M ụ c tiêu nghiên c ứ u
Nghiên cứu về mối quan hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) và tăng trưởng kinh tế đã được thực hiện rộng rãi cả trong và ngoài nước, nhưng việc bổ sung biến đầu tư trong nước (DI) tại Việt Nam vẫn còn hạn chế Có nhiều quan điểm trái ngược về mối liên hệ giữa FDI, DI và GDP Tác giả sử dụng dữ liệu hàng quý từ năm 2004 đến 2013 để thực hiện nghiên cứu, áp dụng mô hình định lượng nhằm phân tích mối quan hệ này tại Việt Nam.
Vấn đề nghiên cứu
Đối tượng nghiên cứu của luận văn tập trung vào ba yếu tố chính: nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI), nguồn vốn đầu tư trong nước (DI) và sự tăng trưởng kinh tế (GDP).
Phương pháp nghiên cứu bao gồm hai phần chính: (1) Sử dụng phương pháp phân tích kinh tế lượng với mô hình VAR để kiểm định mối quan hệ nhân quả giữa ba đối tượng nghiên cứu trong ngắn hạn; (2) Áp dụng mô hình vector hiệu chỉnh sai số (VECM) nhằm kiểm tra mối quan hệ dài hạn giữa FDI, DI và GDP.
- Dữ liệu nghiên cứu: trong luận văn tác giả đã sử dụng nguồn dữ liệu FDI,
DI, GDP theo quý của Tổng cục thống kê Việt Nam cho khoảng thời gian
Câu h ỏ i nghiên c ứ u
Mối quan hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI), đầu tư trong nước và tăng trưởng kinh tế là một chủ đề quan trọng Nghiên cứu cho thấy rằng cả đầu tư FDI và đầu tư trong nước đều có ảnh hưởng tích cực đến sự phát triển kinh tế, nhưng tác động của chúng có thể khác nhau trong ngắn hạn và dài hạn Trong ngắn hạn, đầu tư trực tiếp nước ngoài thường thúc đẩy tăng trưởng nhanh chóng nhờ vào nguồn vốn và công nghệ mới Trong khi đó, đầu tư trong nước có thể đóng vai trò bền vững hơn, góp phần vào sự phát triển lâu dài của nền kinh tế Việc hiểu rõ mối quan hệ này có thể giúp các nhà hoạch định chính sách tối ưu hóa chiến lược đầu tư để đạt được tăng trưởng kinh tế bền vững.
Bố cục luận văn
Bài viết được chia thành năm phần, bao gồm mục lục, tóm tắt, danh mục viết tắt, danh mục bảng biểu và danh mục tài liệu tham khảo, nhằm cung cấp cấu trúc rõ ràng và dễ hiểu cho nội dung chính.
Trong chương này, tác giả trình bày lý do lựa chọn đề tài nghiên cứu, xác định mục tiêu và vấn đề nghiên cứu, đặt ra các câu hỏi nghiên cứu cụ thể, đồng thời phác thảo bố cục của luận văn.
Chương 2 trình bày các nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI), đầu tư trong nước (DI) và tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam Nghiên cứu này phân tích thực trạng FDI, DI và GDP, làm rõ vai trò của các loại hình đầu tư này trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế quốc gia Thông qua việc đánh giá các dữ liệu hiện có, chương này sẽ cung cấp cái nhìn sâu sắc về tác động của FDI và DI đối với sự phát triển kinh tế bền vững của Việt Nam.
Chương này giới thiệu cơ sở lý thuyết về mối quan hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI), đầu tư trong nước (DI) và tổng sản phẩm quốc nội (GDP) Tác giả cũng phân tích thực trạng FDI, DI và sự tăng trưởng kinh tế của Việt Nam, nhằm tạo nền tảng cho nghiên cứu sâu hơn.
Nghiên cứu này tổng hợp các kết quả nghiên cứu trước đây từ cả tác giả trong nước và quốc tế về mối liên hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI), đầu tư trong nước (DI) và tổng sản phẩm quốc nội (GDP) Qua đó, bài viết sẽ cung cấp những thông tin cần thiết để trả lời câu hỏi liệu có tồn tại mối quan hệ giữa FDI, DI và sự tăng trưởng kinh tế của Việt Nam hay không.
Chương 3: Phương pháp nghiên cứu
Trong chương này sẽ giới thiệu về mô hình nghiên cứu và phương pháp phân tích định lượng mà tác giả sử dụng.
Chương 4: Kết quả nghiên cứu thực nghiệm
Bài viết trình bày kết quả nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài, đầu tư trong nước và tăng trưởng kinh tế Việt Nam, dựa trên các phương pháp nghiên cứu và mô hình định lượng được áp dụng.
Phần này sẽ tổng hợp các kết quả nghiên cứu chính của đề tài, đồng thời chỉ ra những hạn chế và định hướng cho các nghiên cứu trong tương lai.
CHƯƠNG 2: CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ
MỐI QUAN HỆ GIỮA FDI, DI VÀ GDP
Một số khái niệm
Tăng trưởng kinh tế
Tổng sản phẩm nội địa (GDP) là giá trị tiền tệ của tất cả sản phẩm và dịch vụ cuối cùng được sản xuất trong một quốc gia trong một khoảng thời gian nhất định, thường là một năm GDP phản ánh sức khỏe kinh tế của một quốc gia và được sử dụng để đánh giá mức độ phát triển kinh tế.
Ngoài ra, theo định nghĩa của của một số tác giả như Simon Kuznet
Tăng trưởng kinh tế được định nghĩa là sự gia tăng bền vững về sản phẩm tính theo đầu người hoặc theo từng công nhân, theo quan điểm của một số nhà kinh tế học Douglass C North và Robert Paul Thomas cũng nhấn mạnh rằng tăng trưởng kinh tế xảy ra khi sản lượng tăng nhanh hơn dân số.
Các nhà kinh tế học cổ điển đã áp dụng hai chỉ tiêu chính để đánh giá tốc độ tăng trưởng kinh tế, đó là tổng sản phẩm quốc dân (GNP) bình quân đầu người và tổng sản phẩm quốc nội (GDP) bình quân đầu người.
Vốn đầu tư là một trong những yếu tố quan trọng nhất ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế của quốc gia, bao gồm đầu tư tư nhân, đầu tư chính phủ và đầu tư nước ngoài Để các quốc gia đang phát triển tích lũy vốn trong tương lai, họ cần hy sinh tiêu dùng cá nhân hiện tại Vốn đầu tư không chỉ bao gồm máy móc và thiết bị sản xuất mà còn bao gồm đầu tư cho phát triển cơ sở hạ tầng, chủ yếu do chính phủ thực hiện Bên cạnh đó, nguồn vốn đầu tư từ nước ngoài cũng đóng vai trò quan trọng trong việc thúc đẩy tăng trưởng GDP, như lý thuyết Harod Domar đã chỉ ra.
Đầu tư trực tiếp nước ngoài
Theo khái niệm của Luật đầu tư nước ngoài được sửa đổi bổ sung năm
2000 thì: “Đầu tư trực tiếp nước ngoài là việc nhà đầu tư nước ngoài đưa vào
Việt Nam vốn bằng tiền nước ngoài hoặc bất kỳ tài sản nào để tiến hành các hoạt động đầu tư theo quy định của luật này”.
Theo quan điểm của Hoa Kỳ, đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) được định nghĩa là dòng vốn mà công dân hoặc công ty của nước đầu tư sở hữu đa phần, được hình thành từ hoạt động cho vay hoặc mua cổ phần tại doanh nghiệp nước ngoài.
Theo Quỹ Tiền tệ Thế giới (IMF), đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) được định nghĩa là sự đầu tư mang lại lợi ích lâu dài của một doanh nghiệp tại một quốc gia khác (quốc gia nhận đầu tư), không phải tại quốc gia nơi doanh nghiệp đó hoạt động (quốc gia đi đầu tư), nhằm mục đích quản lý hiệu quả doanh nghiệp.
Theo báo cáo đầu tư thế giới năm 1996 của Uỷ ban thương mại và phát triển của Liên hợp quốc (UNCTAD), đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) được định nghĩa là hình thức đầu tư có mối liên hệ lợi ích và kiểm soát lâu dài của nhà đầu tư hoặc công ty mẹ đối với một doanh nghiệp tại một nền kinh tế khác.
Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) là hoạt động mà nhà đầu tư từ một quốc gia khác đưa vốn hoặc tài sản vào một quốc gia nhằm sở hữu, quản lý hoặc kiểm soát một thực thể kinh tế tại đó, với mục tiêu tối đa hóa lợi ích cá nhân.
Đầu tư trong nước
Nguồn vốn đầu tư trong nước bao gồm hai nguồn vốn là: nguồn vốn đầu tư nhà nước và nguồn vốn từ khu vực tư nhân Cụ thể:
Nguồn vốn đầu tư nhà nước bao gồm ba thành phần chính: nguồn vốn từ ngân sách nhà nước, nguồn vốn tín dụng đầu tư phát triển của nhà nước và nguồn vốn đầu tư phát triển từ các doanh nghiệp nhà nước.
Nguồn vốn ngân sách nhà nước là nguồn chi quan trọng cho đầu tư, đóng vai trò then chốt trong chiến lược phát triển kinh tế - xã hội của quốc gia Vốn này thường được sử dụng cho các dự án cơ sở hạ tầng kinh tế - xã hội, quốc phòng và an ninh, cũng như hỗ trợ doanh nghiệp đầu tư vào lĩnh vực cần sự tham gia của nhà nước Ngoài ra, nó còn được chi cho việc lập và thực hiện quy hoạch tổng thể phát triển kinh tế - xã hội vùng, lãnh thổ, cũng như quy hoạch xây dựng đô thị và nông thôn.
Vốn tín dụng đầu tư phát triển của nhà nước ngày càng trở thành yếu tố quan trọng trong chiến lược phát triển kinh tế - xã hội, đặc biệt trong bối cảnh đổi mới và mở cửa Nguồn vốn này không chỉ giúp giảm thiểu việc bao cấp trực tiếp từ nhà nước mà còn yêu cầu các đơn vị sử dụng phải tuân thủ nguyên tắc hoàn trả vốn vay Các chủ đầu tư cần tính toán kỹ lưỡng hiệu quả đầu tư và sử dụng vốn một cách tiết kiệm, đánh dấu sự chuyển đổi từ hình thức cấp phát ngân sách sang phương thức tín dụng cho các dự án có khả năng thu hồi vốn trực tiếp.
Doanh nghiệp nhà nước giữ vai trò chủ đạo trong nền kinh tế, nắm giữ một khối lượng vốn lớn mặc dù còn một số hạn chế Khu vực kinh tế nhà nước, với sự tham gia của các doanh nghiệp nhà nước, ngày càng khẳng định hiệu quả hoạt động và có những đóng góp đáng kể vào tổng quy mô vốn đầu tư của toàn xã hội Chính sách tiếp tục đổi mới doanh nghiệp nhà nước đã góp phần gia tăng tích lũy và nâng cao vai trò của khu vực này trong nền kinh tế nhiều thành phần.
Nguồn vốn từ khu vực tư nhân bao gồm tiết kiệm của dân cư, tích lũy của doanh nghiệp tư nhân và hợp tác xã Đánh giá sơ bộ cho thấy khu vực kinh tế ngoài nhà nước vẫn còn một lượng vốn tiềm năng lớn chưa được khai thác triệt để.
Với sự phát triển kinh tế, một bộ phận dân cư đang sở hữu nguồn vốn tiềm năng lớn nhờ vào thu nhập gia tăng và tích lũy truyền thống Tổng nguồn vốn này, hiện đang tồn tại dưới dạng vàng, ngoại tệ và tiền mặt, chiếm khoảng 80% tổng nguồn vốn huy động của hệ thống ngân hàng Vốn của dân cư chủ yếu phụ thuộc vào thu nhập và chi tiêu của các hộ gia đình, trong khi quy mô của các nguồn tiết kiệm này lại bị ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố khác nhau.
Trình độ phát triển của đất nước (ở những nước có trình độ phát triển thấp thường có quy mô và tỷ lệ tiết kiệm thấp).
Tập quán tiêu dùng của dân cư.
Chính sách động viên của Nhà nước thông qua chính sách thuế thu nhập và các khoản đóng góp với xã hội.
Cơ sở lý thuyết
Lý thuy ế t t ă ng tr ưở ng kinh t ế c ủ a Keynes
John Maynard Keynes (1883-1946) nhấn mạnh rằng đầu tư là yếu tố quyết định đến quy mô việc làm và tăng trưởng kinh tế Mỗi lần đầu tư tăng lên sẽ kéo theo nhu cầu bổ sung lao động và tư liệu sản xuất, từ đó làm tăng cầu tiêu dùng, giá hàng hóa và việc làm cho công nhân Tất cả những yếu tố này dẫn đến sự gia tăng thu nhập, tạo điều kiện cho sự gia tăng đầu tư mới Quá trình này diễn ra theo chu kỳ: tăng đầu tư làm tăng thu nhập, và tăng thu nhập lại kích thích đầu tư mới, tạo ra một vòng lặp tích cực thúc đẩy nền kinh tế phát triển.
Trong đó: + dR là gia tăng thu nhập
+ dI là gia tăng đầu tư
+ K là số nhân vì dI=dS nên K=dR/dI=dR/dS=dR/(dR-dC)=1/(1-dC/dR)
(dC: là gia tăng tiêu dùng; dS: là gia tăng tiết kiệm)
Theo Keynes, khi vốn đầu tư gia tăng, hiệu quả giới hạn của tư bản sẽ giảm do hai nguyên nhân chính Đầu tiên, sự tăng trưởng đầu tư dẫn đến việc cung hàng hóa trên thị trường tăng lên, làm giảm giá hàng hóa và kéo theo giảm thu nhập tương lai Thứ hai, việc tăng cung hàng hóa cũng làm gia tăng giá cung của tài sản tư bản, dẫn đến tăng phí tổn thay thế và làm giảm thu nhập tương lai.
Mối quan hệ giữa đầu tư và lãi suất rất quan trọng trong nền kinh tế Đầu tư được khuyến khích khi hiệu quả giới hạn của tư bản lớn hơn lãi suất thị trường, dẫn đến tăng trưởng việc làm và thu nhập Tuy nhiên, do khuynh hướng tiêu dùng giới hạn, tiêu dùng tăng chậm hơn so với thu nhập, trong khi tiết kiệm lại tăng nhanh, gây ra sự giảm sút tương đối trong tiêu dùng Điều này làm giảm cầu hiệu quả, ảnh hưởng đến quy mô sản xuất và tăng trưởng kinh tế Để khắc phục tình trạng thiếu hụt cầu tiêu dùng, cần tăng chi phí đầu tư và tiêu dùng sản xuất Tuy nhiên, khối lượng đầu tư phụ thuộc vào ý muốn đầu tư cho đến khi hiệu quả giới hạn của tư bản giảm xuống bằng lãi suất Trong khi hiệu suất tư bản có xu hướng giảm, lãi suất cho vay lại ổn định, dẫn đến sự sụt giảm đầu tư mới và gây ra khủng hoảng, khiến nền kinh tế trở nên trì trệ.
Mô hình Harrod Domar
Mô hình Harrod-Domar đã trở thành công cụ quan trọng tại các nước đang phát triển, giúp xác định mối liên hệ giữa tăng trưởng kinh tế và nhu cầu về vốn.
Mô hình dựa trên quan sát thực tế cho thấy rằng một số lao động đang bị thất nghiệp, trong khi vốn đóng vai trò là ràng buộc hạn chế cho sản xuất và tăng trưởng Trong mô hình này, hàm sản xuất được xác định một cách chính xác với sản lượng được giả định là hàm tuyến tính theo vốn Mô hình bắt đầu bằng việc biểu thị mức sản lượng, sau đó sẽ điều chỉnh để nghiên cứu sự thay đổi trong sản lượng và tăng trưởng kinh tế Hàm sản xuất được thể hiện như sau:
Trong đó: + K là trữ lượng vốn được nhân cho một số cố định (1/v) để tính tổng sản lượng.
Hằng số (v) là tỷ số giữa vốn và sản lượng, được biểu diễn qua công thức v = K/Y, thể hiện năng suất của vốn hoặc đầu tư Tỷ số này cung cấp thông tin về mức độ thâm dụng vốn trong quá trình sản xuất Trong mô hình tăng trưởng cơ bản, hằng số này có sự khác biệt đáng chú ý.
Sự khác biệt giữa các quốc gia trong sản xuất hàng hóa có thể được giải thích qua hai nguyên nhân chính: các nước áp dụng công nghệ khác nhau để sản xuất cùng một loại sản phẩm, hoặc họ sản xuất những tổ hợp hàng hóa khác nhau Ngoài ra, các quốc gia chuyên sản xuất sản phẩm thâm dụng vốn thường có tỷ lệ vốn - sản lượng (v) cao hơn so với những nước sản xuất sản phẩm thâm dụng lao động Tuy nhiên, khi các nhà kinh tế học chuyển từ lý thuyết sang thực tiễn, tỷ lệ này có thể thay đổi do sự khác biệt về hiệu quả sản xuất Một tỷ lệ (v) lớn có thể chỉ ra rằng sản xuất không hiệu quả, đặc biệt khi vốn không được sử dụng một cách tối ưu Ví dụ, một nhà máy có nhiều máy móc nhưng tổ chức sản xuất kém sẽ có tỷ lệ vốn - sản lượng cao hơn so với một nhà máy được quản lý hiệu quả.
Các nhà kinh tế học sử dụng tỷ số vốn tăng thêm trên sản lượng (ICOR) để đánh giá tác động của vốn mới đối với sản lượng ICOR cho phép đo lường năng suất của mỗi đơn vị vốn bổ sung, trong khi tỷ số vốn bình quân trên sản lượng phản ánh mối quan hệ tổng quát giữa tổng trữ lượng vốn và sản lượng quốc gia Trong mô hình Harrod-Domar, tỷ số vốn - sản lượng được giả định là không đổi, dẫn đến việc tỷ số vốn bình quân trên sản lượng tương đương với tỷ số vốn tăng thêm trên sản lượng, tức là ICOR = v.
Hàm sản xuất có thể điều chỉnh để liên kết sự thay đổi sản lượng với thay đổi trữ lượng vốn theo công thức ∆Y = ∆K/v Tỉ lệ tăng trưởng sản lượng (g) được xác định bằng mức tăng thêm sản lượng chia cho tổng giá trị sản lượng, tức là g = ∆Y/Y Khi chia cả hai vế của phương trình này cho Y, ta có thể viết lại là g = ∆K/Yv.
Mối quan hệ Harrod-Domar mô tả sự tăng trưởng kinh tế thông qua phương trình g = (s/v) – d, trong đó vốn từ đầu tư là yếu tố quyết định sản lượng Mô hình nhấn mạnh tầm quan trọng của tiết kiệm (s) và năng suất vốn (v) trong quá trình tăng trưởng Thông điệp chính là: tăng cường tiết kiệm và đầu tư hiệu quả sẽ thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Các nhà phân tích kinh tế có thể áp dụng mô hình này để dự đoán tăng trưởng hoặc tính toán mức tiết kiệm cần thiết để đạt được mục tiêu tăng trưởng Bước đầu tiên là ước lượng tỷ số vốn trên sản lượng (v) và tỷ lệ khấu hao (d), giúp việc dự đoán tỷ lệ tăng trưởng trở nên đơn giản hơn với tỷ lệ tiết kiệm đã xác định.
Mô hình t ă ng tr ưở ng Solow
Năm 1956, nhà kinh tế học Robert Solow từ MIT đã giới thiệu một mô hình tăng trưởng kinh tế mới, đánh dấu một bước tiến quan trọng so với mô hình Harrod-Domar Solow chỉ ra rằng mô hình Harrod-Domar gặp nhiều vấn đề do hàm sản xuất cứng nhắc Để khắc phục điều này, ông đã thay thế hàm sản xuất cố định bằng hàm sản xuất tân cổ điển, cho phép linh hoạt hơn và tạo ra sự thay thế giữa các yếu tố sản xuất.
Mô hình Solow cho thấy tỷ lệ vốn - sản lượng và vốn - lao động không cố định mà thay đổi theo nguồn vốn và lao động trong nền kinh tế Tương tự như mô hình Harrod Domar, Solow được áp dụng để phân tích các nền kinh tế công nghiệp, nhưng cũng được sử dụng để nghiên cứu tăng trưởng kinh tế toàn cầu, bao gồm cả các nước đang phát triển Mô hình này có ảnh hưởng lớn và vẫn là trung tâm của nhiều lý thuyết tăng trưởng kinh tế ở các quốc gia đang phát triển.
Các phương trình cơ bản của mô hình Solow:
Phương trình cho thấy rằng sản lượng trên lao động (y = Y/L) là hàm số của vốn trên lao động (k = K/L) Đây là phương trình đầu tiên trong mô hình Solow, với hàm sản xuất được diễn đạt một cách đơn giản.
Mô hình Solow, được biểu diễn qua hàm sản xuất Y = f(k), cho thấy rằng sản xuất có đặc điểm sinh lợi giảm dần theo vốn Khi cung lao động cố định, việc đầu tư ban đầu vào máy móc sẽ làm tăng sản lượng, nhưng khi gia tăng thêm máy móc, mức tăng sản lượng từ mỗi máy mới sẽ giảm dần Điều này chứng tỏ rằng trong mô hình Solow, vốn trên lao động (k) là yếu tố then chốt để thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, với mỗi mức tăng vốn sẽ đi kèm với mức tăng sản lượng trên lao động (y) ngày càng nhỏ.
Phương trình thứ hai nhấn mạnh các yếu tố ảnh hưởng đến sự thay đổi vốn trên lao động, cho thấy rằng việc tích lũy vốn phụ thuộc vào tiết kiệm, tỷ lệ tăng trưởng của lực lượng lao động và khấu hao.
Phương trình này phát biểu rằng sự thay đổi vốn trên lao động (∆k) được xác định bởi ba yếu tố:
∆k có mối quan hệ đồng biến với tiết kiệm trên lao động, trong đó (s) đại diện cho tỷ lệ tiết kiệm và (y) là thu nhập trên mỗi lao động Khi tiết kiệm trên lao động tăng, đầu tư trên lao động cũng tăng theo, dẫn đến gia tăng trữ lượng trên lao động (k).
∆k có mối quan hệ nghịch biến với tăng trưởng dân số, được biểu thị bằng giá trị (– nk) Mỗi năm, do sự gia tăng dân số và lực lượng lao động, có (nL) người lao động mới Nếu không có đầu tư mới, sự gia tăng này sẽ dẫn đến việc giảm vốn trên lao động (k) Điều này có nghĩa là vốn trên lao động giảm đúng bằng (nk).
Khấu hao là quá trình làm giảm giá trị của vốn qua thời gian, dẫn đến việc hao mòn trữ lượng vốn Mỗi năm, giá trị vốn trên lao động giảm một lượng tương ứng với (-dk), chủ yếu do tác động của khấu hao.
Tiết kiệm và đầu tư đóng vai trò quan trọng trong việc tăng cường vốn trên lao động, trong khi sự tăng trưởng của lực lượng lao động và khấu hao lại làm giảm vốn này Khi tiết kiệm trên đầu người (sy) vượt quá giá trị vốn mới cần thiết để bù đắp cho tăng trưởng lực lượng lao động và khấu hao (n + d)k, thì sự thay đổi vốn (∆k) sẽ dương, cho thấy rằng vốn trên lao động (k) sẽ tăng lên.
Phát triển vốn theo chiều sâu là quá trình tăng giá trị vốn trên lao động, trong đó người lao động tiếp cận nhiều máy móc và thiết bị, giúp tăng năng suất lao động Ngược lại, nếu giá trị tiết kiệm chỉ đủ để duy trì vốn cho lực lượng lao động mới và bù đắp khấu hao, thì đó được gọi là phát triển vốn theo chiều rộng Phát triển vốn theo chiều rộng xảy ra khi tỷ lệ tiết kiệm bằng tổng số lao động và khấu hao, dẫn đến giá trị vốn không thay đổi.
Phương trình phát triển vốn theo chiều sâu (∆k) được xác định bằng tiết kiệm trên lao động (sy) trừ đi giá trị cần thiết để phát triển vốn theo chiều rộng [(n + d)k] Các quốc gia có tỷ lệ tiết kiệm cao sẽ dễ dàng mở rộng cơ sở vốn theo chiều sâu, từ đó gia tăng nhanh chóng giá trị vốn trên lao động, tạo nền tảng vững chắc cho sự phát triển sản lượng.
Mô hình Solow có hai phương trình cơ bản: Phương trình thứ nhất (y = f(k)) chỉ ra rằng sản lượng trên lao động, hay thu nhập trên đầu người, phụ thuộc vào giá trị vốn trên lao động Phương trình thứ hai, ∆k = sy – (n + d)k, mô tả sự thay đổi vốn trên lao động.
Mô hình Solow nhấn mạnh tầm quan trọng của tiết kiệm, tỷ lệ tăng trưởng dân số và khấu hao trong quá trình phát triển kinh tế Giống như mô hình Harrod-Domar, tiết kiệm giữ vai trò trung tâm; tuy nhiên, mối quan hệ giữa tiết kiệm và tăng trưởng không phải là tuyến tính do hiện tượng sinh lợi giảm dần theo vốn trong hàm sản xuất Thêm vào đó, mô hình Solow cũng chỉ ra vai trò của tỷ lệ tăng trưởng dân số và cho phép sự thay thế giữa vốn và lao động trong quá trình tăng trưởng.
Các mô hình tăng trưởng chính thức cung cấp cơ chế chính xác để phân tích sự đóng góp của tích lũy yếu tố sản xuất và lợi ích năng suất vào tăng trưởng kinh tế Chúng giúp hiểu rõ hơn về tác động của thay đổi tỷ lệ tiết kiệm, tỷ lệ tăng trưởng dân số, công nghệ và các yếu tố liên quan đến sản lượng và tăng trưởng.
Thực trạng về đầu tư trực tiếp nước ngoài, đầu tư trong nước và tăng trưởng kinh tế Việt Nam
trưởng kinh tế Việt Nam
2.3.1 Thực trạng GDP tại Việt Nam giai đoạn 2004 –
2013 Hình 2.1 GDP Việt Nam giai đoạn 2004 - 2013
(Nguồn: Tổng cục thống kê Việt Nam)
Từ năm 2004 đến 2013, GDP của Việt Nam đã tăng trưởng liên tục với tốc độ bình quân 7% mỗi năm, giúp tổng sản phẩm trong nước đạt 5,1 lần so với năm 2004.
Trong giai đoạn 2004 – 2010, nền kinh tế Việt Nam tiếp tục bị ảnh hưởng tiêu cực từ cuộc khủng hoảng tài chính khu vực năm 1997 và cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu bắt đầu từ năm 2008 Tuy nhiên, nền kinh tế vẫn duy trì tốc độ tăng trưởng khá, với mức tăng trưởng bình quân hàng năm đạt 7% Nhờ vào tốc độ tăng trưởng này, Việt Nam chỉ đứng sau Trung Quốc và Ấn Độ trong khu vực, vượt qua các quốc gia như Hàn Quốc, Thái Lan, Singapore, Indonesia, Malaysia và Philippines.
Theo phân loại của Ngân hàng Thế giới, từ năm 2008, Việt Nam đã thoát khỏi nhóm nước thu nhập thấp và chuyển sang nhóm thu nhập trung bình thấp Ngoài ra, nước ta cũng không có tên trong danh sách các nước kém phát triển do Liên hợp quốc công bố gần đây Điều này cho thấy, trong giai đoạn 2004 – 2010, Việt Nam đã đạt được thành công đáng kể khi GDP năm 2010 tăng ít nhất gấp đôi so với năm 2004.
Việc đưa nước ta ra khỏi tình trạng kém phát triển là một bước quan trọng để gia nhập nhóm các quốc gia đang phát triển với thu nhập trung bình thấp, đồng thời hoàn thành tốt các mục tiêu đã đề ra.
+ Trong ba năm từ 2011 – 2013: GDP năm 2011 tăng 5,89% so với năm 2010, GDP năm 2012 tăng chậm lại chỉ còn ở mức 5,03% so với năm
Từ năm 2011 đến cuối năm 2013, mức tăng trưởng so với năm 2012 đã cải thiện, đạt 5,42% Trong bối cảnh kinh tế toàn cầu gặp nhiều khó khăn, cả nước đã tập trung vào mục tiêu ưu tiên là kiềm chế lạm phát và ổn định kinh tế vĩ mô.
Các quốc gia và vùng lãnh thổ được phân loại thành 4 nhóm dựa trên thu nhập bình quân đầu người: (i) Nhóm thu nhập thấp với mức thu nhập từ 995 USD trở xuống; (ii) Nhóm thu nhập trung bình thấp có thu nhập từ 996 đến 3945 USD; (iii) Nhóm thu nhập trung bình cao với thu nhập từ 3946 đến 12195 USD; và (iv) Nhóm thu nhập cao, nơi thu nhập bình quân đầu người đạt từ 12196 USD trở lên.
Mức tăng trưởng này phản ánh tính kịp thời và hiệu quả của các biện pháp mà Trung ương Đảng, Quốc hội và Chính phủ đã thực hiện.
2.3.2 Thực trạng FDI tại Việt Nam từ 2004 đến 2013
Hình 2.2 FDI Việt Nam giai đoạn 2004 đến 2013
(Nguồn: Tổng cục thống kê Việt Nam)
Sau khi gia nhập WTO, Việt Nam đã tiến hành nhiều cải cách về luật pháp và chính sách, đặc biệt là trong hệ thống pháp luật liên quan đến đầu tư nước ngoài Sự mở rộng của thị trường Việt Nam nhờ vào việc thực hiện đầy đủ các cam kết quốc tế đã tạo cơ hội cho dòng vốn FDI gia tăng Môi trường đầu tư tại Việt Nam được hưởng lợi từ sự ổn định chính trị, những cải cách của chính phủ trong khung pháp lý, cùng với sự hỗ trợ tích cực từ các địa phương về đất đai và hạ tầng, giúp nhà đầu tư tin tưởng vào triển vọng phát triển kinh tế - xã hội bền vững.
Theo báo cáo của UNCTAD, Việt Nam nằm trong top 10 nền kinh tế hấp dẫn nhất thế giới cho đầu tư từ các tập đoàn xuyên quốc gia giai đoạn 2007 – 2009, đặc biệt dẫn đầu về thu hút vốn đầu tư trong lĩnh vực sản xuất Mặc dù phải đối mặt với nhiều thách thức như khủng hoảng kinh tế châu Á năm 1997, lạm phát và khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008, dòng vốn FDI vẫn tăng trưởng mạnh mẽ qua các năm Cụ thể, năm 2006, vốn FDI đạt trên 12 tỷ USD, và năm 2007, con số này đã vượt 20 tỷ USD, tăng gần 70% so với năm trước đó.
Năm 2008, Việt Nam đã thu hút nguồn vốn FDI kỷ lục đạt 64,11 tỷ USD, gấp ba lần so với năm 2007, trong đó có 60,2 tỷ USD là vốn cấp mới Số dự án tăng vốn cũng ghi nhận sự tăng trưởng mạnh mẽ với 311 dự án, tổng vốn đăng ký tăng thêm là 3,74 tỷ USD Số vốn tăng thêm từ các dự án đang hoạt động trong năm 2008 tương đương với tổng vốn đăng ký mới của cả năm đầu những năm 2000, với 1171 dự án và tổng vốn đạt 60,21 tỷ USD, trong đó vốn bên Việt Nam chiếm khoảng 10%, tăng 222% so với năm 2007 Tính chung, tổng vốn FDI đăng ký tại Việt Nam năm 2008 (tính đến 19/12) đạt 64,01 tỷ USD, tăng 199,9% so với năm trước.
Trong năm 2009, tổng số vốn đầu tư nước ngoài đăng ký vào Việt Nam đạt 21,48 tỷ USD, tương đương 30% so với năm trước.
Sau cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008, nền kinh tế các nước đã bắt đầu phục hồi, với tổng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài đạt 18,6 tỷ USD tính đến 21/12/2010, tương đương 82,2% so với cùng kỳ năm 2009 Trong đó, vốn đăng ký của 969 dự án mới được cấp phép đạt 17,2 tỷ USD, giảm 16,1% về số dự án nhưng tăng 2,5% về số vốn so với năm trước.
Trong năm 2010, vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) ước tính đạt 11 tỷ USD, tăng 10% so với năm 2009, với giá trị giải ngân của các nhà đầu tư nước ngoài đạt 8 tỷ USD Đến nay, đã có 269 dự án được cấp phép từ các năm trước với tổng số vốn lên tới 1,4 tỷ USD.
Theo Bộ Công Thương, tổng vốn đăng ký đầu tư trực tiếp nước ngoài trong năm 2011 đạt 14,7 tỷ USD, giảm 26% so với năm 2010 Trong đó, vốn đăng ký mới chỉ đạt 11,6 tỷ USD, tương ứng 65% so với năm trước Bên cạnh đó, vốn giải ngân gần 11 tỷ USD, giữ ổn định so với năm 2010, chủ yếu tập trung vào lĩnh vực công nghiệp chế biến.
Ngành biến chế tạo đã đạt vị trí hàng đầu trong việc thu hút đầu tư, với gần 400 dự án và tổng vốn ước tính lên tới 6,5 tỷ USD, chiếm khoảng 47% tổng vốn đầu tư trong năm.
2011 (năm 2010 lĩnh vực công nghiệp chế biến, chế tạo đứng thứ 2 sau lĩnh vực bất động sản với tổng vốn đăng ký là 5,1 tỷ USD).
Các nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài, đầu tư trong nước và tăng trưởng kinh tế
M ố i quan h ệ gi ữ a FDI và GDP
Nguyễn Mại (2003) đã nghiên cứu tác động của FDI đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam trong giai đoạn 1998 – 2003 mà không sử dụng mô hình phân tích định lượng Kết quả cho thấy FDI ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng thông qua kênh đầu tư và cải thiện nguồn nhân lực Để thu hút thêm FDI, Việt Nam cần mở rộng thị trường và tìm kiếm các đối tác mới.
Nguyễn Thị Tuệ Anh và cộng sự (2006) đã chỉ ra rằng FDI đóng vai trò quan trọng trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Việt Nam giai đoạn 1988 – 2004, cung cấp vốn đầu tư và nâng cao hiệu quả đầu tư Tuy nhiên, trình độ lao động thấp vẫn là một rào cản lớn đối với việc tối ưu hóa lợi ích từ nguồn vốn này Nghiên cứu sử dụng phương pháp định tính và định lượng, cụ thể là 2SLS, để đánh giá tác động của FDI, tài sản vốn con người, mức độ hội nhập kinh tế, chi tiêu chính phủ và vốn đầu tư trong nước đến GDP trong giai đoạn 1998 – 2003.
Nghiên cứu “Mối quan hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài với tăng trưởng kinh tế của Việt Nam” của Nguyễn Phú Tụ và Huỳnh Công Minh (2010) cho thấy FDI đóng vai trò quan trọng trong phát triển kinh tế Việt Nam Dữ liệu được thu thập từ 64 tỉnh/thành phố trong giai đoạn 2003-2007, sử dụng các phương pháp ước lượng OLS, TSLS, GMM Kết quả chỉ ra rằng Chính phủ và các Bộ, Ngành cần tiếp tục cải cách môi trường kinh doanh và pháp lý, tạo điều kiện thuận lợi cho đầu tư, nhằm nâng cao khả năng thu hút FDI vào Việt Nam.
Cũng với chủ đề này, Nguyễn Công Tiến (2012) trong bài nghiên cứu
Nghiên cứu "Tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam" sử dụng phương pháp hồi quy bình phương bé nhất OLS trong Eview 4, với dữ liệu từ Worldbank trong giai đoạn 1985 – 2010 Kết quả cho thấy FDI có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam với mức ý nghĩa 10% Cụ thể, khi vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài tăng 1%, kinh tế Việt Nam kỳ vọng sẽ tăng trưởng 0.167%.
Trong nghiên cứu "Đầu tư trực tiếp nước ngoài và tăng trưởng kinh tế của Việt Nam" của tác giả Đỗ Nam (2012), sử dụng dữ liệu từ Ngân hàng Thế giới và Ngân hàng Phát triển Châu Á trong giai đoạn 1987-2011, tác giả đã áp dụng kỹ thuật hồi quy đồng liên kết và mô hình VECM để phân tích mối quan hệ giữa FDI và GDP Kết quả cho thấy đầu tư trực tiếp nước ngoài có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam, với tổng sản phẩm quốc nội tự động điều chỉnh theo hướng cân bằng dài hạn Nghiên cứu cũng chỉ ra mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa FDI và GDP, cho thấy sự ảnh hưởng lẫn nhau giữa hai yếu tố này.
Nghiên cứu của Đào Thị Bích Thủy (2012) chỉ ra rằng đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng kinh tế ở các nền kinh tế đang phát triển thông qua việc bổ sung nguồn vốn, tạo việc làm, đào tạo kỹ năng cho lao động, nâng cao trình độ chuyên môn và chuyển giao công nghệ Phân tích mô hình cho thấy vốn nhân lực là yếu tố quyết định sự thành công của FDI trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.
Lương Thị Khánh Vy (2012) trong nghiên cứu về “Mối quan hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài và tăng trưởng kinh tế của Việt Nam giai đoạn
Từ năm 2000 đến 2011, nghiên cứu dựa trên dữ liệu quý của Ngân hàng Phát triển Châu Á (ADB) và dữ liệu hàng năm từ Tổng cục Thống kê Việt Nam, áp dụng hai phương pháp mô hình hóa và phân tích kinh tế định lượng với mô hình VECM Kết quả thu được cho thấy những thông tin quan trọng về xu hướng kinh tế trong giai đoạn này.
Trong dài hạn, FDI tác động tích cực đến GDP Tuy nhiên, ở chiều ngược lại thì tác động này không rõ ràng.
Khi có một cú sốc xảy ra khiến FDI tăng sẽ làm GDP biến động theo hình sin và không ổn định.
Nghiên cứu của Marcelo José Braga Nonnenberg và Mário Jorge Cardoso de Mendonỗa từ IPEA (2004) chỉ ra rằng có mối quan hệ nhân quả giữa tăng trưởng kinh tế và đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) tại 33 nước đang phát triển trong giai đoạn 1975 – 2000, nhưng không có bằng chứng cho thấy FDI ảnh hưởng ngược lại đến tăng trưởng kinh tế.
Nghiên cứu của Har Wai Mun và cộng sự (2008) chỉ ra rằng có mối quan hệ tích cực giữa vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) và tăng trưởng kinh tế tại Malaysia Tuy nhiên, FDI cũng gây ra tác động tiêu cực đến sản xuất nội địa, khiến các nhà đầu tư trong nước mất thị trường và dẫn đến tình trạng độc quyền của các nhà đầu tư nước ngoài Điều này tạo ra những khó khăn cho các nhà đầu tư nội địa trong việc duy trì hoạt động kinh doanh Để thực hiện nghiên cứu, tác giả đã áp dụng phương pháp bình phương bé nhất (OLS) và hồi quy giữa FDI và GDP dựa trên dữ liệu chuỗi thời gian từ năm 1970 đến 2005.
Nghiên cứu của M Feridun (2004) sử dụng phương pháp Granger để phân tích mối quan hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) và tăng trưởng kinh tế tại Cộng Hòa Síp trong giai đoạn 1976 – 2002, cho thấy có mối quan hệ một chiều từ FDI đến tăng trưởng kinh tế, được đo bằng GDP thực trên đầu người Tương tự, nghiên cứu của Edward M về FDI tại Trung Quốc cũng chỉ ra ảnh hưởng tích cực của đầu tư này đến tăng trưởng kinh tế và thành quả kinh tế của quốc gia.
Graham và Erika Wada (2002), các tác giả cũng đã chứng minh rằng FDI đã có đóng góp đáng kể vào tăng trưởng và nền kinh tế của Trung Hoa.
Nghiên cứu của Borenzstein và cộng sự (1998) đã chỉ ra rằng FDI đóng vai trò quan trọng trong việc chuyển giao công nghệ và thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển Phân tích hồi quy trên 69 quốc gia trong giai đoạn 1970 – 1979 cho thấy, công nghệ phát triển là yếu tố then chốt cho sự tăng trưởng này, và FDI có tác động tích cực hơn so với đầu tư trong nước Tuy nhiên, hiệu quả của vốn đầu tư nước ngoài chỉ đạt cao khi quốc gia tiếp nhận có nguồn nhân lực đủ mạnh để phát triển Do đó, FDI sẽ góp phần vào sự phát triển kinh tế nếu quốc gia có khả năng hấp thụ công nghệ tiên tiến.
Nghiên cứu của Abdus Sama (2011) về tác động của FDI đến tăng trưởng kinh tế tại mười chín nước Đông, Đông Nam Á và Châu Mỹ La tinh đã chỉ ra rằng trong số mười nước Châu Mỹ La tinh, năm nước gồm Argentina, Brazil, Chile, Guatemala và El Salvador có mối quan hệ lâu dài giữa FDI và GDP, trong đó bốn nước (trừ Argentina) cho thấy GDP cũng tác động ngược lại với FDI Một số nước khác như Bolivia, Columbia, Ecuador, Honduras và Mexico chỉ có mối quan hệ ngắn hạn Tại khu vực Đông và Đông Nam Á, năm nước gồm Singapore, Indonesia, Ấn Độ, Pakistan và Thái Lan có mối quan hệ nhân quả hai chiều trong ngắn hạn, trong khi Philippines và Bangladesh chỉ có mối quan hệ nhân quả một chiều từ GDP đến FDI.
Nghiên cứu của Mohd Shahidan Bin Shaari và cộng sự (2012) tại Malaysia đã sử dụng kiểm định nhân quả Granger và hồi quy VECM để phân tích mối quan hệ giữa GDP và FDI từ năm 1971 đến 2010 Kết quả cho thấy, trong dài hạn, FDI có ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng kinh tế của Malaysia Đồng thời, kiểm định Granger cho thấy mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa FDI và GDP, tức là FDI tác động đến GDP và ngược lại, GDP cũng ảnh hưởng đến FDI.
Mello, trong nghiên cứu thực nghiệm năm 1999 của mình, đã phân tích dữ liệu chuỗi thời gian và bảng cho 32 quốc gia thuộc OECD và các nước không thuộc tổ chức này từ 1970 đến 1990 Khác với các nghiên cứu trước đây cho rằng FDI thúc đẩy tăng trưởng kinh tế dài hạn thông qua cải tiến kỹ thuật và lan tỏa kiến thức, kết quả của Mello lại chỉ ra mối quan hệ tích cực giữa FDI và tăng trưởng kinh tế là yếu kém.
Cũng đồng quan điểm như Mello, Maria Carkovic và Ross Levine
Năm 2002, các tác giả đã sử dụng kỹ thuật thống kê mới cùng với hai cơ sở dữ liệu và phương pháp ước lượng GMM (Phương pháp ước lượng tổng quát của các khoảnh khắc) và OLS (Phương pháp bình phương tối thiểu thông thường) để chứng minh rằng dòng vốn FDI không có tác động đến tăng trưởng kinh tế.
M ố i quan h ệ gi ữ a FDI và DI
Bằng phương pháp phân tích dữ liệu bảng cho khoảng thời gian từ
1980 – 2008 của 13 nước trong đó 7 nước được phân loại là nhiều dầu mỏ và
Nghiên cứu của ACAR, ERĐŞ và TEKÇE chỉ ra rằng trong 6 quốc gia Trung Đông - Bắc Phi, nhiều nước thiếu dầu mỏ và có sự chèn lấn giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) và đầu tư trong nước Kết quả cho thấy FDI đã ảnh hưởng tiêu cực đến đầu tư nội địa, đặc biệt ở 13 quốc gia giàu và nghèo dầu mỏ Trong những năm 1990, chính phủ các nước đã bảo hộ đầu tư trong nước và hạn chế FDI, dẫn đến việc đầu tư nội địa không đủ sức cạnh tranh và bị FDI vượt trội hơn.
Trong bài nghiên cứu “Đầu tư nước ngoài vào sự tăng trưởng kinh tế:
Bài nghiên cứu "Lấn át hay gia tăng đầu tư trong nước?" của Agosin và Machado (2005) phân tích mô hình lý thuyết về đầu tư, bao gồm biến FDI, với dữ liệu từ 1971 đến 2000 cho 12 quốc gia ở ba khu vực đang phát triển: Châu Phi, Châu Á và Châu Mỹ La tinh Kết quả cho thấy, ở hầu hết các quốc gia trong ba khu vực này, FDI thường gia tăng đầu tư nội địa mà không gây ra sự thay thế Tuy nhiên, ở một số khu vực và thời kỳ nhất định, FDI lại lấn át đầu tư trong nước, đặc biệt là tại Châu Mỹ La tinh.
Trong bài viết "Có phải đầu tư trực tiếp nước ngoài gia tăng năng suất của các doanh nghiệp nội địa?" của tác giả Beata K Smarzynska (2003), nghiên cứu chỉ ra rằng các công ty nội địa thu được lợi ích từ hoạt động của các chi nhánh nước ngoài, cả tại quốc gia đầu tư và quốc gia nhận đầu tư Hơn nữa, nghiên cứu cũng cho thấy rằng các công ty tập trung vào thị trường nội địa có mức lợi ích gia tăng cao hơn so với các công ty nước ngoài có định hướng xuất khẩu.
Nghiên cứu của Aitken và Harrison (1999) mang tên “Có phải các công ty nội địa được hưởng lợi từ đầu tư trực tiếp nước ngoài? – Bằng chứng thực nghiệm từ Venezuela” đã sử dụng dữ liệu từ năm 1976 đến 1989 và áp dụng phương pháp ước lượng OLS cùng phương pháp bình phương bé nhất có trọng số Kết quả cho thấy rằng đầu tư trực tiếp nước ngoài có tác động tích cực đến các công ty nội địa tại Venezuela.
Các nhà máy có dưới 50 công nhân cho thấy rằng việc tăng tỷ lệ vốn góp của chủ sở hữu nước ngoài liên quan đến việc nâng cao năng suất lao động Điều này chứng minh rằng các nhà máy được hưởng lợi từ những ưu thế sản xuất mà vốn chủ sở hữu nước ngoài mang lại.
Nghiên cứu cho thấy rằng việc gia tăng sở hữu nước ngoài có ảnh hưởng tiêu cực đến năng suất của các công ty nội địa trong cùng lĩnh vực.
Ảnh hưởng thuần của vốn sở hữu nước ngoài đối với nền kinh tế là hạn chế Mặc dù các công ty liên doanh hưởng lợi từ đầu tư nước ngoài, nhưng không có bằng chứng cho thấy rằng công nghệ từ các công ty có vốn đầu tư nước ngoài lan tỏa đến các công ty nội địa.
Cũng trong nội dung nghiên cứu về mối quan hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài và đầu tư trong nước, trong bài nghiên cứu mới đây, Kamaly, A.
(2014) sử dụng dữ liệu trên 16 quốc gia đang nổi lên trong khoảng thời gian
Trong 30 năm qua, mô hình thực nghiệm đã được xây dựng dưới dạng hệ phương trình, với mỗi phương trình đại diện cho một quốc gia Sử dụng phương pháp ước lượng 3SLS, tác giả đã chỉ ra rằng FDI có ảnh hưởng đến DI ở từng quốc gia, với tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê tại hầu hết các nước Tuy nhiên, trong giai đoạn tiếp theo, FDI có thể lấn át DI, và trong dài hạn, tác động của FDI đối với DI là trung lập ở phần lớn các quốc gia trong mẫu nghiên cứu Chỉ một số ít quốc gia cho thấy FDI có thể thúc đẩy hoặc lấn át DI.
Một nghiên cứu của Manuel R Agosin và Ricardo Mayer (2010) đã phân tích đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) và đầu tư trong nước (DI) tại ba khu vực đang phát triển, bao gồm Châu Phi, Châu Á và Châu Mỹ La tinh, trong khoảng thời gian từ năm 1970 đến nay.
Nghiên cứu từ năm 1996 và các giai đoạn 1976 – 1985, 1986 – 1996 cho thấy đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) đã thúc đẩy đáng kể đầu tư trong nước tại Châu Phi và Châu Á Cụ thể, tác động của FDI ở Châu Phi mạnh mẽ hơn so với Châu Á Tuy nhiên, kết quả này dường như không tương tự cho khu vực Châu Âu.
Mỹ La tinh, FDI đã lấn át đầu tư trong nước.
Nhìn chung các nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa FDI và
Nghiên cứu chỉ ra rằng có sự liên kết giữa Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) và Đầu tư trong nước (DI) Tuy nhiên, tác động của FDI đến DI có sự khác biệt rõ rệt tùy thuộc vào từng khu vực và quốc gia cụ thể.
M ố i quan h ệ gi ữ a FDI, DI và GDP
Trong bài nghiên cứu "Dòng vốn đầu tư nước ngoài sẽ thúc đẩy hay lấn át đầu tư trong nước tại Hàn Quốc?" của David Deok-Ki Kim và Jung-Soo, tác giả phân tích tác động của đầu tư nước ngoài đối với sự phát triển của đầu tư nội địa Nghiên cứu chỉ ra rằng dòng vốn đầu tư nước ngoài có thể vừa tạo ra cơ hội vừa gây áp lực cho các doanh nghiệp trong nước Tác động này phụ thuộc vào nhiều yếu tố, bao gồm chính sách của chính phủ và khả năng cạnh tranh của các công ty Hàn Quốc Kết quả nghiên cứu cung cấp cái nhìn sâu sắc về cách thức quản lý đầu tư nước ngoài để tối ưu hóa lợi ích cho nền kinh tế quốc gia.
Nghiên cứu của Seo (2003) đã sử dụng dữ liệu từ năm 1985 đến 1999 và áp dụng mô hình vector tự hồi quy VAR để chứng minh mối quan hệ năng động giữa FDI, DI và GDP Kết quả cho thấy có sự tương tác đáng kể giữa các yếu tố này.
Có sự tương tác giữa FDI và DI Tuy nhiên, không có bằng chứng cho thấy rằng FDI chèn lấn đầu tư trong nước.
FDI có ảnh hưởng tích cực đến GDP, tuy nhiên mức độ tác động này không lớn Ngược lại, nghiên cứu cho thấy GDP lại có tác động đáng kể đến FDI.
Bằng việc thu thập dữ liệu các mẫu lớn xuyên quốc gia (68 quốc gia), trong một thời gian dài từ 1984 – 2004, Lautier, Marc, và Francois Moreaub
(2012) trong bài viết “Đầu tư nội địa và FDI tại các nước đang phát triển: mối liên kết đang bỏ lỡ” Kết quả bài nghiên cứu cho thấy:
Đầu tư trong nước đóng vai trò quan trọng trong việc thúc đẩy đầu tư trực tiếp nước ngoài tại các quốc gia đang phát triển Hơn nữa, nó còn được coi là một chỉ số dự đoán tích cực cho dòng vốn đầu tư nước ngoài trong tương lai.
Việc khuyến khích đầu tư vào các doanh nghiệp trong nước sẽ gia tăng dòng vốn FDI, đặc biệt là ở các nước đang phát triển Các biện pháp hỗ trợ đầu tư nội địa không chỉ mang lại lợi ích trực tiếp mà còn nâng cao hiệu quả đầu tư, từ đó kích thích dòng vốn FDI Chính sách công nghiệp tập trung vào việc nâng cao lợi nhuận và mở rộng phạm vi đầu tư trong nước được chứng minh là hiệu quả trong việc tăng cường dòng vốn FDI.
Tác động giữa FDI và GDP là tác động hai chiều và FDI thì có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế.
Samuel Adams (2009) trong nghiên cứu về tác động của FDI đến DI và tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia Châu Phi phía nam Sahara từ 1990 đến 2003 đã sử dụng phương pháp ước lượng OLS Kết quả nghiên cứu cung cấp bằng chứng thực nghiệm cho thấy mối liên hệ giữa FDI và sự phát triển kinh tế trong khu vực này.
Đầu tư trong nước có tương quan đáng kể và tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế.
FDI cũng có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế.
Nghiên cứu chỉ ra rằng, mặc dù đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) ban đầu có ảnh hưởng tiêu cực đến đầu tư trong nước (DI), nhưng trong những giai đoạn tiếp theo, FDI lại mang lại tác động tích cực đối với DI.
Tác giả đề xuất các biện pháp nhằm tiếp cận nguồn vốn FDI hiệu quả hơn, tăng cường khả năng hấp thụ của doanh nghiệp trong nước, đồng thời khuyến khích sự hợp tác giữa chính phủ và các doanh nghiệp đa quốc gia để thúc đẩy lợi ích chung.
Trong một nghiên cứu khác về mối quan hệ FDI, DI và tăng trưởng kinh tế của nhóm tác giả Sumei Tang, E A Selvanathan và S Selvanathan
Nghiên cứu của nhóm tác giả năm 2008 tại Trung Quốc, với dữ liệu từ 1988 đến 2003, sử dụng mô hình VAR và VECM, cho thấy mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa đầu tư trong nước (DI) và tăng trưởng kinh tế (GDP) Trong khi đó, đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) chỉ có quan hệ nhân quả một chiều với DI và GDP, và FDI có tác động tích cực đến DI, nghĩa là nó hỗ trợ cho đầu tư trong nước Kết quả cho thấy FDI không chỉ giúp giải quyết vấn đề thiếu vốn mà còn thúc đẩy tăng trưởng kinh tế thông qua việc bổ sung cho đầu tư trong nước Jong Il Choe (2003) cũng đã nghiên cứu mối quan hệ này ở 80 quốc gia trong cùng khoảng thời gian.
Từ năm 1971 đến 1995, nghiên cứu sử dụng mô hình VAR để ước lượng mối quan hệ giữa FDI và GDP Kết quả cho thấy FDI có mối quan hệ nhân quả Granger với GDP, nhưng tác động từ GDP đến FDI mạnh mẽ hơn so với ngược lại Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng GDP có ảnh hưởng mạnh đến đầu tư trong nước, trong khi đầu tư trong nước không tác động đến tăng trưởng kinh tế Cuối cùng, tác giả khẳng định sự tồn tại của mối quan hệ tích cực giữa GDP và FDI, cho thấy rằng dòng vốn đầu tư nước ngoài cao không đồng nghĩa với việc gia tăng tỷ lệ đầu tư trong nước hay ngược lại.
CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
D ữ li ệ u và bi ế n nghiên c ứ u
Đề tài này nhằm xem xét mối quan hệ giữa đầu tư trong nước, đầu tư trực tiếp nước ngoài và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam Dữ liệu sử dụng là số liệu thời gian hàng quý trong 10 năm từ 2004 đến 2013, được thu thập từ Tổng cục thống kê Việt Nam Tăng trưởng kinh tế được đo bằng GDP thực năm 2000 theo giá cố định, trong khi đầu tư trực tiếp nước ngoài và đầu tư trong nước được tổng hợp từ vốn đầu tư phát triển toàn xã hội phân theo thành phần kinh tế Tất cả các biến động được đo bằng nghìn tỷ đồng.
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 độ chính xác của hồi quy, vì chuỗi dữ liệu kinh tế thường có đặc điểm tăng trưởng cấp số nhân theo thời gian Việc sử dụng logarit tự nhiên giúp biến đổi các thay đổi thành dạng tuyến tính, từ đó dễ dàng hơn trong việc tính toán độ co giãn, vì hệ số ước lượng gần bằng với phần trăm biến động của các biến.
Mô hình cụ thể
lnY t = þ O + þ 1 lnFDI t + þ 2 lnDI t + s t (3.1) Trong đó:
lnFDI t là FDI thực đi vào trong nước;
þ O là hằng số và cho biết giá trị trung bình của GDP thực khi FDI và
Giá trị trung bình của lnYkiện được điều chỉnh dựa trên biến độc lập lnDI 1, trong đó hệ số hồi quy riêng của lnFDI t cho biết sự thay đổi của lnYkiện khi lnFDI t thay đổi 1 đơn vị Hệ số này phản ánh mối quan hệ giữa lnDI và lnFDI, cung cấp cái nhìn sâu sắc về tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài đến giá trị lnYkiện.
Giá trị trung bình của lnYkiện giữa các biến độc lập cho thấy lnFDI là hệ số hồi quy riêng của lnDI t Hệ số này phản ánh sự thay đổi của lnYkiện khi lnDI t thay đổi 1 đơn vị, cung cấp thông tin quan trọng về mối quan hệ giữa các biến trong mô hình.
Và s t là sai số ngẫu nhiên.
Ph ươ ng pháp ướ c tính
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 việc áp dụng kiểm định nghiệm đơn vị để xác định tính dừng của chuỗi thời gian cho từng biến, nhằm ngăn ngừa hiện tượng hồi quy giả Phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị được sử dụng là kiểm định Dickey – Fuller mở rộng (ADF).
- Tiếp theo, tác giả thực hiện kiểm định để lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình.
Kiểm định đồng liên kết được thực hiện cho ba biến chuỗi thời gian: lnGDP, lnFDI và lnDI Hai trường hợp xảy ra trong quá trình phân tích này.
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 dài hạn 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 có 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 cho từng biến số, xem xét ảnh hưởng của các cú sốc xảy ra thông qua hàm phản ứng đẩy.
Tác giả áp dụng mô hình VECM (mô hình vector hiệu chỉnh sai số) để phân tích quá trình điều chỉnh ngắn hạn hướng tới trạng thái cân bằng dài hạn Đồng thời, hàm phản ứng được sử dụng để đánh giá ảnh hưởng của các biến khi có các cú sốc xảy ra trong dài hạn.
Kiểm định nghiệm đơn vị
Các chuỗi thời gian kinh tế vĩ mô như GDP, FDI và DI thường không dừng, điều này có thể gây ra hiện tượng hồi quy giả mạo và dẫn đến những kết luận sai lệch 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, một chuỗi thời gian không dừng sẽ có giá trị trung bình hoặc phương sai thay đổi theo thời gian, hoặc cả hai.
Có nhiều phương pháp để kiểm tra tính dừng của chuỗi thời gian, bao gồm kiểm định Phillip–Person (PP), kiểm định Dickey–Fuller (DF), kiểm định Dickey–Fuller mở rộng (ADF) và kiểm tra bằng giản đồ tự tương quan.
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 Phương pháp được sử dụng là kiểm định Dickey-Fuller mở rộng (ADF), thực hiện thông qua phần mềm thống kê Stata 11.
Cơ sở lý thuyết của kiểm định đơn vị như sau:
Nhiễu trắng là thành phần đại diện cho sai số ngẫu nhiên, dựa trên giả định cổ điển rằng nó có giá trị trung bình bằng 0, phương sai không đổi và không có sự tự tương quan.
Y t dừng khi -1 < q = α: không bác bỏ giả thuyết H O : kết luận là chuỗi không dừng.
Sai phân bậc nhất của Y t : ∆Y t = Y t - Y t–1 = s t (3.5)
Phương trình (3.5) mô tả sai phân bậc 1 của chuỗi thời gian bước ngẫu nhiên, trong đó chuỗi thời gian dừng do giả định s t là nhiễu trắng Khi chuỗi thời gian được lấy sai phân bậc nhất và trở thành chuỗi dừng, nó được gọi là chuỗi liên kết hợp bậc 1, ký hiệu là I(1) Nếu chuỗi ban đầu trải qua sai phân bậc hai để trở thành chuỗi dừng, thì nó được gọi là chuỗi liên kết bậc 2, ký hiệu I(2) Tóm lại, nếu chuỗi thời gian bắt đầu dừng ở sai phân bậc d, nó sẽ được gọi là chuỗi liên kết bậc d, ký hiệu I(d).
Kiểm định đồng liên kết
Trong kiểm định đồng liên kết, có hai phương pháp chính được áp dụng Phương pháp đầu tiên là mô hình Engle–Granger, sử dụng tiêu chuẩn Dickey–Fuller để kiểm tra tính dừng của phần dư, nhưng không hiệu quả khi có nhiều biến đồng liên kết Để khắc phục hạn chế này, kiểm định Johansen (1988) và Johansen–Juselius (1990) đã được phát triển như một giải pháp thay thế.
Phương pháp Johansen – Juselius bao gồm hai dạng kiểm định chính là kiểm định giá trị vết (Trace test) và kiểm định bằng tỷ số hợp lý (Maximal eigenvalue test), và hai phương pháp này có tính tương đương với nhau.
Phương trình giá trị vết (Trace value) λ = −T ) n ln (1 − λ ) t=r+1
λ i : là giá trị riêng được sắp xếp theo tứ tự từ lớn nhất đến nhỏ nhất
λtrace (r): có phân phối chi bình phương với (n-r) bậc tự do. trace (r) i
Giả thuyết H O : Có r hoặc một vài quan hệ đồng liên kết
Giả thuyết đối H 1 : Không có quan hệ đồng liên kết.
Phương trình giá trị riêng cực đại (Maximum-eigenvalue) λmas = −Tln(1 − λr+1 ) (3.7)
Giả thuyết H O : r = 0 vector đồng liên kết được kiểm định
Giả thuyết đối H 1 : r = r+1 vector đồng liên kết.
Khi thực hiện kiểm định, so sánh giá trị trace value hoặc giá trị maximum- eigen value với giá trị critical value tại các mức ý nghĩa: 1%; 5% và 10%.
Nếu giá trị trace value hoặc Maximum-eigenvalue nhỏ hơn giá trị tới hạn, thì giả thuyết H0 được chấp nhận, tức là không bác bỏ giả thuyết H0, cho thấy tồn tại ít nhất r quan hệ đồng liên kết.
+ Nếu giá trị trace value hoặc Maximum-eigenvalue > critical value: bác bỏ giả thuyết H O : không tồn tại quan hệ đồng liên kết nào.
Mô hình vector tự hồi quy VAR
Kiểm định để 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.
Kiểm định nhân quả Granger
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 cụ thể.
∆lnGDP t = α O + α 1 ∆lnGDP t–1 + …+ α k ∆lnGDP t–k +β 1 ∆lnFDI t–1 + … + β k ∆lnFDI t–k + λ 1 ∆lnDI t–1 + … + λ k ∆lnDI t–k + s t (3.9)
∆lnFDI t = α O + α 1 ∆lnFDI t–1 + …+ α k ∆lnFDI t–k +β 1 ∆lnGDP t–1 + … + β k ∆lnGDP t–k + λ 1 ∆lnDI t–1 + … + λ k ∆lnDI t–k + s t (3.10)
Để kiểm định các biến trễ có ảnh hưởng nhân quả Granger đến các biến khác, chúng ta sử dụng mô hình hồi quy với các biến như ∆lnDI, ∆lnGDP và ∆lnFDI Cụ thể, phương trình kiểm định được xây dựng với các tham số α, β và λ, nhằm xác định mối quan hệ giữa các biến này theo thời gian Giả thuyết kiểm định cho mỗi phương trình sẽ giúp xác định xem các biến trễ có tác động đến các biến còn lại hay không.
- H O : FDI không có nhân quả Granger đến GDP
H 1 : FDI có nhân quả Granger đến GDP
- H O : DI không có nhân quả Granger đến GDP
H 1 : DI có nhân quả Granger đến GDP
- H O : GDP không có nhân quả Granger đến FDI
H 1 : GDP có nhân quả Granger đến FDI
- H O : DI không có nhân quả Granger đến FDI
H 1 : DI có nhân quả Granger đến FDI
- H O : FDI không có nhân quả Granger đến DI
H 1 : FDI có nhân quả Granger đến DI
- H O : GDP không có nhân quả Granger đến DI
H 1 : GDP có nhân quả Granger đến DI
Trong nghiên cứu, tác giả áp dụng giá trị xác suất p-value để kiểm định giả thuyết Kết quả cho thấy, khi giá trị p-value lớn hơn mức ý nghĩa α (p-value > α), chúng ta có thể chấp nhận giả thuyết H O, điều này có nghĩa là các chuỗi thời gian không tồn tại mối quan hệ nhân quả Granger.
+ Ngược lại, Nếu giá trị p-value nhỏ hơn mức ý nghĩa α (p-value < α) ta bác bỏ giả thuyết H O tức là các chuỗi thời gian có nhân quả Granger.
Kiểm tra tự tương quan của phần dư
Để mô hình nghiên cứu là tốt nhất thì sai số s t phải là nhiễu trắng
Có nghĩa là s t phải thỏa 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 được đề xuất bởi Johansen (1995) Kiểm định này được thực hiện tại các độ trễ j=1, 2, , m, với mỗi j đều có giả thuyết cụ thể được đưa ra.
- Giả thuyết H O : Phần dư không có tự tương quan.
- Giả thuyết đối H 1 : Phần dư có tự tương quan.
Tác giả đã áp dụng giá trị xác suất p-value trong quá trình kiểm định, và kết luận rằng nếu p-value lớn hơn mức ý nghĩa α (p-value > α), thì giả thuyết H O được chấp nhận, nghĩa là phần dư không có hiện tượng tự tương quan.
Nếu giá trị p-value nhỏ hơn mức ý nghĩa α (p-value < α), chúng ta bác bỏ giả thuyết H0, điều này cho thấy phần dư có tự tương quan và không phải là nhiễu trắng.
Kiểm định tính ổn định của mô hình VAR
Để ước lượng mô hình hồi quy tuyến tính, có hai phương pháp chính là phương pháp bình phương bé nhất và phương pháp ước lượng hợp lý cực đại Cả hai phương pháp này cũng có thể được áp dụng cho mô hình VAR ổn định.
Giả sử Y t tuân thủ mô hình VAR:
Y t = (Y 1t , Y 2t , …, Y mt ) là vector chuỗi thời gian ngẫu nhiên m chiều;
A i là các ma trận cấp m x m;
s t = (s 1t , s 2t , …, s mt )là vector nhiễu trắng m chiều;
Trong mô hình này, v = (v1, v2, …, vm) là một vector hằng số Để đảm bảo tính ổn định của mô hình, điều kiện cần thiết là det(A(z)) ≠ 0 khi |z| ≤ 1 Điều này có nghĩa là các nghiệm của phương trình đặc trưng nghịch đảo thực sự 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.
Hàm phản ứng
Mô hình VAR đã đóng góp quan trọng trong lý thuyết kinh tế, cung cấp cơ sở cho việc phân tích chính sách Hàm phản ứng (IRF) nghiên cứu ảnh hưởng của các biến trong hệ thống, là công cụ hiệu quả cho phân tích nguyên nhân và đánh giá hiệu quả chính sách IRF và VAR có mối liên hệ chặt chẽ, giúp mô tả tác động của cú sốc tại một thời điểm đến các biến nội sinh trong hiện tại và tương lai.
Mô hình VECM
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;
EC t–1 là sai số hiệu chỉnh trễ một kỳ từ phương trình đồng liên kết, và việc hồi quy các biến sau khi sai phân có thể dẫn đến việc bỏ sót thông tin dài hạn trong mối quan hệ giữa chúng Do đó, khi hồi quy các mô hình đã sai phân, cần bổ sung phần dư để cân bằng mối quan hệ dài hạn giữa các biến.
NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Kiểm định nghiệm đơn vị
Tác giả thực hiện kiểm định trên Stata11 và cho kết quả như sau:
Đối với chuỗi lnGDP, các giá trị thống kê t-critical ở mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% lần lượt là -3.655, -2.961 và -2.163 Giá trị t-statistic tính được là -1.291, lớn hơn các giá trị t-critical ở các mức ý nghĩa này Vì vậy, tác giả không bác bỏ giả thuyết H O, cho thấy chuỗi lnGDP có nghiệm đơn vị, tức là chuỗi lnGDP không dừng.
Theo kết quả phân tích chuỗi lnFDI, các giá trị thống kê t-critical ở mức ý nghĩa 1%, 5%, và 10% được tính bởi MacKinnon lần lượt là -3.655, -2.961, và -2.163 Giá trị t-statistic được tính là -2.043, lớn hơn các giá trị t-critical ở các mức ý nghĩa đã nêu Do đó, tác giả không bác bỏ giả thuyết H0, cho thấy chuỗi lnFDI có hiện tượng nghiệm đơn vị, tức là chuỗi này không dừng lại.
- Đối với chuỗi lnDI: các giá trị thống kê t-critical ở các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% được tính bởi MacKinnon lần lượt là - 3.655; - 2.961; -2.163.
Giá trị thống kê t-statistic là -2.280, lớn hơn các giá trị t-critical ở các mức ý nghĩa khác nhau Vì vậy, tác giả không bác bỏ giả thuyết H O, cho thấy chuỗi lnDI có một nghiệm đơn vị, tức là chuỗi lnDI không dừng.
Bảng 4.1 Tóm tắt kết quả kiểm định nghiệm đơn vị
Biến ADF Giá trị t-critical Kết quả
1% 5% 10% lnGDP -1.291 -3.655 -2.961 -2.613 Không dừng lnFDI -2.043 -3.655 -2.961 -2.613 Không dừng lnDI -2.280 -3.655 -2.961 -2.613 Không dừng
(Nguồn: kết quả tổng hợp từ Stata11)
Kết luận: qua bảng phân tích trên ta có thể nhận thấy các chuỗi quan sát lnGDP, lnFDI và ln DI là không dừng ở các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%.
Vì vậy, tiếp tục lấy sai phân bậc 1 của các chuỗi để xem xét tính dừng của các chuỗi này.
Sau khi lấy sai phân bậc 1 và thực hiện kiểm định trên Stata11, tác giả thu thập được kết quả như sau:
Đối với chuỗi lnGDP khi thực hiện sai phân bậc 1, các giá trị thống kê t-critical ở mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% được tính bởi MacKinnon lần lượt là -3.662, -2.964 và -2.614 Giá trị thống kê t-statistic tính được là -13.665, thấp hơn các giá trị t-critical này Do đó, tác giả quyết định bác bỏ giả thuyết.
H O , tức là chuỗi lnGDP dừng ở lần sai phân bậc 1 tại các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Đối với chuỗi lnFDI khi thực hiện sai phân bậc 1, các giá trị thống kê t-critical tại các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% lần lượt được tính bởi MacKinnon là -3.662, -2.964 và -2.614 Giá trị thống kê t-statistic được tính là -8.909, thấp hơn các giá trị t-critical ở cả ba mức ý nghĩa này Do đó, chuỗi lnFDI đã dừng lại ở lần sai phân bậc 1 tại các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Đối với chuỗi lnDI sau khi thực hiện sai phân bậc 1, các giá trị thống kê t-critical được tính bởi MacKinnon ở các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% lần lượt là -3.662, -2.964 và -2.614 Giá trị thống kê t-statistic được tính là -11.823, thấp hơn các giá trị t-critical ở tất cả các mức ý nghĩa này Do đó, chuỗi lnDI dừng lại ở lần sai phân bậc 1 tại các mức ý nghĩa đã nêu.
Bảng 4.2 Tóm tắt kết quả kiểm định nghiệm đơn vị (chuỗi sai phân bậc 1)
Biến ADF Giá trị t-critical Kết quả
1% 5% 10% d.lnGDP -13.665 -3.662 -2.964 -2.614 Dừng tại mức ý nghĩa
1%, 5%, 10% d.lnFDI -8.909 -3.662 -2.964 -2.614 Dừng tại mức ý nghĩa
1%, 5%, 10% d.lnDI -11.823 -3.662 -2.964 -2.614 Dừng tại mức ý nghĩa
(Nguồn: kết quả tổng hợp từ Stata11)
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 chỉ ra rằng có sự tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến Do đó, chúng ta có thể tiến hành phân tích đồng liên kết trong dài hạn.
Kiểm định đồng liên kết
Kiểm định đồng liên kết được thực hiện để xác định số lượng tổ hợp tuyến tính của các chuỗi thời gian không dừng có thể trở thành chuỗi dừng Điều này có ý nghĩa kinh tế quan trọng, cho thấy số lượng quan hệ cân bằng tồn tại trong dài hạn.
Hồi quy đồng liên kết theo kiểm định Johansen – Juselius, kết quả từ phần mềm thống kê Stata11 cho kết quả như sau:
Bảng 4.3 Tóm tắt kết quả kiểm định đồng liên kết
Kết luận từ bảng 4.3 cho thấy, với giá trị thống kê trace tại r=0 là 32.6207, vượt qua giá trị critical value tại mức ý nghĩa 5%, chúng ta bác bỏ giả thuyết H0 về sự tồn tại của vector đồng liên kết Ngược lại, tại r=1, trace statistic chỉ đạt 5.7384, thấp hơn critical value 15.41, do đó không bác bỏ giả thuyết H0 Điều này chỉ ra rằng trong dài hạn, tồn tại ít nhất một mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến trong mô hình nghiên cứu.
Chọn độ trễ tối ưu
Trong chương 3, đã nêu rõ rằng có nhiều tiêu chí để xác định độ trễ tối ưu cho mô hình VAR, bao gồm LL, LR, FPE, AIC, HQIC và SBIC Việc lựa chọn bậc VAR thường dựa vào cực đại của LL và LR hoặc cực tiểu của FPE, AIC, HQIC và SBIC Trong nghiên cứu này, tác giả đã quyết định sử dụng tiêu chí AIC để xác định độ trễ tối ưu cho mô hình.
Sau khi thực hiện kiểm định trên Stata11 để lựa chọn độ trễ tối đa Tác giả thu thập được kết quả như sau:
Bảng 4.4 Bảng tóm tắt độ trễ tối ưu
(Nguồn: kết quả tổng hợp từ Stata11)
Theo bảng 4.3, tiêu chí AIC cho giá trị cực tiểu ở độ trễ 4 cho thấy rằng tác giả sẽ sử dụng độ trễ 4 quý trong mô hình VAR và mô hình VECM.
Kiểm định nhân quả 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 Stata11 để tổng hợp và phân tích kết quả.
Bảng 4.5 Tóm tắt kết quả của nhân quả Granger
FDI không có nhân quả
Bé hơn Bác bỏ giả thuyết H O tại mức ý nghĩa 5%, 10%
DI không có nhân quả
GDP không có nhân quả
DI không có nhân quả
H O tại các mức ý nghĩa GDP không có nhân quả
Bé hơn Bác bỏ giả thuyết H O tại các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%
FDI không có nhân quả
(Nguồn: kết quả tổng hợp từ Stata11)
Như được trình bày tại bảng 4.5 trên ta thấy rằng:
FDI có mối quan hệ nhân quả Granger tiêu cực đến GDP ở mức ý nghĩa 5% và 10% Ngược lại, GDP không có nhân quả đến FDI, cho thấy rằng sự gia tăng FDI không dẫn đến sự tăng trưởng GDP.
Kết quả cho thấy tại mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%, GDP có mối quan hệ nhân quả Granger với DI và mối quan hệ này là cùng chiều, trong khi chiều ngược lại không tồn tại, nghĩa là DI không có tác động nhân quả đến GDP.
Kết luận cho thấy rằng, trong ngắn hạn, đầu tư trực tiếp nước ngoài có mối quan hệ nhân quả Granger ngược chiều với tăng trưởng kinh tế ở mức ý nghĩa 5% và 10% Ngược lại, tăng trưởng kinh tế lại có mối quan hệ nhân quả Granger cùng chiều với đầu tư trong nước tại các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Kiểm tra tự tương quan của phần dư
Bằng việc sử dụng phần mềm thống kê Stata11, tác giả thu thập dữ liệu về kiểm tra tự tương quan của phần dư như sau:
Bảng 4.6 Bảng kết quả kiểm tra tự tương quan của phần dư
Vì p-value lớn hơn α ở các mức ý nghĩa 1% và 5% từ độ trễ 1 đến độ trễ 4, chúng ta không bác bỏ giả thuyết H0, điều này có nghĩa là phần dư của mô hình VAR không có hiện tượng tự tương quan.
Kiểm định tính ổn định của mô hình VAR
Sau khi ước lượng mô hình VAR, tác giả thực hiện kiểm định tính ổn định trên phần mềm Stata11, kết quả thu được như sau:
Bảng 4.7 Kết quả kiểm định tính ổn định
Hình 4.1 Kiểm định tính ổn định
Theo kết quả từ bảng 4.4 và hình 4.1 cho thấy giá trị riêng đều nhỏ hơn
1 và nằm phía trong vòng tròn đơn vị nên thỏa mãn điều kiện ổn định của nghiệm riêng Hay nói cách khác mô hình VAR đạt ổn định.
Hàm phản ứng
Bằng việc sử dụng phần mềm thống kê Stata11, tác giả thu thập được các kết quả như hình 4.2:
- Cú sốc liên quan đến biến nghiên cứu d.lnDI xảy ra:
D.lnFDI phản ứng với cú sốc theo cùng chiều với d.lnDI, nhưng sự phản ứng này không diễn ra ngay lập tức mà phải đến kỳ thứ 4 mới bắt đầu Đến kỳ thứ 7, d.lnFDI lại có phản ứng ngược chiều so với d.lnDI.
+ d.lnGDP cũng có phản ứng với cú sốc là phản ứng cùng chiều với d.lnDI Tuy nhiên, phản ứng không đáng kể.
Hình 4.2 Đồ thị hàm phản ứng
- Cú sốc liên quan đến d.lnFDI xảy ra thì các biến d.lnDI và d.lnGDP gần như không có phản ứng gì với cú sốc này.
- Cú sốc liên quan đến biến nghiên cứu là d.lnGDP:
Khi xảy ra cú sốc liên quan đến d.lnGDP, d.lnFDI không có phản ứng ngay lập tức trong kỳ đầu tiên Thay vào đó, đến kỳ thứ 4 và kỳ thứ 7, d.lnFDI lại phản ứng ngược chiều với cú sốc của d.lnGDP.
+ Tương tư như vậy thì d.lnDI cũng có phản ứng như d.lnFDI Tuy nhiên, phản ứng của d.lnDI không có mức độ mạnh như d.lnFDI.
