảng Bảng Uớc lượng hệ số dài hạn mơ hình ARDL (Biến phụ thuộc LFDIt) Biến LFDI(t-1) LFDI(t-2) LFDI(t-3) LFDI(t-4) LGDP LGDP(t-1) LGDP(t-2) LGDP(t-3) C R-squared F-statistic Hệ số 0.383** 0.005 0.150 - 0.226*** 6.006 - 3.880 13.331 -14.418* -12.051** 0.884 15.327*** Độ lệch chuẩn 0.132 0.124 0.120 0.077 7.680 15.039 15.038 7.562 5.518 Thống kê t 2.884 0.044 1.247 - 2.931 0.782 - 0.257 0.886 -1.906 -2.183 D-W Xác suất 0.010 0.964 0.230 0.009 0.445 0.799 0.388 0.074 0.044 1.789 ***, ** * thể có ý nghĩa thống kê tương ứng với mức 1%, 5% 10% Nguồn: Tổng hợp kết từ phần mềm EViews Kết hồi quy bảng cho thấy dài hạn, có thay đổi tăng 1% giá trị vốn đầu tư nước ngồi năm liền trước tác động đến dịng FDI năm tăng lên 0,383% Mặc dù mức ý nghĩa thống kê thấp, biến động GDP độ trễ năm lại có tác động ngược chiều mạnh dịng vốn FDI Bảng Ước lượng tác động ngắn hạn mơ hình ARDL ECM (Biến phụ thuộc LFDIt) Biến 230 Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t Xác suất LFDI(t-1) 0.070 0.084 0.838 0.414 LFDI(t-2) 0.076 0.087 0.876 0.393 LFDI(t-3) 0.226*** 0.077 2.931 0.009 6.006 7.680 0.782 0.445 LGDP(t-1) - 13.331 15.038 -0.886 0.388 LGDP(t-2) 14.418* 7.562 1.906 0.074 - 0.687*** 0.094 -7.257 0.000 D-W 1.789657 LGDP ECM(t-1) ECM = LFDI - (1.510*LGDP -17.522) R-squared 0.925 ***, ** * thể có ý nghĩa thống kê tương ứng với mức 1%, 5% 10% Nguồn: Tổng hợp kết từ phần mềm EViews Giá trị hiệu chỉnh sai số ECMt−1 ước lượng mang giá trị âm (- 0,687) có ý nghĩa thống kê mức 1%, tồn mối quan hệ ngắn hạn biến mơ hình Điều hàm ý ngắn hạn, có tác động làm chệch khỏi giá trị cân dài hạn mơ hình, điều chỉnh quay lại giá trị cân dài hạn mức 68,7% năm 4.4 Kiểm định tính ổn định sai số điều chỉnh ECM Sự tồn đồng liên kết mơ hình khơng hàm ý hệ số ước lượng ổn định Đó lý Pesaran et al (1999, 2001) đề xuất thực kiểm định phần dư cho hệ số ước lượng việc sử dụng kiểm định Brown et al (1975), biết đến kiểm định tổng tích lũy phần dư (CUSUM) tổng tích lũy phần dư hiệu chỉnh (CUSUMSQ) Mơ hình hiệu chỉnh phương sai (8) lựa chọn để thực kiểm định Kết thu được thể hình đây: Hình Tổng tích lũy phần dư Hình Tổng tích lũy hiệu chỉnh phần dư 231 1.6 15 10 1.2 0.8 0.4 -5 0.0 -10 -0.4 -15 12 14 16 18 CUSUM 20 22 24 26 28 12 14 16 18 20 CUSUM of Squares 5% Significance 22 24 26 28 5% Significance Nguồn: Tổng hợp kết từ phần mềm EViews Như hình, phần hình vẽ thống kê tổng tích lũy phần dư (CUSUM) tổng tích lũy phần dư hiệu chỉnh (CUSUMSQ) nằm đường bao tiêu chuẩn với mức ý nghĩa 5%, thể tất hệ số mơ hình hiệu chỉnh phương sai ổn định Một số kết luận đề xuất 5.1 Một số kết luận nghiên cứu Nghiên cứu tập trung nghiên cứu mối quan hệ ngắn hạn dài hạn hai biến số đầu tư trực tiếp nước tăng trưởng kinh tế Việt Nam giai đoạn 1986 - 2014 theo cách tiếp cận mơ hình ARDL đồng liên kết mơ hình ARDL hiệu chỉnh sai số Kết nghiên cứu cho thấy khơng có mối quan hệ dài hạn mô tả tác động FDI đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam hay nói cách khác nguồn vốn FDI vào Việt Nam thời gian qua chưa thực phát huy hiệu quả, làm thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Kết ủng hộ kết nghiên cứu Belloumi (2014) cho FDI tác động đến tăng trưởng kinh tế Tunisie Kết có ý nghĩa quan trọng Chính phủ nước phát triển việc thu hút FDI Tuy nhiên, mơ hình thứ hai, lựa chọn FDI biến phụ thuộc lại cho thấy mối quan hệ dài hạn FDI tăng trưởng kinh tế Kết hồi quy mơ hình cho thấy việc thu hút FDI thời điểm chịu ảnh hưởng dịng vốn FDI năm liền trước Điều lý giải thông qua việc cải thiện môi trường đầu tư sở hạ tầng liên kết sản xuất kinh doanh, sách ưu đãi nguồn vốn FDI Mơ hình cho thấy tác động dài hạn GDP với độ trễ năm tới dòng vốn FDI vào Việt Nam mức ý nghĩa thống kê thấp Với hạn chế mẫu số liệu, nhạy cảm việc lựa chọn biến độ trễ biến đưa vào mơ hình, kết nghiên cứu chắn cịn nhiều thiếu sót việc mô tả mối quan hệ thực tế biến số Chính vậy, tương lai, 232 nghiên cứu đưa thêm biến số khác vào mơ hình như: tổng giá trị đầu tư nước, giá trị xuất khẩu, mức độ phát triển sở hạ tầng hay yếu tố trình độ lực lượng lao động… để giải thích tốt mối quan hệ dài hạn động biến số kinh tế vĩ mô 5.2 Một số đề xuất nhằm tăng cường tác động FDI tới tăng trưởng kinh tế Việt Nam Hội nhập phát triển vấn đề sống kinh tế Cái giá tăng trưởng ngày tăng, áp lực dành cho Chính phủ ngày lớn Thực tiễn sống cho thấy, Việt Nam cần phải có đổi tồn diện theo chiều sâu tất khía cạnh kinh tế để đạt mục tiêu cấp bách đặt nước ta trở thành nước công nghiệp theo hướng đại Để làm điều đó, riêng với mảng thu hút tăng hiệu FDI với tăng trưởng kinh tế, số giải pháp đề sau: Một là, muốn FDI có tác động hiệu tới tăng trưởng kinh tế cần thiết phải tái cấu trúc nguồn vốn FDI theo hướng có trọng tâm, trọng điểm thu hút vào sở hạ tầng, y tế, giáo dục đào tạo, công nghệ cao, công nghệ sạch… với đối tác có tiềm thực Để làm điều đó, Chính phủ cần có chiến lược dài hạn tổng thể công tác quy hoạch (quy hoạch nước, quy hoạch vùng, quy hoạch ngành địa phương) Rõ ràng, FDI có tác động tốt tới tăng trưởng kinh tế nước gắn liền với phát triển kinh tế ngành, vùng tốt Cần khắc phục việc đầu tư khơng theo quy hoạch, ngồi quy hoạch theo phong trào khơng có định hướng Hai là, giai đoạn tới, cần rà soát nghiêm túc danh mục dự án chưa triển khai, không triển khai, tạm ngừng hoạt động, dự án có tác động xấu đến mối trường để tìm kiếm nhà đầu tư tiềm khác Song song với việc rà soát cần phải nâng cao lực cạnh tranh, thẩm định giám sát dự án để nâng cao hiệu đầu tư dự án FDI Ba là, cần khẩn trương sửa đổi việc phân cấp đầu tư trực tiếp nước theo hướng Trung ương định cấp phép cho dự án quan trọng có tính vĩ mô lĩnh vực hạ tầng giao thông, dự án sử dụng nhiều đất… Bốn là, giải pháp cần phải đồng bộ, địi hỏi tâm trị cao hệ thống trị, đặc biệt máy lãnh đạo từ Trung ương đến địa phương để loại bỏ tư nhiệm kỳ, lợi ích nhóm chi phối Tài liệu tham khảo Belloumi, M (2014) The relationship between trade, FDI and economic growth in Tunisia: An application of the autoregressive distributed lag 233 model Economic Systems, 38, 269-287 Blomstrom, M., Lipsey, R., Zejan, M (1994), What explains developing country growth? NBER working paper, N 4132 Borensztein, E., Gregorio, J.D., Lee, J.W (1998) How does foreign direct investment affect economic growth? Journal of International Economics, 45, 115-135 Darrat, A.F., Kherfi, S., Soliman, M (2005), FDI and economic growth in CEE and MENA countries: a tale of two regions In: 12th Economic Research Forum’s Annual Conference, Cairo, Egypt Demirhan, E & Masca, M (2008), Determinants of foreign direct investment flows to developing countries: a cross-sectional analysis Prague Economic Papers, 4, 356-369 Dritsaki, C., & Stiakakis, E (2014), Foreign direct investment, exports, and economic growth in Croatia: A time series analysis Procedia Economics and Finance, 14, 181-190 Dickey, D & Fuller, W.A (1979), Distribution of the estimators for autoregressive time series with unit root Journal of the American Statistical Association, 74, 427-431 Dunning, J.H (1977), Trade, location of economic activity and the MNE: A search for an eclectic approach Palgrave Macmillan UK, 395-418 Ilgun, E., Koch, K.J & Orhan, M (2010), How foreign direct investment and growth interact in Turkey? Eurasian Journal of Business and Economics, (6), 41-45 10 Lucas, R.E (1988), On the mechanics of economic development Journal of Monetary Economics, 22, 3-42 11 Pesaran M.H., Shin, Y & Smith, R.J (2001), Bounds testing approaches to the analysis of level relationships Journal of Applied Econometrics, 16, 289326 12 Pradhan, R.P., Norman, N.R., Badir, Y & Samadhan, B (2013), Transport infrastructure, foreign direct investment and economic growth interactions in India: The ARDL bounds testing approach Procedia - Social and Behavioral 234 Sciences, 104, 914-921 13 Romer, R.M (1986), Increasing returns and long-run growth Journal of Political Economy, 94 (5), 1002-1037 14 Roy, A.G & Van der Berg, H.F (2006), Foreign direct investment and economic growth: A time-series approach Global Economy Journal, (1), 15 Solow, R (1957), Technical change and the aggregate function Review of Economics and Statistics 39 (3), 312-320 16 Nguyễn Hồng Hà (2016), Mối quan hệ đầu tư trực tiếp nước tăng trưởng kinh tế tỉnh Trà Vinh, Tạp chí Phát triển & Hội nhập, số 26 (36), 90-95 17 Nguyễn Thị Liên Hoa & Bùi Thị Bích Phương (2014), Nghiên cứu nhân tố tác động đến đầu tư trực tiếp nước quốc gia phát triển, Tạp chí Phát triển Hội nhập, số 14 (24), 40-46 18 WDI (2016) Các số phát triển giới, Ngân hàng giới http://databank.worldbank.org 235 ... luận nghiên cứu Nghiên cứu tập trung nghiên cứu mối quan hệ ngắn hạn dài hạn hai biến số đầu tư trực tiếp nước tăng trưởng kinh tế Việt Nam giai đoạn 1986 - 2014 theo cách tiếp cận mơ hình ARDL. .. quy mơ tăng trưởng kinh tế sách Chính phủ Do đó, quốc gia có lợi quy mô tăng trưởng kinh tế kích thích thu hút nguồn vốn đầu tư nước Bên cạnh khác quan điểm kinh tế lý thuyết, nhiều nghiên cứu thực... xuất tăng trưởng kinh tế, mà không tồn quan hệ dài hạn FDI tăng trưởng kinh tế Nguyễn Hồng Hà (2016) nghiên cứu mối quan hệ FDI tăng trưởng kinh tế tỉnh Trà Vinh sử dụng mơ hình VAR với kỹ thuật