GI Ớ I THI Ệ U
Lý do ch ọn đề tài
Kể từ khi bắt đầu công cuộc đổi mới kinh tế vào năm 1986, Việt Nam đã trải qua gần 30 năm tăng trưởng cao, chia thành 4 giai đoạn: bình ổn kinh tế (1986-1991), tăng trưởng phục hồi (1991-1997), tăng trưởng hướng về xuất khẩu (1998-2007) và suy giảm tăng trưởng (từ 2008 đến nay) Trong giai đoạn bình ổn, nền kinh tế chuyển từ cơ chế tập trung sang cơ chế thị trường, dẫn đến lạm phát và khó khăn cho người dân, buộc chính phủ phải thực hiện các biện pháp bình ổn kinh tế Giai đoạn tăng trưởng phục hồi chứng kiến sự mở rộng quan hệ kinh tế quốc tế và phát triển kinh tế tư nhân, tạo điều kiện cho nền kinh tế phát triển Giai đoạn tăng trưởng hướng về xuất khẩu, Việt Nam nhanh chóng phục hồi sau khủng hoảng kinh tế 1997, với xuất khẩu và chính sách tiền tệ là động lực chính Tuy nhiên, từ năm 2008, khi kinh tế thế giới gặp khủng hoảng, tốc độ tăng trưởng của Việt Nam đã bắt đầu giảm sút cho đến nay.
Trong quá trình đổi mới, Việt Nam đã tích cực mở rộng quan hệ kinh tế để thúc đẩy tăng trưởng kinh tế trong nước Những nỗ lực này đã mang lại kết quả tích cực trong việc thu hút vốn FDI, trở thành một phần quan trọng trong nền kinh tế và đóng góp đáng kể vào GDP FDI không chỉ thúc đẩy đầu tư nước ngoài mà còn kích thích đầu tư nội địa, từ đó góp phần vào sự tăng trưởng liên tục của GDP Việt Nam.
Mặc dù Việt Nam đã đạt được một số kết quả trong việc thu hút FDI, nhiều ý kiến cho rằng quốc gia này vẫn chưa tối ưu hóa các cơ hội và lợi ích từ đầu tư trực tiếp nước ngoài Dòng vốn FDI vào Việt Nam diễn biến bất thường, với tỷ lệ thực hiện so với vốn đăng ký còn thấp và chủ yếu tập trung trong một số ngành và vùng nhất định Nhiều dự án FDI có quy mô nhỏ và công nghệ sử dụng chủ yếu từ Châu Á, trong khi Việt Nam chưa trở thành điểm đến hàng đầu cho các công ty đa quốc gia có tiềm năng lớn về công nghệ và chuyển giao tri thức Thực trạng này, cùng với áp lực cạnh tranh gia tăng từ Trung Quốc và các nước trong khu vực, đặt ra thách thức lớn cho Việt Nam trong việc thu hút FDI hiệu quả hơn.
Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) có tác động đến mọi lĩnh vực kinh tế, văn hóa và xã hội Đặc biệt, đối với các quốc gia đang phát triển và nghèo, việc thu hút FDI được kỳ vọng sẽ là động lực chính thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.
Kỳ vọng về tác động của FDI đối với tăng trưởng kinh tế được thể hiện qua ba lý do chính: Thứ nhất, FDI cải thiện cán cân thanh toán và ổn định kinh tế vĩ mô Thứ hai, với tỷ lệ tích lũy vốn thấp, các nước đang phát triển coi FDI là nguồn vốn quan trọng để thúc đẩy đầu tư trong nước và tăng trưởng kinh tế Thứ ba, FDI mang lại cơ hội tiếp cận công nghệ tiên tiến, nâng cao kỹ năng quản lý và trình độ lao động Tuy nhiên, không phải quốc gia nào cũng đạt được cả hai mục tiêu này cùng lúc; một số nước thu hút FDI lớn nhưng không thấy được tác động tràn Ngược lại, FDI có thể tăng vốn đầu tư nhưng đóng góp vào tăng trưởng lại thấp Tình trạng này khiến các nhà kinh tế ngày càng quan tâm đến việc đánh giá tác động của FDI đối với tăng trưởng, đặc biệt là ở các nước đang phát triển.
Các kết luận về tác động của FDI đến tăng trưởng kinh tế chủ yếu dựa vào tỷ trọng của FDI so với tổng đầu tư xã hội và đóng góp của khu vực có vốn FDI vào GDP hoặc vào tốc độ tăng giá trị sản xuất của ngành Tuy nhiên, các nghiên cứu định lượng kiểm định tác động của FDI rất hạn chế, có thể do thiếu dữ liệu cần thiết hoặc thiếu tin tưởng vào số liệu sẵn có Để đánh giá tác động của các yếu tố này một cách đầy đủ, tác giả đã thực hiện nghiên cứu “Tác động của các yếu tố vi mô đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam” nhằm làm luận văn bảo vệ khóa học thạc sĩ.
Nghiên cứu này dựa trên bài nghiên cứu gốc “Mối liên kết giữa Đầu tư trực tiếp từ nước ngoài, Đầu tư trong nước và phát triển kinh tế ở Malaysia” của Hooi Hooi Lean và Bee Wah Tan, đăng trên tạp chí Journal of Economic Cooperation and Development số 32, tháng 4 năm 2011 Bài viết phân tích mối quan hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI), đầu tư trong nước và tăng trưởng kinh tế ở Malaysia trong giai đoạn 1970-2009, đồng thời xác định tác động của FDI và đầu tư trong nước đến sự phát triển kinh tế của quốc gia này.
M ụ c tiêu nghiên c ứ u
Nghiên cứu này nhằm phân tích tác động của các yếu tố vi mô đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam theo từng quý từ năm 2004 đến 2013, với mục tiêu trả lời các câu hỏi liên quan đến mối quan hệ giữa các yếu tố này và sự phát triển kinh tế của đất nước.
1 Có tồn tại tác động của FDI, đầu tư trong nước đến tăng trưởng kinh tế hay không ?
2 Dùng mô hình VECM để xác định mức độ tác động của các yếu tố vi mô đến tăng trưởng kinh tế như thế nào ?
B ố c ụ c lu ận văn
Bài viết được chia thành 5 phần chính, bao gồm mục lục, tóm tắt, danh mục viết tắt, danh mục bảng biểu và danh mục tài liệu tham khảo, nhằm cung cấp cái nhìn tổng quan và cấu trúc rõ ràng cho nội dung.
Trong chương này, tác giả trình bày lý do lựa chọn đề tài nghiên cứu, xác định mục tiêu và vấn đề nghiên cứu, đưa ra câu hỏi nghiên cứu cùng với bố cục của luận văn.
Chương 2: Các nghiên cứu trước đây về mối quan hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài, đầu tư trong nước và tăng trưởng kinh tế Thực trạng FDI, DI và GDP tại Việt Nam Đầu tiên, tác giả muốn giới thiệu về cơ sở lý thuyết mối quan hệ giữa FDI,
Bài viết đề cập đến mối liên hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài (DI) và tổng sản phẩm quốc nội (GDP) của Việt Nam Đồng thời, tác giả cũng phân tích thực trạng nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài, đầu tư trong nước và sự tăng trưởng kinh tế của đất nước, nhằm làm cơ sở cho nghiên cứu sâu hơn.
Nghiên cứu trước đây của các tác giả trong và ngoài nước đã chỉ ra mối liên hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI), đầu tư trong nước (DI) và tăng trưởng kinh tế (GDP) tại Việt Nam Qua đó, bài viết nhằm cung cấp cái nhìn tổng quan để trả lời câu hỏi nghiên cứu về sự tồn tại của mối quan hệ này.
Chương 3: Phương pháp nghiên cứu
Trong chương này tác giả giới thiệu dữ liệu nghiên cứu, mô hìnhvà các bước thực hiện.
Chương 4: Kết quả nghiên cứu thực nghiệm
Từ các phương pháp nghiên cứu ở chương 3, tác giảtrình bày các kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho mối liên hệ giữa FDI, DI và GDP Việt Nam.
Tác giả tổng hợp các kết quả nghiên cứu chính của đề tài, đồng thời chỉ ra những hạn chế và đưa ra định hướng cho các nghiên cứu tiếp theo.
Đóng góp của đề tài
Nghiên cứu này đã thực hiện một phân tích thực nghiệm về ảnh hưởng của các yếu tố vi mô đến sự tăng trưởng kinh tế của Việt Nam, sử dụng phương pháp hồi quy tuyến tính thông qua mô hình VECM.
Luận văn đã xác định và lượng hóa mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đối với tăng trưởng kinh tế, từ đó đưa ra các khuyến nghị nhằm cải thiện hiệu quả thu hút đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) và đầu tư trong nước tại Việt Nam.
CÁC NGHIÊN C ỨU TRƯỚC ĐÂY VỀ FDI, DI VÀ GDP
Các khái ni ệ m
Tăng trưởng kinh tế là sự gia tăng giá trị trong một nền kinh tế, thường được đo lường qua các chỉ số như Tổng sản phẩm quốc nội (GDP), Tổng sản phẩm quốc dân (GNP) và Tổng thu nhập quốc dân (GNI) Các yếu tố như tăng trưởng vốn, lao động và sự mở rộng thị trường cũng đóng vai trò quan trọng Tốc độ tăng trưởng kinh tế bị ảnh hưởng bởi sự tương tác giữa các thành phần cấu thành GDP, bao gồm tiêu dùng nội địa, đầu tư, chi tiêu chính phủ và cán cân thương mại.
Quá trình tăng trưởng kinh tế dựa vào việc khai thác hiệu quả các nguồn lực như tài nguyên thiên nhiên, vốn, lao động, công nghệ, quản lý, và thị trường Tăng trưởng không chỉ diễn ra theo chiều rộng mà còn theo chiều sâu, bao gồm cả số lượng và chất lượng, trong cả ngắn hạn lẫn dài hạn Nhiều nghiên cứu trong và ngoài nước đã chỉ ra tác động của các nguồn lực này đến chất lượng và động thái tăng trưởng thông qua các mô hình kinh tế nổi bật như mô hình tái sản xuất giản đơn của C Mác, tái sản xuất mở rộng của V.I Lênin, và các mô hình tăng trưởng kinh tế của W Rostow hay Solow, cũng như hàm sản xuất Cobb-Douglas.
2.1.2.Đầu tư trực tiếp nước ngoài Định nghĩa theo pháp luật Việt Nam: "Đầu tư trực tiếp nước ngoài" là việc nhà đầu tư nước ngoài đưa vào Việt Nam vốn bằng tiền hoặc bất kỳ tài sản nào để tiến hành các hoạt động đầu tư theo quy định của Luật này
Theo Quỹ Tiền Tệ Quốc Tế (IMF), Đầu Tư Trực Tiếp Nước Ngoài (FDI) là hình thức đầu tư vượt ra ngoài biên giới quốc gia, trong đó nhà đầu tư trực tiếp có thể sở hữu một phần hoặc toàn bộ doanh nghiệp tại nước ngoài Để được công nhận là FDI, quyền sở hữu tối thiểu cần đạt 10% tổng số cổ phiếu của doanh nghiệp đó.
FDI tạo ra mối quan hệ bền vững giữa công ty chủ quản và công ty phụ thuộc tại quốc gia khác Công ty chủ quản không cần kiểm soát hoàn toàn hoạt động của công ty phụ thuộc, đặc biệt khi không nắm giữ đa số cổ phần Phần FDI được tính dựa trên tỷ lệ sở hữu của công ty chủ quản đối với công ty phụ thuộc.
FDI tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế thông qua nhiều kênh khác nhau, chủ yếu là kênh đầu tư trực tiếp và gián tiếp Nó thúc đẩy các nước sở tại nâng cao năng lực cạnh tranh quốc gia, cải thiện môi trường đầu tư, từ đó giảm chi phí giao dịch cho các nhà đầu tư nước ngoài và tăng hiệu suất vốn Hơn nữa, FDI còn có khả năng kích thích đầu tư trong nước, đặc biệt là từ các doanh nghiệp nội địa cung cấp nguyên liệu hoặc tiêu thụ sản phẩm từ doanh nghiệp FDI Các chính sách của chính phủ nhằm cải thiện cơ sở hạ tầng để thu hút FDI cũng tạo điều kiện thuận lợi cho sự hình thành và phát triển của doanh nghiệp trong nước.
Nghiên cứu này tập trung vào phân tích tác động của FDI đến tăng trưởng kinh tế theo cách tiếp cận hẹp, dựa trên khung phân tích toàn cầu Tác động trực tiếp của FDI thường diễn ra qua kênh đầu tư và có thể được ước lượng bằng mô hình tăng trưởng vi mô Ngược lại, tác động gián tiếp, bao gồm cả tác động tràn, có thể được xem xét ở cả cấp vi mô và vĩ mô Đặc biệt, việc đánh giá tác động tràn ở cấp vi mô rất quan trọng cho việc hoạch định chính sách và cần được chú trọng.
Chỉ tiêu Gross Capital Formation (hình thành vốn) của Ngân hàng Thế giới (WB) phản ánh tổng chi tiêu cho tài sản cố định trong nền kinh tế, bao gồm cả sự thay đổi ròng trong mức độ hàng hóa.
Tích lũy tài sản gộp tại Việt Nam phản ánh chi tiêu cho đầu tư vào tài sản cố định, tài sản lưu động và tài sản quý hiếm trong một thời kỳ nhất định Tích lũy tài sản được phân loại theo loại tài sản và tính theo giá thực tế cũng như giá so sánh Tích lũy tài sản cố định được xác định bằng giá trị tài sản cố định nhận vào trừ đi tài sản cố định thanh lý trong kỳ, không bao gồm phần tiêu dùng của hộ gia đình Trong khi đó, tích lũy tài sản lưu động bao gồm nguyên vật liệu sản xuất, thành phẩm tồn kho và sản phẩm dở dang, được tính bằng chênh lệch giữa cuối kỳ và đầu kỳ của các đơn vị thể chế, không tính tồn kho của hộ gia đình Tài sản quý hiếm, bao gồm cả tài sản của hộ gia đình, được giữ với mục đích bảo toàn giá trị, không bị hao mòn theo thời gian và được tính bằng chênh lệch giữa tài sản quý hiếm nhận được và tài sản quý hiếm đã nhượng bán trong kỳ.
Cơ sở lý thuy ế t
Các nhà kinh tế học đã nghiên cứu nguồn gốc của sự tăng trưởng thông qua hàm sản xuất, chỉ ra mối quan hệ giữa sự gia tăng các yếu tố đầu ra và sự tăng trưởng của các yếu tố đầu vào như vốn, lao động, tài nguyên và khoa học công nghệ.
Y=f(K,L,R,T) Trong đó Y :Đầu ra (GDP)
K:Vốn sản xuất R:Nguồn tài nguyên thiên nhiên T:Khoa học công nghệ
Trường phái tân cổ điển đã đề xuất ra một số phương trình, nổi tiếng nhất là phương trình Cobb-Douglas:
Y=T.Kα.Lβ.Rγ Trong đó : α,β,γ là các số lũy thừa phản ánh ty lệ cận biên của các yếu tố đầu vào (α+β+γ=1).
Nếu lấy logarit phương trình đổi thành g=t+αk+βl+γr
Trong đó: g: Tốc độ tăng trưởng GDP k,l,r: Tốc độ tăng trưởng các yếu tố đầu vào t: Phần dư còn lại, phản ánh tác động của khoa học công nghệ.
Hàm sản xuất Cobb-Douglas chỉ ra rằng có bốn yếu tố chính ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế, bao gồm vốn, lao động, tài nguyên và khoa học công nghệ.
Keynes nhấn mạnh rằng đầu tư có vai trò quan trọng trong việc xác định quy mô việc làm, khi mỗi sự gia tăng đầu tư sẽ dẫn đến tăng cầu lao động và tư liệu sản xuất Điều này không chỉ làm tăng cầu tiêu dùng và giá hàng hóa mà còn tạo ra nhiều việc làm hơn cho công nhân, từ đó nâng cao thu nhập Sự gia tăng thu nhập lại tạo điều kiện cho việc gia tăng đầu tư mới, hình thành một chu trình tích cực mà Keynes gọi là số nhân đầu tư.
K= dR/dl Trong đó: dR: gia tăng thu nhập dl: gia tăng đầu tư K: số nhân
Dựa trên tư tưởng của Keynes, vào những năm 1940, Roy Harrod và Evsey Domar đã phát triển mô hình giải thích mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và thất nghiệp ở các nước phát triển Mô hình này chỉ xem xét một yếu tố sản xuất duy nhất là vốn, không tính đến lao động hay tiến bộ công nghệ Một trong những tham số quan trọng của mô hình là tỷ lệ giữa vốn và sản lượng đầu ra, và mô hình Harrod-Domar tổng quát có dạng như sau.
Mối quan hệ cơ bản Harrod-Domar thể hiện sự liên kết giữa tăng trưởng sản lượng đầu ra với tiết kiệm và đầu tư Trong đó, vốn đóng vai trò quan trọng, được hình thành từ đầu tư, trong khi tiết kiệm chính là nguồn lực tạo ra vốn, góp phần thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.
Tóm lại, các mô hình đã chỉ ra rằng vốn có ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng kinh tế Vốn đầu tư có thể đến từ nhiều nguồn, bao gồm cả trong nước và nước ngoài, do đó tác giả sẽ nghiên cứu tác động của yếu tố này đối với sự phát triển kinh tế.
Th ự c tr ạng đầu tư củ a Vi ệ t Nam
Theo báo cáo của Bộ Kế hoạch và Đầu tư, tính đến cuối tháng 2/2013, Việt Nam đã thu hút 14.550 dự án FDI còn hiệu lực, với tổng vốn đăng ký gần 211 tỷ USD và vốn thực hiện gần 100 tỷ USD.
Hình 2.1: Xu hướng tăng trưởng FDI
Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) đã có sự gia tăng đáng kể trong việc đóng góp vào GDP, đạt khoảng 19% vào năm 2011 Trong giai đoạn 2001 - 2010, FDI đã mang lại 14,2 tỷ USD cho ngân sách nhà nước Đặc biệt, năm 2012, khu vực này đóng góp khoảng 3,7 tỷ USD, chiếm 11,9% tổng thu ngân sách.
Sự gia tăng mạnh mẽ của vốn đầu tư nước ngoài đã được thể hiện qua các giai đoạn khác nhau Từ mức 20,67 tỷ USD, chiếm 24,32% tổng vốn đầu tư xã hội trong giai đoạn 1991-2000, vốn đầu tư nước ngoài đã tăng lên 69,47 tỷ USD, chiếm 22,75% tổng vốn đầu tư xã hội trong giai đoạn 2001-2011 Tỷ trọng của khu vực đầu tư nước ngoài trong cơ cấu kinh tế cũng đã tăng 5,4% trong giai đoạn 2000-2011.
Khu vực này đã tạo ra hơn 2 triệu lao động trực tiếp và 3-4 triệu lao động gián tiếp, nâng cao chất lượng nguồn nhân lực và thay đổi cơ cấu lao động Đầu tư nước ngoài đóng vai trò quan trọng trong việc thúc đẩy chuyển giao công nghệ, cải cách doanh nghiệp nhà nước và hoàn thiện thể chế kinh tế thị trường Tốc độ tăng trưởng khu vực đầu tư nước ngoài trong ngành công nghiệp và xây dựng đạt trung bình 18% mỗi năm, cao hơn so với toàn ngành Ngoài ra, đầu tư nước ngoài đã góp phần chuyển dịch cơ cấu nông nghiệp, đa dạng hóa sản phẩm và nâng cao giá trị xuất khẩu nông sản Trong lĩnh vực dịch vụ, đầu tư nước ngoài đã phát triển các ngành dịch vụ chất lượng cao như viễn thông, du lịch quốc tế, tài chính, ngân hàng, bảo hiểm và kiểm toán.
Luồng vốn FDI đóng vai trò quan trọng trong việc thúc đẩy xuất khẩu, nhờ vào chính sách khuyến khích đầu tư nước ngoài vào lĩnh vực này Điều này đã tạo điều kiện thuận lợi cho Việt Nam nâng cao năng lực xuất khẩu, đồng thời giúp quốc gia này từng bước tham gia và cải thiện vị thế trong chuỗi giá trị toàn cầu.
Trước năm 2001, xuất khẩu từ khu vực FDI chỉ chiếm 45,2% tổng kim ngạch, bao gồm cả dầu thô Tuy nhiên, từ năm 2003, khu vực này đã vượt qua doanh nghiệp trong nước về xuất khẩu, trở thành yếu tố chính thúc đẩy xuất khẩu, chiếm khoảng 64% tổng kim ngạch xuất khẩu vào năm 2012.
Doanh nghiệp FDI đã làm thay đổi cơ cấu xuất khẩu của Việt Nam, giảm tỷ trọng sản phẩm khai khoáng và hàng sơ cấp, trong khi tăng dần tỷ trọng hàng chế tạo Khu vực này cũng đã mở rộng thị trường xuất khẩu, đặc biệt sang Mỹ và EU, giúp Mỹ trở thành thị trường xuất khẩu lớn nhất của Việt Nam Ngoài ra, FDI còn góp phần ổn định thị trường nội địa, hạn chế nhập siêu bằng cách cung cấp sản phẩm chất lượng cao do doanh nghiệp trong nước sản xuất, thay vì phải nhập khẩu như trước đây.
Mặc dù khu vực FDI đã đạt được một số kết quả tích cực, nhưng vẫn tồn tại nhiều hạn chế như hiệu quả tổng thể của nguồn vốn đầu tư nước ngoài chưa cao, giá trị gia tăng tại Việt Nam và khả năng tham gia chuỗi giá trị còn thấp Định hướng thu hút đầu tư theo ngành và đối tác vẫn còn hạn chế, trong khi mục tiêu thu hút và chuyển giao công nghệ chưa đạt yêu cầu Hơn nữa, hiệu ứng lan tỏa của khu vực đầu tư nước ngoài sang các lĩnh vực khác trong nền kinh tế còn yếu, và một số dự án có chất lượng chưa cao với quy mô nhỏ và tỷ lệ giải ngân thấp so với yêu cầu.
Thời gian qua, đầu tư nước ngoài tại Việt Nam chủ yếu tập trung vào các ngành thâm dụng lao động và tài nguyên, trong khi các lĩnh vực công nghệ cao và giá trị gia tăng vẫn chưa phát triển mạnh So với Thái Lan, Indonesia và Malaysia, đầu tư của các nước phát triển vào Việt Nam còn khá khiêm tốn, với chỉ hơn 100 trong số 500 tập đoàn xuyên quốc gia hiện diện, thấp hơn nhiều so với 400 tập đoàn tại Trung Quốc.
Hầu hết các dự án FDI vào Việt Nam có quy mô nhỏ và vừa, với mức trung bình chỉ 15,4 triệu USD/dự án trong giai đoạn 1988 - 2011, giảm xuống còn 13,47 triệu USD/dự án vào năm 2011 Hơn 80% doanh nghiệp FDI sử dụng công nghệ trung bình của thế giới, trong khi chỉ có 5-6% áp dụng công nghệ cao và 14% sử dụng công nghệ thấp, lạc hậu.
Tỷ lệ dự án FDI giải thể trước thời hạn và xin giãn tiến độ khá cao, với khoảng 1.000 doanh nghiệp chậm triển khai hoặc có nhà đầu tư bỏ trốn Việc làm mới từ khu vực FDI chỉ chiếm 3,4% tổng số lao động năm 2011, trong khi thu nhập bình quân của người lao động mặc dù cao hơn khu vực doanh nghiệp tư nhân nhưng lại thấp hơn so với doanh nghiệp nhà nước Nhu cầu về nhà ở và đời sống văn hóa tại các khu vực tập trung lao động vẫn chưa được đáp ứng, dẫn đến 4.142 cuộc đình công từ năm 1995 đến nay, trong đó 75% thuộc về doanh nghiệp FDI, chủ yếu từ Đài Loan, Hàn Quốc, Trung Quốc và Nhật Bản Đáng chú ý, hầu hết các cuộc đình công không tuân thủ quy trình pháp luật, mặc dù 70% xảy ra ở doanh nghiệp có tổ chức công đoàn.
Tổ chức công đoàn cơ sở hiện đang gặp nhiều khó khăn trong việc bảo vệ quyền lợi của người lao động, đặc biệt là trong việc thương thảo mức lương và cải thiện điều kiện làm việc Hơn nữa, một số doanh nghiệp có hành vi gian lận tài chính, dẫn đến thất thu ngân sách, khiến nhiều bên Việt Nam phải rút khỏi liên doanh và chuyển sang thành doanh nghiệp 100% vốn nước ngoài.
Trong những năm gần đây, sức cạnh tranh thu hút FDI của Việt Nam đang giảm sút Mặc dù Nhật Bản vẫn là nhà đầu tư hàng đầu tại Việt Nam, nhưng họ đang chuyển hướng đầu tư sang Myanmar, nơi thu hút sự chú ý toàn cầu Nhiều tập đoàn lớn như Toyota và Mitsubishi đã công bố mở rộng sản xuất tại Thái Lan và Malaysia, trong khi các cơ sở của họ ở Việt Nam vẫn không có sự phát triển Hiện tại, Nhật Bản có hơn 7.000 doanh nghiệp tại Thái Lan, nhưng chỉ có 1.500 doanh nghiệp hoạt động tại Việt Nam.
Những hạn chế trong khu vực FDI xuất phát từ sự yếu kém của nền kinh tế và những vấn đề trong việc hoạch định, thực thi chính sách và pháp luật liên quan đến đầu tư nước ngoài.
Các nguyên nhân chủ yếu là:
+ Hệ thống, pháp luật chính sách liên quan đến đầu tư chưa đồng bộ và thiếu nhất quán.
+ Chính sách ưu đãi đầu tư chưa đủ sức hấp dẫn.
Sự phát triển của cơ sở hạ tầng hiện tại chưa đáp ứng kịp thời nhu cầu tăng trưởng của nền kinh tế, đồng thời cũng chưa tạo ra môi trường thuận lợi để thu hút và phát huy hiệu quả dòng vốn đầu tư nước ngoài.
+ Hạn chế về nguồn nhân lực.
+ Sự phát triển của các ngành công nghiệp phụ trợ còn hạn chế.
+ Chưa thực hiện tốt công tác phân cấp quản lý ĐTNN.
+ Công tác kiểm tra, giám sát về việc thực hiện các quy định về bảo về môi trường của các doanh nghiệp còn nhiều bất cập.
+ Công tác xúc tiến đầu tư chưa hiệu quả.
Các nghiên c ứ u th ự c nghi ệm trước đây
2.4.1 Mối quan hệ giữa FDI và GDP
Mac.Dougall (1960) đã phát triển một mô hình lý thuyết dựa trên các lý thuyết của Hescher Ohlin - Samuaelson về sự vận động vốn, cho rằng luồng vốn đầu tư sẽ di chuyển từ các nước có lãi suất thấp đến các nước có lãi suất cao cho đến khi đạt được trạng thái cân bằng Sau khi đầu tư, cả hai quốc gia đều thu được lợi nhuận, dẫn đến sự gia tăng sản lượng chung của thế giới so với trước đó.
FDI có tác động đáng kể đến tăng trưởng kinh tế thông qua nhiều kênh khác nhau Trước hết, FDI ảnh hưởng trực tiếp đến tăng trưởng qua đầu tư và gián tiếp thông qua các tác động tràn Hơn nữa, FDI thúc đẩy cải thiện năng lực cạnh tranh quốc gia, buộc nước sở tại nâng cao môi trường đầu tư, giảm chi phí giao dịch cho nhà đầu tư nước ngoài và tăng hiệu suất vốn Điều này dẫn đến tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế Ngoài ra, FDI còn có thể kích thích đầu tư trong nước, đặc biệt từ các doanh nghiệp cung cấp nguyên liệu hoặc tiêu thụ sản phẩm từ doanh nghiệp FDI Các chính sách của chính phủ nhằm cải thiện cơ sở hạ tầng để thu hút FDI cũng góp phần thúc đẩy sự hình thành và phát triển của các doanh nghiệp trong nước.
Borensztein (1998) đã nghiên cứu tác động của FDI đến tăng trưởng kinh tế tại 69 quốc gia đang phát triển, sử dụng dữ liệu từ các nước công nghiệp trong hơn hai thập kỷ Kết quả cho thấy FDI có ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng kinh tế, tuy nhiên mức độ ảnh hưởng phụ thuộc vào nguồn nhân lực của từng nền kinh tế Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng FDI thúc đẩy đầu tư trong nước, mặc dù mức độ này không mạnh FDI là phương tiện quan trọng cho việc chuyển giao công nghệ, với tỷ lệ FDI trên GDP tăng 0.5% có thể làm tăng tốc độ tăng trưởng kinh tế lên 0.3 điểm phần trăm mỗi năm Tuy nhiên, FDI chỉ thực sự góp phần vào tăng trưởng khi các nền kinh tế nhận đầu tư có khả năng hấp thụ công nghệ tiên tiến.
Chowdhury và Mavrotas (2003) đã nghiên cứu mối quan hệ nhân quả giữa FDI và tăng trưởng kinh tế tại ba quốc gia đang phát triển: Chilê, Malaysia và Thái Lan, sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian từ 1969 đến 2000 Nghiên cứu bắt đầu bằng việc kiểm tra thứ tự liên kết giữa GDP và FDI, tiếp theo là tìm kiếm bước trễ tối ưu thông qua kiểm nghiệm Akaike's final prediction error (FPE) Sau đó, tác giả tiến hành kiểm nghiệm để xác định sự sai lệch trong kết quả và thực hiện mô phỏng bootstrap cho các thử nghiệm Toda-Yamamoto Kết quả cho thấy tại Chilê, độ trễ tối ưu của FDI trong phương trình GDP là 0, cho thấy FDI không ảnh hưởng đến GDP, trong khi độ trễ tối ưu của GDP trong phương trình FDI là 2, chỉ ra sự hiện diện của một quan hệ nhân quả.
Nghiên cứu cho thấy mối quan hệ tương hỗ giữa tăng trưởng kinh tế và thu hút FDI tại Malaysia và Thái Lan Cả hai quốc gia đều cho thấy GDP có độ trễ tối ưu trong phương trình FDI, đồng thời FDI cũng có độ trễ tối ưu trong phương trình GDP Điều này chỉ ra rằng sự phát triển kinh tế và đầu tư trực tiếp nước ngoài có ảnh hưởng lẫn nhau tại hai nền kinh tế này.
Bengoa và Sanchez-Robles (2003) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) và tăng trưởng kinh tế tại 18 quốc gia Châu Mỹ Latinh từ năm 1970 đến 1999 Kết quả từ kiểm định Hausman cho thấy rằng việc mở cửa kinh tế là yếu tố then chốt quyết định dòng vốn FDI vào các quốc gia này, đồng thời FDI có mối quan hệ tích cực với tăng trưởng kinh tế.
Nghiên cứu của Har Wai Mun (2008) chỉ ra rằng có mối liên hệ tích cực giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) và tăng trưởng kinh tế tại Malaysia Sử dụng phương pháp OLS và dữ liệu từ IMF trong giai đoạn 1970-2005, tác giả phát hiện rằng mỗi 1% tăng trưởng FDI sẽ thúc đẩy tăng trưởng kinh tế khoảng 0.046072% Kết quả này khẳng định vai trò quan trọng của FDI trong việc thúc đẩy nền kinh tế Malaysia.
Samrat Roy (2012) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa FDI, đầu tư trong nước và tăng trưởng kinh tế ở một số nước Đông Nam Á từ năm 1975 đến 2010, phát hiện rằng mỗi 1% tăng thêm của FDI làm GDP bình quân đầu người tăng 1.119% ở Singapore, đồng thời cũng chứng minh FDI thúc đẩy kinh tế tại Malaysia, Thái Lan và Philippines Mặc dù có nhiều nghiên cứu về FDI tại Việt Nam, nhưng chỉ một số ít xem xét tác động của nó đến tăng trưởng kinh tế Các nghiên cứu của Nguyễn Mại (2003) và Nguyễn Thị Phương Hoa (2001) đã chỉ ra rằng FDI có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế qua việc cải thiện nguồn nhân lực và kênh đầu tư.
Sự tác động mạnh mẽ của đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) đã lan tỏa đến ngành công nghiệp chế biến thông qua việc di chuyển lao động và tạo ra áp lực cạnh tranh Các nghiên cứu của Nguyễn Thị Hường và Bùi Huy Nhượng chỉ ra rằng FDI không chỉ thúc đẩy sự phát triển kinh tế mà còn góp phần nâng cao năng lực cạnh tranh trong ngành chế biến.
Bài viết của Đoàn Ngọc Phúc (2003) so sánh chính sách thu hút FDI giữa Trung Quốc và Việt Nam giai đoạn 1979-2002, rút ra những bài học quan trọng cho Việt Nam Tác giả phân tích thực trạng FDI tại Việt Nam từ 1988 đến 2003 và nhấn mạnh rằng sự tăng trưởng kinh tế của Việt Nam chủ yếu phụ thuộc vào khu vực có vốn FDI.
2.4.2.Mối quan hệ giữa FDI và DI
Sevil (2013) đã áp dụng phương pháp phân tích dữ liệu bảng cho giai đoạn 1980 – 2008 ở 13 quốc gia, trong đó có 7 quốc gia giàu dầu mỏ và 6 quốc gia nghèo dầu mỏ, sử dụng kỹ thuật ước lượng GMM Kết quả nghiên cứu cho thấy dòng vốn FDI đã chiếm ưu thế và làm giảm đầu tư trong nước, đặc biệt tại cả hai nhóm quốc gia Trong thập niên 1990, việc chính phủ các nước bảo hộ đầu tư trong nước và hạn chế FDI đã dẫn đến sự thiếu hấp dẫn đối với dòng vốn nước ngoài Kết quả là, sau giai đoạn này, đầu tư trong nước không thể cạnh tranh và đã bị FDI chiếm lĩnh.
Agosin (2005) đã nghiên cứu mô hình lý thuyết đầu tư, trong đó bao gồm biến FDI Nghiên cứu này tiến hành ước lượng biến FDI và kiểm định bằng dữ liệu bảng trong khoảng thời gian từ năm 1971.
Nghiên cứu năm 2000 và ba thập kỷ sau đó đã phân tích mô hình FDI tại 12 quốc gia thuộc ba khu vực đang phát triển: Châu Phi, Châu Á và Châu Mỹ La tinh Kết quả cho thấy FDI thường đóng vai trò tích cực trong việc thúc đẩy đầu tư nội địa, tuy nhiên, ở một số khu vực và thời điểm nhất định, FDI lại lấn át đầu tư trong nước, đặc biệt là tại Châu Mỹ La tinh.
Aitken (1999) đã thực hiện nghiên cứu từ năm 1976 đến 1989 bằng cách sử dụng phương pháp ước lượng OLS và phương pháp ước lượng bình phương bé nhất có trọng số Kết quả nghiên cứu của tác giả chỉ ra những phát hiện quan trọng về dữ liệu trong khoảng thời gian này.
Các nhà máy có dưới 50 công nhân cho thấy rằng sự gia tăng tỷ lệ vốn góp của chủ sở hữu nước ngoài tương quan với sự gia tăng năng suất lao động Điều này chứng minh rằng các nhà máy này được hưởng lợi từ lợi thế sản xuất mà vốn chủ sở hữu nước ngoài mang lại.
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN C Ứ U
D ữ li ệ u và bi ế n nghiên c ứ u
Mục tiêu của đề tài là phân tích mối quan hệ giữa đầu tư trong nước, đầu tư trực tiếp nước ngoài và tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam Bộ dữ liệu được sử dụng bao gồm các thông tin theo thời gian hàng Quý trong khoảng 10 năm, từ năm 2004 đến năm 2014.
Theo dữ liệu từ Tổng cục thống kê Việt Nam năm 2013, tăng trưởng kinh tế được đánh giá qua GDP thực năm 2000 theo giá cố định Đầu tư trực tiếp nước ngoài và đầu tư trong nước được tổng hợp từ vốn đầu tư phát triển toàn xã hội, phân loại theo các thành phần kinh tế Tất cả các biến động kinh tế được ghi nhận bằng đơn vị nghìn tỷ đồng.
Bảng 3.1: Dữ liệu GDP, FDI, DI qua các năm
(Nguồn: Tổng cục thống kê)
Các biến nghiên cứu bao gồm:
- Biến độc lập là 2 biến đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI), đầu tư trong nước (DI).
- Biến phụ thuộc là biến tăng trưởng kinh tế (GDP).
Tất cả các biến động được chuyển đổi sang dạng logarit tự nhiên (ln) nhằm cải thiện chất lượng hồi quy, do chuỗi dữ liệu kinh tế theo thời gian thường có đặc điểm tăng trưởng cấp số nhân Việc sử dụng logarit tự nhiên giúp chuyển đổi các thay đổi thành dạng tuyến tính, đồng thời cũng đơn giản hóa quá trình tính toán độ co giãn, vì hệ số ước lượng gần như tương đương với phần trăm biến động của các biến.
Mô hình
𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙 𝑙𝑙 là FDI thực đi vào trong nước;
𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙 𝑙𝑙 là DI; β 0 là hằng số và cho biết giá trị trung bình của GDP thực khi FDI và DI bằng không;
Hệ số hồi quy 30 β1 thể hiện sự thay đổi giá trị trung bình của 𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙 𝑙𝑙 khi biến độc lập 𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙 thay đổi 1 đơn vị, trong khi các biến độc lập khác giữ nguyên Tương tự, hệ số hồi quy β2 cho biết mức độ thay đổi giá trị trung bình của 𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙 𝑙𝑙 khi 𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙 𝑙𝑙 thay đổi 1 đơn vị, với điều kiện các biến độc lập khác không thay đổi Cuối cùng, εt đại diện cho sai số ngẫu nhiên trong mô hình.
Phương pháp thự c hi ệ n
Để đo lường mối quan hệ trong ngắn hạn và dài hạn của ba biến nghiên cứu Các bước tác giả thực hiện như sau:
Chúng ta bắt đầu bằng cách sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị để xác định tính dừng của chuỗi thời gian cho từng biến, nhằm tránh hiện tượng hồi quy giả Phương pháp Dickey – Fuller mở rộng (ADF) được áp dụng để thực hiện kiểm định này.
- Tiếp theo, tác giả thực hiện kiểm định để lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình.
Kiểm định đồng liên kết (cointegration) đã được thực hiện cho ba biến chuỗi thời gian: lnGDP, lnFDI và lnDI, với hai trường hợp xảy ra.
Nếu ba chuỗi thời gian lnFDI, lnDI và lnGDP có đồng liên kết, điều này chứng tỏ rằng tồn tại ít nhất một mối quan hệ lâu dài giữa ba biến số này.
Nếu ba chuỗi thời gian lnFDI, lnDI và lnGDP không có mối liên hệ đồng liên kết, điều này có nghĩa là ba biến số này chỉ có thể tồn tại mối quan hệ trong ngắn hạn.
- Bước tiếp theo, tác giả thực hiện chạy mô hình VAR và thực hiện các kiểm định sau:
• Kiểm định nhân quả Granger để xác định có hay không có mối quan hệ nhân quả
Granger trong ngắn hạn giữa các biến.
• Kiểm tra tự tương quan của phần dư.
• Kiểm định tính ổn định của mô hình VAR.
Tác giả phân tích hàm phản ứng của từng biến số, xem xét cách mà các cú sốc ảnh hưởng đến từng biến thông qua hàm phản ứng đẩy.
Tác giả sẽ áp dụng mô hình VECM (mô hình vector hiệu chỉnh sai số) để phân tích quá trình điều chỉnh ngắn hạn nhằm đạt được trạng thái cân bằng bền vững trong dài hạn.
Ki ểm đị nh nghi ệm đơn vị
Các chuỗi thời gian kinh tế vi mô như GDP, FDI, và DI thường không dừng, dẫn đến nguy cơ hồi quy giả mạo và kết luận sai khi áp dụng các kiểm định thống kê Theo Gujarati (2003), một chuỗi thời gian được coi là dừng khi giá trị trung bình, phương sai và hiệp phương sai (tại các độ trễ khác nhau) không thay đổi theo thời gian Chuỗi dừng có xu hướng trở về giá trị trung bình, với các dao động xung quanh giá trị này giữ nguyên Ngược lại, chuỗi thời gian không dừng có giá trị trung bình và phương sai thay đổi theo thời gian.
Trong nghiên cứu này, tác giả áp dụng kiểm định nghiệm đơn vị (Unit root test) để xác định tính dừng của chuỗi thời gian, sử dụng phương pháp Dickey-Fuller mở rộng (ADF) Phương pháp này được thực hiện thông qua phần mềm thống kê Eview, trong khi nhiều phương pháp khác như kiểm định Phillip–Person (PP) và kiểm định Dickey–Fuller (DF) cũng có thể được sử dụng để kiểm tra tính dừng của chuỗi thời gian.
Cơ sở lý thuyết của kiểm định đơn vị như sau:
Nhiễu trắng, ký hiệu là 𝑙𝑙 𝑙𝑙, là một thành phần thể hiện sai số ngẫu nhiên, dựa trên các giả định cổ điển rằng nó có giá trị trung bình bằng 0, phương sai không thay đổi và không có sự tự tương quan.
𝑙𝑙 𝑙𝑙 dừng khi -1 critical value: bác bo giả thuyết 𝑙𝑙 0 : không tồn tại quan hệ đồng liên kết nào.
Mô hình vectơ tự h ồ i quy VAR
Mô hình VAR (Vector Autoregression) là công cụ kinh tế lượng dùng để phân tích sự tương tác giữa các biến theo thời gian Trong mô hình này, mỗi biến được mô tả thông qua một phương trình bao gồm các giá trị trễ của chính nó và các biến khác trong nghiên cứu.
Mô hình VAR được ước lượng như sau:
∆là độ trễ bậc nhất Kí hiệu: I(1);
𝑙𝑙 𝑙𝑙 là một vector của ba biến nội sinh (ln 𝑙𝑙 𝑙𝑙 ,ln 𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙𝑙 𝑙𝑙 , ln 𝑙𝑙𝑙𝑙 𝑙𝑙 ); Γ là một ma trận của các hệ số VAR cho ở độ trễ i.
Để chấp thuận hoặc bác bỏ giả thuyết, cần dựa vào tiêu chuẩn kiểm định F Mối quan hệ nhân quả hai chiều tồn tại khi tất cả các hệ số đều có ý nghĩa thống kê, trong khi quan hệ nhân quả một chiều chỉ xảy ra khi hệ số có ý nghĩa thống kê ở một phương trình cụ thể Các bước mà tác giả thực hiện khi xây dựng mô hình VAR bao gồm việc kiểm tra các hệ số và phân tích mối quan hệ giữa các biến.
3.6.1.Lựa chọn độ trễ tối ưu
Trước khi thực hiện kiểm định mô hình VAR và VECM, tác giả thực hiện kiểm định để lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình.
Có nhiều tiêu chí để lựa chọn độ trễ tối ưu như các tiêu chí:
Bậc VAR sẽ lựa chọn căn cứ bằng cực đại LL và LR.
• FPE: Final prediction error (Sai số dự báo cuối cùng);
• HQIC: Hannal Quinn information criteria;
• SBIC: Schwarz Bayesian information criteria.
Bậc VAR sẽ lựa chọn căn cứ bằng cực tiểu FPE, AIC, HQIC và SBIC
3.6.2.Kiểm định nhân quả Ranger
Tác giả áp dụng kiểm định nhân quả Granger để xác định mối quan hệ nhân quả ngắn hạn giữa ba chuỗi thời gian: FDI, DI và GDP thông qua ba phương trình phân tích.
Để kiểm tra xem các biến trễ có ảnh hưởng nhân quả Granger lên các biến khác hay không, chúng ta cần thiết lập giả thuyết cho mỗi phương trình trong mô hình Cụ thể, mô hình sẽ bao gồm các biến độc lập và biến phụ thuộc, với các hệ số 𝑙𝑙0, 𝑙𝑙1, β1, và λ1 thể hiện mối quan hệ giữa các biến trong quá khứ và hiện tại Phân tích này giúp xác định liệu sự thay đổi trong một biến có thể dự đoán được sự thay đổi trong biến khác hay không, từ đó cung cấp cái nhìn sâu sắc về động lực của các biến trong hệ thống.
�� 0 : FDI không có nhân quả Granger đến GDP
𝑙𝑙 1 : FDI có nhân quả Granger đến GDP
𝑙𝑙 0 : DI không có nhân quả Granger đến GDP
𝑙𝑙 1 : DI có nhân quả Granger đến GDP
�� 0 : GDP không có nhân quả Granger đến FDI
𝑙𝑙 1 : GDP có nhân quả Granger đến FDI
𝑙𝑙 0 : DI không có nhân quả Granger đến FDI
𝑙𝑙 1 : DI có nhân quả Granger đến FDI
𝑙𝑙 0 : FDI không có nhân quả Granger đến DI
𝑙𝑙 1 : FDI có nhân quả Granger đến DI
𝑙𝑙 0 : GDP không có nhân quả Granger đến DI
𝑙𝑙 1 : GDP có nhân quả Granger đến DI
Tác giả sử dụng giá trị xác suất p-value để kiểm định và kết quả như sau:
+ Nếu giá trị p-value lớn hơn mức ý nghĩa α (p-value > α) ta chấp nhận giả thuyết
H 0 tức là các chuỗi thời gian không có nhân quả Granger.
+ Ngược lại, Nếu giá trị p-value nho hơn mức ý nghĩa α (p-value < α) ta bác bo giả thuyết H 0 tức là các chuỗi thời gian có nhân quả Granger.
3.6.3.Kiểm định tự tương quan của phần dư Để mô hình nghiên cứu là tốt nhất thì sai số 𝑙𝑙 𝑙𝑙 phải là nhiễu trắng Có nghĩa là 𝑙𝑙 𝑙𝑙 phải thoa các điều kiện sau:
Để kiểm tra xem phần dư của mô hình có phải là nhiễu trắng hay không, tác giả áp dụng kiểm định Lagrange-multiplier (LM) nhằm kiểm tra tự tương quan phần dư trong mô hình VAR, theo phương pháp của Johansen (1995) Kiểm định này được thực hiện cho các độ trễ j=1, 2, , m, với giả thuyết được đưa ra cho mỗi giá trị j.
Giả thuyết�� 0 : Phần dư không có tự tương quan.
Giả thuyết đối �� 1 : Phần dư có tự tương quan.
Tác giả sử dụng giá trị xác suất p-value để kiểm định và kết quả như sau:
+ Nếu giá trị p-value lớn hơn mức ý nghĩa α (p-value > α) ta chấp nhận giả thuyết
H 0 tức phần dư không có tự tương quan.
Nếu giá trị p-value nhỏ hơn mức ý nghĩa α (p-value < α), chúng ta bác bỏ giả thuyết H0, cho thấy rằng phần dư có tự tương quan, tức là phần dư không phải là nhiễu trắng.
3.6.4.Kiểm định tính ổn định Để ước lượng một mô hình là hồi quy tuyến tính, có hai phương pháp bình phương bé nhất và phương pháp ước lượng hợp lý cực đại Các phương pháp này cũng áp dụng cho mô hình VAR ổn định.
Giả sử �� � � tuân thủ mô hình VAR:
𝑙𝑙 𝑙𝑙 = (𝑙𝑙 1𝑙𝑙 , 𝑙𝑙 2𝑙𝑙 , …, 𝑙𝑙 𝑙𝑙 𝑙𝑙 ) là vector chuỗi thời gian ngẫu nhiên m chiều;
A i là các ma trận cấp m x m;
Trong mô hình này, \( \mathbf{ll} = (\mathbf{ll}_1, \mathbf{ll}_2, \ldots, \mathbf{ll}_n) \) đại diện cho vector nhiễu trắng có chiều \( m \), trong khi \( \mathbf{v} = (v_1, v_2, \ldots, v_m) \) là vector hằng số Để đảm bảo tính ổn định của mô hình, điều kiện cần thiết là \( \text{det}(A(z)) \neq 0 \) đối với \( |z| \leq 1 \) Điều này có nghĩa là các nghiệm của phương trình đặc trưng nghịch đảo phải nằm ngoài đường tròn đơn vị.
Theo Lutkepohl (2005) và Hamilton (1994), mô hình VAR sẽ ổn định nếu tất cả các giá trị riêng của ma trận A có giá trị tuyệt đối nhỏ hơn 1.
Mô hình VAR đã khẳng định vị trí quan trọng trong lý thuyết kinh tế, cung cấp cơ sở hữu ích cho việc phân tích chính sách Hàm phản ứng (IRF) đóng vai trò quan trọng trong việc đánh giá ảnh hưởng của các biến đến nhau trong hệ thống, đồng thời là công cụ hiệu quả cho phân tích nguyên nhân và hiệu quả chính sách Bài nghiên cứu này nhấn mạnh tầm quan trọng của IRF trong việc mô tả tác động của cú sốc tại một thời điểm đến các biến nội sinh trong hiện tại và tương lai.
Mô hình vector hiệu chỉnh sai số (VECM) dưới đây được sử dụng để kiểm tra các quan hệ nhân quả trong dài hạn giữa các biến:
∆là độ trễ bậc nhất I(1); εit được giả định là phân phối chuẩn và nhiễu trắng;
Sai số hiệu chỉnh trễ một kỳ (𝑙𝑙𝑙𝑙 𝑙𝑙−1) xuất phát từ phương trình đồng liên kết Hồi quy các biến sau khi đã lấy sai phân có thể bỏ sót thông tin dài hạn trong mối quan hệ giữa chúng Do đó, khi hồi quy các mô hình đã lấy sai phân, cần thêm phần dư để duy trì mối quan hệ dài hạn giữa các biến.
N Ộ I DUNG VÀ K Ế T QU Ả NGHIÊN C Ứ U
Ki ểm đị nh nghi ệm đơn vị
Trong phân tích đồng liên kết, việc sử dụng chuỗi số thời gian yêu cầu tất cả các biến phải có liên kết cùng bậc Do đó, trước khi thực hiện mô hình hồi quy đồng liên kết, tác giả tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị cho từng biến để xác định tính dừng của chuỗi số thời gian Nghiên cứu này áp dụng phương pháp phổ biến là kiểm định Augmented Dickey-Fuller, với giả thiết H0 là biến không có tính dừng (có nghiệm đơn vị) và H1 là biến có tính dừng Giả thiết H0 sẽ bị bác bỏ khi trị tuyệt đối của thống kê T lớn hơn giá trị tuyệt đối của Critical Value.
Từ chương trình Eview ta có các kết quả:
Bảng 4.1: Kiểm định nghiệm đơn vị chuỗi gốc và sai phân bậc 1
Biến T-statistic 1%CV 5%CV 10%CV Kết quả
Chuỗi gốc lnGDP 0.248275 -3.632900 -2.948404 -2.612874 Không dừng lnFDI -2.040405 -3.610453 -2.938987 -2.607932 Không dừng lnDI -1.754051 -3.632900 -2.948404 -2.612874 Không dừng
Sai phân bậc 1 d.lnGDP -2.797792 -3.632900 -2.948404 -2.612874 Dừng dlnFDI -8.862770 -3.615588 -2.941145 -2.609066 Dừng dlnDI -7.220782 -3.632900 -2.948404 -2.612874 Dừng
Kết luận cho thấy rằng, các chuỗi biến lnGDP và lnDI sau khi thực hiện sai phân bậc 1 đều đạt mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% Điều này ngụ ý rằng giữa các biến này tồn tại mối quan hệ đồng liên kết, cho phép chúng ta tiến hành phân tích đồng liên kết trong dài hạn.
Ki ểm định đồ ng liên k ế t
Mục đích của kiểm định đồng liên kết là xác định số lượng tổ hợp tuyến tính của các chuỗi thời gian không dừng có thể trở thành dừng Từ góc độ kinh tế, điều này có ý nghĩa quan trọng trong việc xác định số lượng mối quan hệ cân bằng trong dài hạn.
Hồi quy đồng liên kết theo kiểm định Johansen – Juselius, kết quả từ phần mềm thống kê Eviews cho kết quả như sau:
Bảng 4.2: Kết quả kiểm định Johansen – Juselius
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
Kết luận từ kết quả thu thập cho thấy, giá trị thống kê trace statistic tại 0 là 32.48946, vượt qua giá trị critical value tại mức ý nghĩa 5%, do đó bác bỏ giả thuyết 𝑙𝑙 0 về việc không tồn tại vector đồng liên kết Ngược lại, với giá trị trace statistic là 5.687331, nhỏ hơn critical value 15.49471 tại mức ý nghĩa 5%, chúng ta không bác bỏ giả thuyết 𝑙𝑙 0, cho thấy không có đủ bằng chứng để khẳng định sự tồn tại của vector đồng liên kết Điều này chỉ ra rằng, trong dài hạn, có ít nhất 1 mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến trong mô hình nghiên cứu.
Ch ọn độ tr ễ t ối ưu
Bảng 4.3: Lựa chọn độ trễ tối ưu
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
* indicates lag order selected by the criterion
LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)
HQ: Hannan-Quinn information criterion
Theo kết quả Eviews thì độ trễ tối ưu dùng để phân tích là 4.
Ki ểm đị nh nhân qu ả Granger
Kiểm định nhân quả Granger được áp dụng để xác định mối quan hệ nhân quả giữa các cặp dữ liệu chuỗi thời gian Tác giả đã sử dụng phần mềm thống kê Eview để tổng hợp và phân tích kết quả.
Bảng 4.4: Kiểm định nhân quả Granger
GDP không có nhân quả
Bác bo giả thuyết H0 tại mức ý nghia 10%
DI không có nhân quả
(Nguồn: kết quả tổng hợp từ Eviews)
Như trình bày bản trên ta thấy rằng
- Trong ngắn hạn FDI và GDP không có mối quan hệ nhân quả với nhau với ở các mức ý nghĩa.
- ở mức ý nghĩa 10%, GDP có quan hệ nhân quả Granger đến DI.
Ki ể m tra t ự tương quan củ a ph ần dư
Bằng việc sử dụng phần mềm thống kê Eviews, tác giả thực hiện kiểm định Var Residual Portmanteau Tests for Correlationsthu được kết quả như sau:
Bảng 4.5: Kiểm tra tự tương quan của phần dư
Lags Q-Stat Prob Adj Q-Stat Prob df
Vì p-value lớn hơn 5% nên ta chấp nhận giả thiết H0 tức mô hình không có tự tương quan phần dư.
Ki ểm đị nh tính ổn đị nh c ủ a mô hình VAR
Sau khi ước lượng mô hình VAR, tác giả thực hiện kiểm định tính ổn định trên phần mềm Eview, kết quả thu được như sau:
Hình 4.1: Kiểm định tính ổn định
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial 1.5
Kết quả từ hình trên cho thấy tất cả giá trị riêng đều nhỏ hơn 1 và nằm trong vòng tròn đơn vị, điều này chứng tỏ mô hình VAR đạt được sự ổn định của nghiệm riêng.
Hàm ph ả n ứ ng
Hình 4.2: Hàm phản ứng GDP,FDI,DI
Response to Cholesky One S.D Innovations ± 2 S.E.
Response of LOG(GDP) to LOG(GDP) Response of LOG(GDP) to LOG(FDI) Response of LOG(GDP) to LOG(DI)
Response of LOG(FDI) to LOG(GDP)
Response of LOG(FDI) to LOG(FDI) Response of LOG(FDI) to LOG(DI)
Response of LOG(DI) to LOG(GDP) Response of LOG(DI) to LOG(FDI) Response of LOG(DI) to LOG(DI)
Từ hình trên ta thấy rằng
- GDP có phản ứng với cú sốc từ FDI và DI, độ trễ phản ứng là 1 quý và GDP có xu hướng về cân bằng trong chu kỳ 1 quý.
- GDP có phản ứng với FDI mạnh hơn so với DI.
- FDI và DI có phản ứng với GDP ngay trong quý đầu tiên, đặc biệt DI có phản ứng rất mạnh, tuy nhiên sau 4,5 quý sẽ giảm ảnh hưởng.
Mô hình VECM
Theo kết quả kiểm định, các biến nghiên cứu là chuỗi dừng ở bậc 1 (I(1)) Kiểm định đồng liên kết cho thấy tồn tại ít nhất 1 mối quan hệ đồng liên kết, cho phép sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số VECM để kiểm tra tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài và đầu tư trong nước lên tăng trưởng kinh tế Kết quả được thu thập từ phần mềm thống kê Eview.
Error Correction: D(LOG(GDP)) D(LOG(FDI)) D(LOG(DI))
Determinant resid covariance (dof adj.) 4.91E-06
Từ kết qua trên ta có được phương trình đồng liên kết: lnGDP = 0.471152lnFDI - 2.137982lnDI + 2.587963
Dấu dương trong hệ số biến đầu tư trực tiếp nước ngoài cho thấy rằng, việc tăng vốn đầu tư nước ngoài dài hạn lên 1 nghìn tỷ đồng sẽ thúc đẩy tăng trưởng kinh tế thêm 0,471 nghìn tỷ đồng Ngược lại, trong mối quan hệ dài hạn, đầu tư nội địa có tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế; cụ thể, việc gia tăng thêm 1 nghìn tỷ đồng vốn đầu tư trong nước sẽ làm giảm tăng trưởng kinh tế tới 2,137 nghìn tỷ đồng.
KẾ T LU Ậ N
K ế t lu ậ n nghiên c ứ u
Bài nghiên cứu này nhằm khám phá mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn giữa ba biến: đầu tư trực tiếp nước ngoài, đầu tư trong nước và tăng trưởng kinh tế Thông qua các bằng chứng thực nghiệm, tác giả đã chứng minh được sự tương tác giữa các yếu tố này.
FDI, đầu tư trong nước và tăng trưởng kinh tế có mối liên kết chặt chẽ trong dài hạn Trong khi FDI thúc đẩy tăng trưởng kinh tế tích cực, đầu tư trong nước lại có tác động tiêu cực đến tăng trưởng trong dài hạn Sự gia tăng FDI còn mang lại lợi ích cho đầu tư trong nước Ngoài ra, có một mối quan hệ nhân quả Granger một chiều từ GDP đến đầu tư trong ngắn hạn.
Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) đóng vai trò quan trọng trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, do đó cần có giải pháp thu hút và nâng cao hiệu quả đầu tư Cần tập trung vào chất lượng đầu tư hơn là số lượng, đồng thời xây dựng các cơ chế chính sách ưu đãi để thu hút đầu tư vào các lĩnh vực sản xuất trọng điểm Chính sách cần phải rõ ràng, nhất quán, tránh tình trạng thu hút đầu tư tràn lan với quy mô nhỏ và kém hiệu quả Cần nghiên cứu vấn đề chuyển giá để hạn chế thất thu thuế Đầu tư trong nước hiện còn dàn trải và hiệu quả chưa cao, ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng kinh tế Để cải thiện hiệu quả đầu tư, cần xác định các khu vực mũi nhọn và thực hiện đánh giá toàn diện về hiệu quả dự án, đồng thời đảm bảo thông tin đầu tư công khai minh bạch và có cơ chế kiểm soát trong quá trình thực hiện.
H ạ n ch ế và hướ ng nghiên c ứ u ti ế p theo
Bài viết chỉ ra rằng tác giả chưa xem xét đầy đủ các yếu tố ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế như chi tiêu chính phủ, lao động và tỷ giá hối đoái, do hạn chế về số liệu Nghiên cứu dựa trên dữ liệu từ Tổng cục Thống kê trong giai đoạn 2004 – 2013, với thời gian nghiên cứu ngắn (40 quý), đã sử dụng phương pháp đồng liên kết Johansen và Juselius (1990) cùng với kiểm định nhân quả Granger Mặc dù các kết quả thu thập có ý nghĩa thống kê, nhưng chỉ đạt mức độ tin cậy 5% và 10%, cho thấy thiếu bằng chứng vững chắc Các nghiên cứu trong tương lai có thể mang lại kết quả khả quan hơn với thời gian nghiên cứu dài hơn.
Đầu tư trực tiếp nước ngoài vào Việt Nam đã có những thực trạng đáng chú ý, cùng với nhiều vấn đề cần giải quyết và triển vọng phát triển trong tương lai Tài liệu tham khảo của Đoàn Ngọc Phúc (2004) trong Tạp chí Nghiên cứu kinh tế số 315/2004 tại Hà Nội cung cấp cái nhìn sâu sắc về tình hình này.
Nguyễn Mại (2003) đã phân tích mối liên hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) và tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam trong bài viết trên Báo Đầu tư Cùng năm, Nguyễn Thị Hường và Bùi Huy Nhượng cũng đã đưa ra những bài học quan trọng từ việc so sánh tình hình FDI giữa Trung Quốc và Việt Nam, được đăng tải trên Tạp chí Kinh tế và Phát triển Những nghiên cứu này cung cấp cái nhìn sâu sắc về vai trò của FDI trong phát triển kinh tế của hai quốc gia.
Nguyễn Thị Ngọc Trang, 2007.Tài chính Doanh nghiệp Hiện đại Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản Thống Kê
Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Ngọc Định, 2008 Tài chính Quốc Tế Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản Thống Kê
Agosin, Manuel R., and Roberto Machado, 2005 Foreign investment in developing countries: Does it crowd in domestic investment? Oxford Development Studies, 33(2): 149-162
Aitken, Brian J., and Ann E Harrison, 1999 Do Domestic Firms Benefit fromDirect Foreign Investment? Evidence from Venezuela American EconomicReview, 89(3): 605-618
Bengoa, M & Sanchez-Robles, B 2003 Foreign direct investment, economic freedom and growth: new evidence from Latin America European Journal of Political Economy, 19
Borensztein, E, Gregorio, J & Lee, J 1998, 'How does Foreign Direct Investment Affect Economic Growth?' Journal of International Economics, vol 45
Chowdhury, A & Mavrotas 2003 FDI and growth: What cause what? WIDER conference on ‘Sharing Global Prosperity’
Kamaly, A., 2014 Does FDI Crowd in or out Domestic Investment? New Evidence from Emerging Economies Modern Economy, 5: 391-400
MacDougall, G D A (1960) The Benefits and Costs of Private Investment from Abroad, Economic Record 36
Marc Lautier và Francois Moreaub, 2012 Domestic investment and FDI in developing countries: the missing link Journal of Economic Development 37.3: 1- 23
Naser TAWIRI, 2010 Domestic Investment As A Drive Of Economic in Lybia.International Conference On Applied Economics – ICOAE 2010: 759-765
Nguyen Thi Phuong Hoa (2004) Foreign Direct Investment and its Contributions to Economic Growth and Poverty Reduction in Vietnam (1986-2001), Peter Lang,Frankfurt am Main, Germany.
Rupal Chowdhary and Vivek Kushwaha, 2013 Domestic Investment, Foreign Direct Investment and Economic Growth in India since Economic Reforms
Sajid Anwara and Lan Phi Nguyen, 2010 Foreign direct investment and economic growth in Vietnam Asia Pacific Business Review Vol 16, Nos 1–2, January–April
Samrat Roy and Kumarjit Mandal,2012, Empirical Evidence on the Relationship between Foreign Direct Investment and Economic Growth: A Cross-Country Exploration in Asia, Seoul Journal of Economics 2012, Vol 25, No 4
Sevil ACAR, Bilge ERİŞ, Mahmut TEKÇE The Effect of Foreign Direct Investment on Domestic Investment: Evidence from MENA Countries [pdf]
Sumei Tang,E A Selvanathan and S Selvanathan, 2008.Foreign Direct Investment,Domestic Investment, and Economic Growth in China Research Paper No 2008/19
Kiểm định nghiệm đơn vị:
Null Hypothesis: LOG(GDP) has a unit root
Lag Length: 4 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic 0.248275 0.9719
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.
D(LOG(GDP(-1))) -0.392271 0.159234 -2.463478 0.0199 D(LOG(GDP(-2))) -0.425188 0.152930 -2.780281 0.0094 D(LOG(GDP(-3))) -0.444615 0.156345 -2.843808 0.0081 D(LOG(GDP(-4))) 0.578850 0.160713 3.601764 0.0012
Adjusted R-squared 0.963585 S.D dependent var 0.248348 S.E of regression 0.047391 Akaike info criterion -3.105950 Sum squared resid 0.065132 Schwarz criterion -2.839319 Log likelihood 60.35413 Hannan-Quinn criter -3.013909
Null Hypothesis: D(LOG(GDP)) has a unit root
Lag Length: 3 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.797792 0.0689
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.
D(LOG(GDP(-1))) -1.645886 0.588281 -2.797792 0.0089 D(LOG(GDP(-1)),2) 0.264922 0.442207 0.599089 0.5536 D(LOG(GDP(-2)),2) -0.150801 0.301563 -0.500065 0.6207 D(LOG(GDP(-3)),2) -0.586954 0.154883 -3.789658 0.0007
Adjusted R-squared 0.989559 S.D dependent var 0.456475 S.E of regression 0.046644 Akaike info criterion -3.160970 Sum squared resid 0.065271 Schwarz criterion -2.938777 Log likelihood 60.31697 Hannan-Quinn criter -3.084269
Null Hypothesis: LOG(FDI) has a unit root
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.040405 0.2691
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.
Adjusted R-squared 0.076847 S.D dependent var 0.397156 S.E of regression 0.381591 Akaike info criterion 0.960983 Sum squared resid 5.387620 Schwarz criterion 1.046294 Log likelihood -16.73917 Hannan-Quinn criter 0.991592
Null Hypothesis: D(LOG(FDI)) has a unit root
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -8.862770 0.0000
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.
Adjusted R-squared 0.676993 S.D dependent var 0.660447 S.E of regression 0.375357 Akaike info criterion 0.929315 Sum squared resid 5.072133 Schwarz criterion 1.015504 Log likelihood -15.65699 Hannan-Quinn criter 0.959981
Null Hypothesis: LOG(DI) has a unit root
Lag Length: 4 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.754051 0.3963
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.
LOG(DI(-1)) -0.135877 0.077465 -1.754051 0.0900 D(LOG(DI(-1))) -1.208985 0.167888 -7.201143 0.0000 D(LOG(DI(-2))) -1.227168 0.199131 -6.162601 0.0000 D(LOG(DI(-3))) -1.200768 0.205474 -5.843889 0.0000 D(LOG(DI(-4))) -0.442637 0.171110 -2.586854 0.0150
Adjusted R-squared 0.744837 S.D dependent var 0.323731S.E of regression 0.163528 Akaike info criterion -0.628859Sum squared resid 0.775502 Schwarz criterion -0.362228