Tác động của fdi đến phát triển kinh tế tỉnh quảng nam

ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG ĐẠI HỌC KINH TẾ ĐÀ NẴNG NGUYỄN TẤN VĂN TÁC ĐỘNG CỦA FDI ĐẾN PHÁT TRIỂN KINH TẾ TỈNH QUẢNG NAM LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ Đà Nẵng, năm 2023 ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG ĐẠI HỌC KINH TẾ ĐÀ NẴNG NGUYỄN TẤN VĂN TÁC ĐỘNG CỦA FDI ĐẾN PHÁT TRIỂN KINH TẾ TỈNH QUẢNG NAM LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ Chuyên ngành: Kinh tế phát triển Mã số: 9310105 NGƯỜI HƯỚNG DẪN: PGS.TS BÙI QUANG BÌNH TS NINH THỊ THU THỦY Đà Nẵng, năm 2023 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan đề tài luận án “Tác động FDI đến phát triển kinh tế tỉnh Quảng Nam” cơng trình nghiên cứu khoa học độc lập riêng với hướng dẫn PGS.TS Bùi Quang Bình TS Ninh Thị Thu Thủy Các thông tin, số liệu, kết nghiên cứu luận án tơi tự tìm hiểu trung thực Các tài liệu tham khảo trích dẫn luận án thích nguồn gốc rõ ràng, minh bạch Những kết nghiên cứu luận án chưa công bố cơng trình nghiên cứu khác NGHIÊN CỨU SINH Nguyễn Tấn Văn TÓM TẮT Luận án nghiên cứu tác động đầu tư trực tiếp nước đến phát triển kinh tế tỉnh Quảng Nam trình bày lý thuyết phát triển kinh tế, đầu tư trực tiếp nước ngồi; phân tích tác động đầu tư trực tiếp nước đến phát triển kinh tế địa bàn tỉnh Quảng Nam đề xuất số hàm ý sách nhằm phát triển khu vực FDI thúc đẩy phát triển kinh tế tỉnh Quảng Nam thời gian đến MỤC LỤC MỞ ĐẦU 1 Tính cấp thiết Mục tiêu nghiên cứu Đối tượng phạm vi nghiên cứu Phương pháp nghiên cứu Ý nghĩa khoa học luận án Nội dung 10 CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ LUẬN VỀ TÁC ĐỘNG CỦA ĐẦU TƯ TRỰC TIẾP NƯỚC NGOÀI ĐẾN PHÁT TRIỂN KINH TẾ 11 1.1 CÁC VẤN ĐỀ CHUNG VỀ PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ ĐẦU TƯ TRỰC TIẾP NƯỚC NGOÀI 11 1.1.1 Vấn đề chung FDI 11 1.1.2 Nội hàm phát triển kinh tế 18 1.2 CÁC LÝ THUYẾT LIÊN QUAN TÁC ĐỘNG CỦA FDI ĐẾN PHÁT TRIỂN KINH TẾ 37 1.2.1 Nhóm lý thuyết mơ hình tăng trưởng kinh tế 37 1.2.2 Lý thuyết cất cánh 39 1.2.3 Lý thuyết thay đổi cấu kinh tế 41 1.2.4 Lý thuyết phát triển theo trình độ cơng nghiệp hóa 42 1.2.5 Lý thuyết phát triển theo chiều sâu, chất lượng cao 43 1.3 TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TÁC ĐỘNG CỦA FDI ĐẾN PHÁT TRIỂN KINH TẾ 44 1.3.1 Các nghiên cứu tác động FDI đến gia tăng sản lượng qua kênh đầu tư 44 1.3.2 Các nghiên cứu tác động FDI đến cải thiện suất tổng hợp – TFP 50 1.3.3 Các nghiên cứu tác động FDI đến giảm nghèo 56 1.3.4 Khoảng trống nghiên cứu 61 KẾT LUẬN CHƯƠNG 63 CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 65 2.1 KHUNG LÝ THUYẾT VÀ QUY TRÌNH NGHIÊN CỨU 65 2.1.1 Khung lý thuyết 65 2.1.2 Quy trình nghiên cứu 66 2.2 CÁCH TIẾP CẬN NGHIÊN CỨU 67 2.3 PHƯƠNG PHÁP PHÂN TÍCH 68 2.3.1 Phương pháp phân tích định tính 68 2.3.2 Phương pháp phân tích định lượng 71 2.4 PHƯƠNG PHÁP THU THẬP SỐ LIỆU 74 2.4.1 Phương pháp thu thập số liệu sơ cấp 74 2.4.2 Phương pháp thu thập số liệu thứ cấp 75 KẾT LUẬN CHƯƠNG 77 CHƯƠNG THỰC TRẠNG PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ HOẠT ĐỘNG CỦA KHU VỰC FDI Ở TỈNH QUẢNG NAM 78 3.1 THỰC TRẠNG PHÁT TRIỂN KINH TẾ TỈNH QUẢNG NAM 78 3.1.1.Tăng trưởng chuyển dịch cấu kinh tế tỉnh Quảng Nam 78 3.1.2 Phân bổ sử dụng nguồn lực suất kinh tế tỉnh Quảng Nam 86 3.1.3 Công xã hội giảm nghèo 94 3.2 THỰC TRẠNG HOẠT ĐỘNG CỦA KHU VỰC FDI Ở TỈNH QUẢNG NAM 99 3.2.1 Thu hút FDI tỉnh Quảng Nam 99 3.2.2 Phân bố FDI tỉnh Quảng Nam 102 3.2.3 Tình hình kinh doanh doanh nghiệp FDI 105 3.2.4 Đóng góp FDI 106 KẾT LUẬN CHƯƠNG 108 CHƯƠNG KẾT QUẢ TÁC ĐỘNG CỦA FDI ĐẾN PHÁT TRIỂN KINH TẾ TỈNH QUẢNG NAM 111 4.1 TÁC ĐỘNG CỦA ĐẦU TƯ TRỰC TIẾP NƯỚC NGOÀI ĐẾN GIA TĂNG SẢN LƯỢNG 111 4.1.1 Mô hình phương pháp ước lượng 111 4.1.2 Số liệu biến 112 4.1.3 Kết ước lượng bàn luận 114 4.1.4 Kết đánh giá chuyên gia 115 4.2 TÁC ĐỘNG CỦA FDI ĐẾN CẢI THIỆN NĂNG SUẤT TỔNG HỢP TFP 116 4.2.1 Tình hình suất tổng hợp tỉnh Quảng Nam 116 4.2.2 Mơ hình phương pháp ước lượng 118 4.2.3 Số liệu biến 119 4.2.4 Kết ước lượng bàn luận 121 4.2.5 Kết đánh giá chuyên gia 123 4.3 TÁC ĐỘNG CỦA FDI ĐẾN GIẢM NGHÈO 125 4.3.1 Tình hình bất bình đẳng nghèo tỉnh Quảng Nam 125 4.3.2 Mơ hình phương pháp ước lượng 126 4.3.3 Số liệu biến 127 4.3.4 Kết ước lượng bàn luận 129 4.3.5 Kết đánh giá chuyên gia 131 KẾT LUẬN CHƯƠNG 134 CHƯƠNG MỘT SỐ HÀM Ý CHÍNH SÁCH DỰA TRÊN KẾT QUẢ CỦA LUẬN ÁN 137 5.1 HÀM Ý VỀ ĐỊNH HƯỚNG PHÁT TRIỂN KINH TẾ 137 5.1.1 Điều chỉnh cách thức tạo tăng trưởng kinh tế 137 5.1.2 Điều chỉnh cấu kinh tế phù hợp tạo động lực phát triển 138 5.1.3 Hồn thiện chế sách 139 5.2 HÀM Ý CHÍNH SÁCH PHÁT HUY ẢNH HƯỞNG CỦA FDI ĐẾN GIA TĂNG SẢN LƯỢNG 140 5.3 HÀM Ý CHÍNH SÁCH PHÁT HUY ẢNH HƯỞNG CỦA FDI ĐẾN CẢI THIỆN NĂNG SUẤT TỔNG HỢP - TFP 142 5.4 HÀM Ý CHÍNH SÁCH PHÁT HUY ẢNH HƯỞNG CỦA FDI ĐẾN GIẢM NGHÈO 144 KẾT LUẬN CHƯƠNG 146 KẾT LUẬN 147 Hoàn thành thực mục tiêu thứ hình thành khung lý thuyết phương pháp đánh giá tác động 147 Hoàn thành thực mục tiêu thứ hai phát đánh giá thực trạng phát triển kinh tế hoạt động khu vực FDI tỉnh Quảng Nam 148 Hoàn thành thực mục tiêu thứ ba phát tác động FDI đến phát triển kinh tế tỉnh Quảng Nam 149 Hoàn thành thực mục tiêu thứ tư rút hàm ý sách 150 Những hạn chế hướng nghiên cứu 154 Mặc dù đề tài luận án thực với nỗ lực lớn thân Tuy nhiên, chủ đề luận án nghiên cứu rộng, nên tránh khỏi hạn chế: 154 TÀI LIỆU THAM KHẢO 156 Phụ lục 165 Phụ lục 168 Phụ lục 179 Phụ lục 189 DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT DN Doanh nghiệp WB Ngân hàng Thế giới ( World Bank) APEC Diễn đàn Hợp tác Kinh tế châu Á – Thái Bình Dương (AsiaPacific Economic Cooperation) ASEAN Hiệp hội Quốc gia Đông Nam Á (Association of South East Asian Nations) UNCTAD Hội nghị Liên hợp quốc Thương mại Phát triển (United Nations Conference on Trade and Development) IMF Quỹ Tiền tệ Quốc tế (International Monetary Fund) OECD Tổ chức Hợp tác Phát triển Kinh tế (Organization for Economic Cooperation and Development) EUROZONE Khu vực đồng Euro INCOTERMS Các điều khoản thương mại quốc tế (International Commercial Terms) TNCs Tập đoàn đa quốc gia (Transnational Corporation) OLS Phương pháp bình phương nhỏ thông thường (Ordinary least square) R&D Hoạt động nghiên cứu phát triển (Research & Development) HDI Chỉ số phát triển người (Human Development Index) I Đầu tư (Investment) ICOR Hệ số gia tăng vốn sản lượng (Incremental capitaloutput ratio) I/O Bảng I/O (Input/Output) K Vốn sản xuất (Capital stock) 176 Tác giả Mục tiêu, liệu Mơ hình phương pháp nghiên biến số cứu nghèo đói tác pháp OLS động vốn người 85 nước phát triển thời kỳ 1980 – 2005 Ahmad Walid Afzali Nghiên cứu tác động (2010) FDI đến nghèo đói tác động vốn người 85 nước phát triển thời kỳ 1980 – 2005 Nathapornpan Piyaareekul Uttama (2015) Xem xét tác động đầu tư trực tiếp nước (FDI) đến giảm nghèo Hiệp hội quốc gia Đông Nam Á (ASEAN) tập trung vào chứng thực nghiệm định lượng không gian có sẵn khu vực ASEAN Nghiên cứu sử dụng mơ hình khơng gian xây dựng ước tính mơ hình liệu bảng khơng gian Dữ liệu cấp quốc gia cho ASEAN-6 giai đoạn 1995 – 2011 MT Magombeyi, NM Odhiambo (2018) Nghiên cứu tác động trực tiếp dòng vốn đầu tư trực tiếp nước (FDI) việc giảm nghèo Nam Phi từ năm 1980 đến năm 2014 Sử dụng phương pháp tiếp cận phân phối độ trễ tự hồi quy (ARDL) Kết nghiên cứu nghèo đói thơng qua tác động tăng trưởng vấn đề khác; FDI tác động mạnh mối quan hệ thu nhập bình qn đầu người nghèo đói Điều hàm ý rằng, bất bình đẳng thu nhập không gia tăng, tăng trưởng thu nhập làm giảm nghèo đói Tác động khơng lớn FDI làm giảm nghèo đói thơng qua tác động tăng trưởng vấn đề khác Tác động mạnh mối quan hệ thu nhập bình quân đầu người nghèo đói Mối quan hệ tích cực có ý nghĩa dòng vốn FDI giảm nghèo ASEAN khía cạnh cá nhân khơng gian Tuy nhiên, mối quan hệ có khác biệt đáng kể yếu tố khác giảm nghèo ASEAN Nghiên cứu kết luận FDI có lợi cho việc xóa đói giảm nghèo FDI có tác động tích cực đến giảm nghèo dài hạn tác động tiêu cực đến giảm nghèo ngắn hạn Tuy nhiên, giảm nghèo tính chi tiêu tiêu dùng 177 Tác giả Mehmed Ganić (2019) Mục tiêu, liệu phương pháp nghiên cứu Mơ hình biến số Xem xét tác động FDI đến giảm nghèo bối cảnh mười hai quốc gia chuyển đổi hậu chuyển đổi châu Âu từ năm 2000 đến năm 2015 Kết nghiên cứu hộ gia đình tuổi thọ, nghiên cứu khơng tìm thấy mối quan hệ đáng kể FDI giảm nghèo Nam Phi - phân tích thực ngắn hạn hay dài hạn Nghiên cứu cho thấy mối quan hệ FDI giảm nghèo khác hai khu vực (khu vực Tây Balkan khu vực Trung Âu) FDI tác động đến giảm nghèo nước nghèo (khu vực Tây Balkan) mạnh nước giàu (khu vực Trung Âu) Các nghiên cứu nước Trần Trọng Hùng (2002) Nguyễn Thị Phương Hoa (2002) Cung cấp chứng thực nghiệm tác động FDI hai cách trực tiếp gián tiếp vào việc giảm nghèo tỉnh, thành phố khảo sát Việt Nam giai đoạn từ năm 1993 đến năm 2002 Phân tích tác động FDI đến giảm nghèo Việt Nam năm 1990 thông qua tác động trực tiếp gián tiếp Tác động tích cực quan trọng nguồn vốn FDI vào xóa đói giảm nghèo Tác động trực tiếp FDI thông qua việc tạo việc làm Tác động gián tiếp FDI hoạt động thông qua ảnh hưởng FDI tăng trưởng kinh tế thông qua đóng góp FDI cho ngân sách địa phương Tác động trực tiếp FDI nghèo đói bị 178 Tác giả Hồ Đình Bảo nhóm tác giả (2020) Mục tiêu, liệu phương pháp nghiên cứu Nghiên cứu tác động FDI đến giảm nghèo bất bình đẳng cấp độ địa phương sừ dụng số liệu 63 tình thành Việt Nam từ 2010-2018 Mơ hình biến số Kết nghiên cứu ảnh hưởng thơng qua sách tiếp tục thúc đẩy FDI vào ngành công nghiệp công nghệ cao ngành công nghiệp thâm dụng lao động Phương pháp FDI có tác động tích hồi quy liệu cực làm giảm khoảng bảng với tác cách nghèo tỉnh động cố định 179 Phụ lục Cho phần 4.1 dfuller gf, lags (0) trend Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Number of obs Test Statistic 1% Critical Value -6.137 -4.117 = 65 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -3.485 -3.171 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 dfuller lny , lags (0) trend Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Number of obs Test Statistic 1% Critical Value -3.483 -4.117 = 65 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -3.485 -3.171 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0412 dfuller gk, lags (0) trend Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Number of obs Test Statistic 1% Critical Value -6.058 -4.117 = 65 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -3.485 -3.171 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 dfuller glab , lags (0) trend Dickey-Fuller test for unit root Test Statistic Z(t) Number of obs = 65 Interpolated Dickey-Fuller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value -5.714 -4.117 -3.485 -3.171 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 dfuller gdom , lags (0) trend Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Number of obs Test Statistic 1% Critical Value -6.058 -4.117 = 65 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -3.485 -3.171 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 dfuller gh , lags (0) trend Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Number of obs Test Statistic 1% Critical Value -9.335 -4.117 = 65 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 -3.485 -3.171 180 reg gy gf gdom glab gh Source SS df MS Model Residual 52.3306645 12.6646519 61 13.0826661 207617245 Total 64.9953165 65 999927946 gy Coef gf gdom glab gh _cons 3129834 3520971 8490297 3836486 3422352 Std Err .1142763 0610039 18598 2006782 6889032 t 2.74 5.77 4.57 1.91 0.50 Number of obs F(4, 61) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| = = = = = = 66 63.01 0.0000 0.8051 0.7924 45565 [95% Conf Interval] 0.008 0.000 0.000 0.061 0.621 0844738 2301122 4771397 -.0176322 -1.035312 5414931 4740819 1.22092 7849294 1.719782 xtreg gy gf gdom glab gh Random-effects GLS regression Group variable: group Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.8976 between = 0.4770 overall = 0.7875 corr(u_i, X) Coef gf gdom glab gh _cons 286128 4658601 4703871 3763817 -.313114 sigma_u sigma_e rho 29766201 29584372 5030636 66 = avg = max = 11 11.0 11 = = 472.52 0.0000 Wald chi2(4) Prob > chi2 = (assumed) gy = = Std Err .1055696 0654476 2568319 2013055 6946217 z 2.71 7.12 1.83 1.87 -0.45 P>|z| 0.007 0.000 0.067 0.062 0.652 [95% Conf Interval] 0792155 3375851 -.0329942 -.0181699 -1.674548 4930406 594135 9737684 7709333 1.04832 (fraction of variance due to u_i) hausman fixed random Coefficients (b) (B) fixed random gf gdom glab gh 2707012 5187516 2266395 4337724 286128 4658601 4703871 3763817 (b-B) Difference -.0154268 0528915 -.2437476 0573907 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0238462 0300976 1620767 0784408 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 2.23 Prob>chi2 = 0.6940 (V_b-V_B is not positive definite) 181 xtivreg gy gdom glab gh (gf = lny ddci) G2SLS random-effects IV regression Group variable: group Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.8967 between = 0.4880 overall = 0.7885 corr(u_i, X) Coef gf gdom glab gh _cons 3520713 4541151 4682877 3085629 -.594301 sigma_u sigma_e rho 29766172 29584691 50305773 Instrumented: Instruments: 66 = avg = max = 11 11.0 11 = = 468.55 0.0000 Wald chi2(4) Prob > chi2 = (assumed) gy = = Std Err .1398969 0676445 2576679 2227552 7984375 z 2.52 6.71 1.82 1.39 -0.74 P>|z| 0.012 0.000 0.069 0.166 0.457 [95% Conf Interval] 0778785 3215342 -.0367322 -.1280293 -2.15921 6262642 5866959 9733076 7451552 9706078 (fraction of variance due to u_i) gf gdom glab gh lny ddci reg3 (gy = gf gdom glab gh) (gf = lny ddci) Three-stage least-squares regression Equation gy gf Obs Parms RMSE "R-sq" chi2 P 66 66 4770998 5641843 0.7689 0.3363 299.35 42.24 0.0000 0.0000 Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] gy gf gdom glab gh _cons 6060274 3008181 8028429 5249587 -1.382538 2984861 0817275 2027126 2638487 1.316858 2.03 3.68 3.96 1.99 -1.05 0.042 0.000 0.000 0.047 0.294 0210054 1406352 4055335 0078247 -3.963533 1.19105 4610009 1.200152 1.042093 1.198456 lny ddci _cons -.0582533 3.947533 -232.4586 1967755 6475825 38.72339 -0.30 6.10 -6.00 0.767 0.000 0.000 -.4439261 2.678295 -308.3551 3274196 5.216772 -156.5622 gf Endogenous variables: Exogenous variables: gy gf gdom glab gh lny ddci 182 Cho phần 4.2 gf, lags (0) trend Dickey-Fuller dfuller test for unit root Test Statistic Z(t) 1% -6.137 -4.117 MacKinnon approximate p-value lngg (0) dfuller Dickey-Fuller , lags test for for -3.483 gk, lags (0) trend Dickey-Fuller test for unit p-value for 1% -6.058 approximate p-value glab (0) , lags test for for 1% -5.714 p-value gdom (0) , lags test for for Z(t) gh dfuller , Dickey-Fuller lags test 1% (0) for Z(t) gex dfuller Dickey-Fuller , lags test 1% (0) for 1% -2.529 p-value gtfp (0) , lags test for Z(t) for of obs = -3.485 65 Critical Value -3.171 Number of obs = Interpolated Dickey-Fuller Critical 5% Critical 10% Value Value Z(t) = -3.485 65 Critical Value -3.171 0.0000 Number of obs = Interpolated Dickey-Fuller Critical 5% Critical 10% Value Value Z(t) = -3.485 65 Critical Value -3.171 0.0000 Number of obs = Interpolated Dickey-Fuller Critical 5% Critical 10% Value Value Z(t) = -3.485 65 Critical Value -3.171 0.0000 Number of obs = Interpolated Dickey-Fuller Critical 5% Critical 10% Value Value Z(t) = -3.485 65 Critical Value -3.171 0.3136 root 1% -6.065 approximate -3.171 trend unit Test Statistic MacKinnon Critical Value 0.0000 -4.117 approximate dfuller = root MacKinnon Dickey-Fuller Z(t) 65 trend unit Test Statistic Z(t) = -3.485 Number -4.117 p-value for obs Interpolated Dickey-Fuller Critical 5% Critical 10% Value Value root -9.335 approximate of trend unit Test Statistic MacKinnon -3.171 0.0412 -4.117 p-value for = root -6.058 approximate Critical Value trend unit Test Statistic MacKinnon Z(t) -4.117 approximate dfuller Number root MacKinnon Dickey-Fuller -3.485 65 trend unit Test Statistic Z(t) = Interpolated Dickey-Fuller Critical 5% Critical 10% Value Value -4.117 MacKinnon dfuller obs 0.0000 root Test Statistic Dickey-Fuller = -4.117 approximate Z(t) Z(t) root 1% MacKinnon dfuller of trend unit Test Statistic Z(t) Number Interpolated Dickey-Fuller Critical 5% Critical 10% Value Value p-value Number -4.117 for of obs = Interpolated Dickey-Fuller Critical 5% Critical 10% Value Value Z(t) = 0.0000 -3.485 65 Critical Value -3.171 183 reg gtfp gf lngg gex gy Source SS df MS Model Residual 76240127 079243224 61 190600317 001299069 Total 841644493 65 012948377 gtfp Coef gf lngg gex gy _cons 0363173 1228677 0374397 0133697 2785567 Std Err .0100306 0135098 003128 0077157 1280773 t 3.62 9.09 11.97 1.73 2.17 vif Variable VIF 1/VIF gy gf gex lngg 2.98 2.45 1.51 1.23 0.335738 0.407930 0.663707 0.813885 Mean VIF 2.04 dwstat Durbin-Watson d-statistic( 5, 66) = 1.325253 Number of obs F(4, 61) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.001 0.000 0.000 0.088 0.034 = = = = = = 66 146.72 0.0000 0.9058 0.8997 03604 [95% Conf Interval] 01626 0958533 0311848 -.0020588 0224504 0563747 1498822 0436946 0287981 5346631 184 xtreg gtfp gf lngg gex gy Random-effects GLS regression Group variable: group Number Number R-sq: within between overall Obs corr(u_i, = = = X) = Coef .0831341 042074 0420559 0114762 7415947 sigma_u sigma_e rho 00996393 01250395 38837536 est xtreg store Std Err gf lngg gex Fixed-effects (within) Group variable: group R-sq: within between overall (fraction gy, = 15750987 01250395 99373746 (fraction u_i=0: 56) hausman all Std F(5, Err = t fixed = Ho: difference = = Prob>chi2 = (V_b-V_B is gtfp lngg gex gy random-effects IV variable: group R-sq: within between overall corr(u_i, obs groups of [95% 0.000 0.445 0.066 0.102 0.000 variance = = 66 = = = 11 11.0 11 = = 316.37 0.0000 group: Conf .076446 -.0094181 -.0814527 -.0379614 1.334495 due to Interval] 1004601 021169 0026469 0035101 2.39848 u_i) 90.17 Prob X) > F = 0.0000 = consistent under Ho and under Ha, efficient under in coefficients not 0203606 008336 Ha; Ho; obtained obtained (gf =gh ddci) Number Number of of per obs groups Coef gf lngg gex gy _cons 0951472 0363053 0439219 0181565 6347755 sigma_u sigma_e rho 00988252 01319551 35934272 gf lngg Wald Prob (assumed) gex Std Err z 0183369 0166177 0055811 0109433 1918663 (fraction gy gh ddci 5.19 2.18 7.87 1.66 3.31 of chi2(4) > chi2 P>|z| [95% 0.000 0.029 0.000 0.097 0.001 variance due 66 = = = 11 11.0 11 = = 408.58 0.0000 Conf .0592075 0037352 0329831 -.0032919 2587245 to = = group: avg max xtreg xtreg systematic 0.9356 0.7699 0.8100 = from from (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) 1.67 0.7962 not positive definite) Obs = = = sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .005319 -.0361986 -.0814588 -.0287019 regression gtfp Instrumented: Instruments: (b-B) Difference 0831341 042074 0420559 0114762 b inconsistent chi2(4) xtivreg 0996212 0664289 0520617 0235036 1.034913 random 0884531 0058754 -.0394029 -.0172257 B G2SLS Group Interval] fixed gf lngg gex gy per P>|t| 14.76 0.77 -1.88 -1.66 7.03 Coefficients (b) (B) fixed random Test: of of F(4,56) Prob > F -0.6246 sigma_u sigma_e rho 501.19 0.0000 Conf avg max 0059938 0076344 0209909 0103511 2655659 store = = u_i) 0.9576 0.2506 0.0009 Coef est to Number Number 0884531 0058754 -.0394029 -.0172257 1.866487 11 11.0 11 066647 0177192 03205 -.0005512 448276 due Obs = = = Xb) that [95% 0.000 0.001 0.000 0.061 0.000 variance = = = fe gf lngg gex gy _cons test of chi2(4) > chi2 P>|z| 9.88 3.39 8.24 1.87 4.96 regression gtfp F z 008412 0124262 0051051 0061365 1496551 66 random gtfp corr(u_i, Wald Prob (assumed) = = group: avg max gf lngg gex gy _cons per obs groups 0.9271 0.8016 0.8316 gtfp of of u_i) Interval] 1310869 0688754 0548608 0396049 1.010826 185 RE GLS regression with AR(1) disturbances Group variable: group Number of obs Number of groups = = 66 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 11.0 11 within = 0.9141 between = 0.8327 overall = 0.8509 corr(u_i, Xb) Wald chi2(5) Prob > chi2 = (assumed) gtfp Coef gf lngg gex gy _cons 0775549 0535535 0408913 0080872 7031123 rho_ar sigma_u sigma_e rho_fov theta -.12428121 01491799 02842485 21595582 54130116 Std Err .0094104 013731 0048782 006888 1688715 z 8.24 3.90 8.38 1.17 4.16 = = 457.15 0.0000 P>|z| [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.000 0.240 0.000 0591108 0266412 0313302 -.005413 3721302 (estimated autocorrelation coefficient) (fraction of variance due to u_i) modified Bhargava et al Durbin-Watson = 2.2453909 Baltagi-Wu LBI = 2.3639414 xtserial gtfp gf lngg gex gy Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 5) = 0.212 Prob > F = 0.6643 0959989 0804657 0504525 0215873 1.034094 186 Cho phần 4.3 dfuller gpoverty, lags (0) trend Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Number of obs Test Statistic 1% Critical Value -7.315 -4.117 = 65 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -3.485 -3.171 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 dfuller lnggt1, lags (0) trend Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Number of obs Test Statistic 1% Critical Value -7.937 -4.117 = 65 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -3.485 -3.171 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 dfuller gurban, lags (0) trend Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Number of obs Test Statistic 1% Critical Value -6.890 -4.117 = 65 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -3.485 -3.171 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 dfuller gh , lags (0) trend Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Number of obs Test Statistic 1% Critical Value -9.335 -4.117 = 65 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 -3.485 -3.171 187 xtreg gpoverty gf lnyt1 gh gurban Random-effects GLS regression Group variable: group Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.9519 between = 0.9675 overall = 0.9549 corr(u_i, X) = = 66 = avg = max = 11 11.0 11 = = 1220.29 0.0000 Wald chi2(4) Prob > chi2 = (assumed) gpoverty Coef Std Err z gf lnyt1 gh gurban _cons -.2625443 -.3921153 -.118801 4601682 6.121299 0425309 058639 0471065 1516934 37801 sigma_u sigma_e rho 06214032 08197746 36491399 (fraction of variance due to u_i) -6.17 -6.69 -2.52 3.03 16.19 P>|z| 0.000 0.000 0.012 0.002 0.000 [95% Conf Interval] -.3459033 -.5070457 -.2111281 1628545 5.380413 -.1791854 -.2771849 -.0264738 7574819 6.862185 xtivreg gpoverty lnyt1 gh gurban (gf = lny ddci) G2SLS random-effects IV regression Group variable: group Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.9515 between = 0.9694 overall = 0.9547 corr(u_i, X) gpoverty Coef gf lnyt1 gh gurban _cons -.2312512 -.4265511 -.129828 5049648 6.245243 0783426 0932285 0526699 1790323 4602373 sigma_u sigma_e rho 06213942 08198494 36486504 (fraction of variance due to u_i) Instrumented: Instruments: gf lnyt1 gh gurban lny ddci 66 = avg = max = 11 11.0 11 = = 1180.50 0.0000 Wald chi2(4) Prob > chi2 = (assumed) Std Err = = z -2.95 -4.58 -2.46 2.82 13.57 P>|z| 0.003 0.000 0.014 0.005 0.000 [95% Conf Interval] -.3847999 -.6092757 -.2330591 1540679 5.343195 -.0777024 -.2438266 -.0265969 8558618 7.147292 188 reg3(gpoverty = gf lnyt1 gh gurban) (gf = ddci lny) Three-stage least-squares regression Equation Obs Parms RMSE "R-sq" chi2 P gpoverty gf 66 66 0821755 5588951 0.9542 0.3487 1257.24 35.78 0.0000 0.0000 P>|z| [95% Conf Interval] Coef Std Err z gpoverty gf lnyt1 gh gurban _cons -.2303752 -.4112637 -.1280671 5258349 6.076443 0889276 1242607 037466 2264979 6207498 -2.59 -3.31 -3.42 2.32 9.79 0.010 0.001 0.001 0.020 0.000 -.40467 -.6548101 -.2014991 0819071 4.859796 -.0560804 -.1677172 -.0546351 9697627 7.29309 ddci lny _cons 3.394761 1444908 -200.8821 6938061 2169474 41.25313 4.89 0.67 -4.87 0.000 0.505 0.000 2.034926 -.2807183 -281.7367 4.754596 5696999 -120.0274 gf Endogenous variables: Exogenous variables: gpoverty gf lnyt1 gh gurban ddci lny 189 Phụ lục Phương pháp phân tích tác động phân bổ lao động theo ngành đến NSLĐ - SSA: Nếu gọi mức NSLĐ trung bình tỉnh năm NSLĐ suất lao động, tính tỷ số Tổng sản phẩm quốc nội tạo địa bàn tỉnh - gọi , tổng số lao động có việc làm địa bàn năm - gọi tắt Mức NSLĐ trung bình tỉnh Với = / = NSLĐ ngành i (i = 1, n) tổng số lao động có việc làm / lao động làm việc ngành i, tỷ trọng lao động làm việc ngành i , = / Giả sử số lao động di chuyển khỏi ngành không làm ảnh hưởng đến đầu ngành, từ mức NSLĐ trung bình tỉnh tổng mức NSLĐ ngành, tính sau: =∑ = =∑ ( ) (5) Từ công thức dễ dàng tính chênh lệch mức NSLĐ hai thời điểm nghiên cứu t=0 t=T sau: − Gọi =∑ = ( ∗ )+∑ ( ∗ ) (6) tốc độ tăng NSLĐ trung bình tỉnh năm T so với năm sở (t=0), = xác định theo công thức (7) ∑ ∗ ∑ + ∑ ∗ ∑ (7) Tốc độ tăng NSLĐ Đóng góp nhờ tăng Đóng góp nhờ tác động trung bình NSLĐ n ngành chuyển dịch cấu Công thức (7) tiếp tục biến đổi để đo lường tác động 190 “tĩnh” (static shift effects) tác động “động” (dynamic shift effects) trình chuyển dịch cấu ngành địa bàn, thể phương trình sau: = (I) ∑ ∗ ∑ = (II) + ∑ ∗ ∑ + + ∑ ∗ ∑ (III) (8) + (IV) (I) : Tốc độ tăng NSLĐ trung bình tỉnh; (II) : Đóng góp nhờ tăng NSLĐ n ngành; (III): Đóng góp nhờ tác động chuyển dịch cấu - cấu phần tĩnh; (IV): Đóng góp nhờ tác động chuyển dịch cấu “động” - cấu phần động (III)+ (IV) : Đóng góp nhờ tác động chuyển dịch cấu Sự khác biệt công thức (8) so với (7) bóc tách cấu phần thứ hai cơng thức (7) “đóng góp nhờ tác động chuyển dịch cấu” thành hai cấu phần nhỏ: (i) đóng góp nhờ tác động chuyển dịch cấu di chuyển lao động từ ngành có mức suất thấp sang ngành có mức suất cao - gọi tác động chuyển dịch tĩnh; (ii) đóng góp nhờ tác động chuyển dịch cấu di chuyển lao động từ ngành có tốc độ tăng NSLĐ thấp sang ngành có tốc độ tăng suất cao – gọi tác động chuyển dịch động Như vậy, tổng tác động hai cấu phần đóng góp chuyển dịch cấu giải thích ... giá tác động FDI đến phát triển kinh tế sử dụng vào đánh giá tác động nguồn vốn đến phát triển kinh tế tỉnh Quảng Nam Mục tiêu cụ thể - Hình thành khung lý thuyết tác động FDI đến phát triển kinh. .. hệ FDI với phát triển kinh tế bền vững, chủ động hội nhập kinh tế quốc tế gắn với độc lập tự chủ kinh tế 1.1.2 Nội hàm phát triển kinh tế 1.1.2.1 Khái niệm phát triển kinh tế Phát triển kinh tế. .. THỰC TRẠNG PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ HOẠT ĐỘNG CỦA KHU VỰC FDI Ở TỈNH QUẢNG NAM 78 3.1 THỰC TRẠNG PHÁT TRIỂN KINH TẾ TỈNH QUẢNG NAM 78 3.1.1.Tăng trưởng chuyển dịch cấu kinh tế tỉnh Quảng Nam 78