Phân tích thực nghiệm mối liên hệ giữa tăng trưởng xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam

Mục tiêu của nghiên cứu này là kiểm chứng mối liên hệ giữa tăng trưởng xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế. Đồng thời, xem xét có tồn tại mối quan hệ hai chiều giữa xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam hay không. Kết quả nghiên cứu cho thấy, xuất khẩu giúp tăng vốn, tạo thêm việc làm và thúc đẩy tiến bộ công nghệ, từ đó thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Theo chiều ngược lại, tăng trưởng kinh tế nhanh làm tăng lợi thế cạnh tranh của Việt Nam trong giai đoạn 2000- 2017 trên thị trường quốc tế, qua đó thúc đẩy xuất khẩu. Điều này khẳng định chiến lược thúc đẩy tăng trưởng kinh tế hướng về hoạt động xuất khẩu của Việt Nam trong thời gian qua là hoàn toàn phù hợp. Trên cơ sở phân tích, bài viết đề xuất một số gợi ý nhằm phát huy mối quan hệ tích cực giữa xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam hướng tới tăng trưởng kinh tế bền vững.

Phân tích thực nghiệm mối liên hệ tăng trưởng xuất tăng trưởng kinh tế Việt Nam Nguyễn Minh Hải Bộ mơn Tốn Kinh tế, Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh Mục tiêu nghiên cứu kiểm chứng mối liên hệ tăng trưởng xuất tăng trưởng kinh tế Đồng thời, xem xét có tồn mối quan hệ hai chiều xuất tăng trưởng kinh tế Việt Nam hay không Kết nghiên cứu cho thấy, xuất giúp tăng vốn, tạo thêm việc làm thúc đẩy tiến cơng nghệ, từ thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Theo chiều ngược lại, tăng trưởng kinh tế nhanh làm tăng lợi cạnh tranh Việt Nam giai đoạn 2000- 2017 thị trường quốc tế, qua thúc đẩy xuất Điều khẳng định chiến lược thúc đẩy tăng trưởng kinh tế hướng hoạt động xuất Việt Nam thời gian qua hoàn toàn phù hợp Trên sở phân tích, viết đề xuất số gợi ý nhằm phát huy mối quan hệ tích cực xuất tăng trưởng kinh tế Việt Nam hướng tới tăng trưởng kinh tế bền vững Từ khoá: xuất khẩu, tăng trưởng kinh tế, Việt Nam Giới thiệu tăng trưởng kinh tế (TTKT) Việt Nam chủ đề quan trọng thu hút nhiều quan tâm nhà nghiên Mối liên hệ tăng trưởng xuất The experimental analysis of export growth and economic growth in Vietnam Abstract: The main objective of this study is to verify the between export growth and economic growth At the same time, consider whether there exists a two-way relationship between exports and economic growth in Vietnam Research results show that exports help increase capital, create more jobs and promote technological progress thereby boosting economic growth On the other hand, rapid economic growth increases Vietnam’s competitive advantage in the 2000-2017 period in the international market, thereby boosting exports This confirms that the strategy to promote economic growth towards export activities of Vietnam in the past is perfectly suitable Based on the analysis, the paper proposes a number of suggestions to promote the positive relationship between exports and economic growth in Vietnam towards a sustainable economic growth Keywords: export growth, economic growth, Vietnam Hai Minh Nguyen, PhD Email: minhhai.nguyen77@gmail.com Department of Mathematical Economics, Banking University of Ho Chi Minh City Ngày nhận: 10/04/2019 © Học viện Ngân hàng ISSN 1859 - 011X Ngày nhận sửa: 27/05/2019 Ngày duyệt đăng: 17/06/2019 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 210- Tháng 11 2019 Phân tích thực nghiệm mối liên hệ tăng trưởng xuất tăng trưởng kinh tế Việt Nam cứu TTKT nhanh, bền vững mục tiêu quốc gia phát triển Để đạt mục tiêu tăng trưởng xuất xác định then chốt giúp cải thiện yếu tố nguồn lực tạo thêm việc làm, bổ sung vốn tăng suất nhân tố tổng hợp, qua thúc đẩy TTKT Kinh nghiệm từ quốc gia thành công chiến lược thúc đẩy xuất hướng tới TTKT Hàn Quốc, Thái Lan cho thấy, chiến lược TTKT hướng hoạt động xuất góp phần đưa Hàn Quốc từ nước lạc hậu trở thành nước có kinh tế lớn giới, giúp Thái Lan đạt mức tăng trưởng cao liên tục nhiều năm trở thành điểm sáng châu Á Bên cạnh đó, có khơng quốc gia chưa thành cơng với chiến lược này, chẳng hạn Quốc gia Nam Á, Mỹ La Tinh làm nảy sinh nghi vấn chiều hướng tác động xuất tới tăng trưởng kinh tế Chính điều này, nhiều gây hồi nghi cho nhà hoạch định sách lựa chọn chiến lược thúc đẩy xuất TTKT Mặc dù nước có nhiều nghiên cứu mối quan hệ thực hiện, kết lại không quán mối quan hệ xuất TTKT nên khuyến nghị đưa dừng lại theo hướng hoàn thiện chế sách nhằm thúc đẩy xuất hàng hố phân tích tác động xuất đến TTKT Do vậy, việc đánh giá lại liệu hoạt động xuất có tác động tích cực đến TTKT TTKT hướng xuất có thật lựa chọn đắn Việt Nam hay không cần thiết Kết nghiên cứu kỳ vọng khoa học góp phần quan trọng cho việc định hướng sách tăng trưởng bền vững giai đoạn tới 2 Tổng quan nghiên cứu khung phân tích 2.1 Tổng quan nghiên cứu thực nghiệm Các nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ xuất TTKT đa dạng thể nhiều quan điểm khác tùy thuộc vào liệu, phương pháp nghiên cứu bối cảnh nghiên cứu mà nhà nghiên cứu có phát riêng Có thể phân chia nghiên cứu thực nghiệm thành hai nhóm riêng biệt: nhóm nghiên cứu sử dụng liệu đa quốc gia (Data Panel) nhóm nghiên cứu sử dụng chuỗi thời gian (Time Series) quốc gia riêng biệt Những nghiên cứu mối quan hệ xuất tới TTKT sử dụng liệu Data Panel đáng ý nghiên cứu Emery (1968), Kravis (1970), Tyler (1981) Nhóm sử dụng phương pháp tương quan hạng (Rank Correlation Method) để đo mức độ liên hệ hai biến xuất TTKT 55 quốc gia phát triển giai đoạn 1960- 1977 Các kiểm định cho thấy, có mối liên hệ tích cực biến tăng trưởng xuất Kết thực nghiệm với vốn, lao động, xuất có vai trò quan trọng TTKT nước Michalopoulos Jay (1973) sử dụng mơ hình hàm sản xuất tân cổ điển để nghiên cứu mối quan hệ xuất TTKT 39 nước phát triển thời kỳ 1960- 1973 với giả định mô hình tăng trưởng nhanh chóng khu vực xuất có hiệu ứng tốt lên TTKT chung bắt nguồn từ chun mơn hố gia tăng cạnh tranh đến mức nhằm khai thác lợi nhờ quy mô từ thị trường rộng lớn Dưới giác độ nhà sản Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 210- Tháng 11 2019 NGUYỄN MINH HẢI xuất, Michalopoulos Jay (1973) khẳng định sản lượng hàm đầu tư, việc làm xuất Các nghiên cứu thúc đẩy nghiên cứu Balassa (1985), Tyler (1981), Kavoussi (1984) sử dụng phương pháp tương tự cho mẫu khác Nhìn chung, kết nhóm sử dụng liệu đa quốc gia phần lớn ủng hộ tính quán nghiên cứu trước quan điểm xuất có vai trò quan trọng TTKT nước hướng xuất nước dành ưu tiên cho xuất thường đạt TTKT cao so với nước khác Tuy nhiên, hạn chế kết nhóm nghiên cứu chưa thể nét đặc trưng riêng quốc gia mặc định trình độ cơng nghệ quốc gia mơ hình giống khơng có tính khác biệt cấu trúc kinh tế nên điều tạo khơng hồi nghi Đơn giản, sử dụng hàm sản xuất để ước lượng cho nước khác nên kèm theo giả định cấu trúc kinh tế giống khơng kiểm sốt tính dị biệt nhiều quốc gia phát triển Do đó, kết thực nghiệm thường thiếu tính thực tế, thiếu tính thuyết phục không cung cấp thông tin hữu ích việc ban hành sách Khắc phục nhược điểm này, nghiên cứu với liệu chuỗi thời gian lại cho kết thực tế so với kết thu từ nghiên cứu liệu Panel Data Có thể kể đến nghiên cứu Hendrik Van Den Berg (1997) cho Mexico giai đoạn 19601991; Henriques ctg (1996), Awokuse (2003) cho Canada 1961- 2000; Keong ctg (2001) cho Malaixia giai đoạn 19592000; Krishan Klein (2008), Mishra (2011) nghiên cứu cho trường hợp Ấn Độ thời kỳ 1970- 2009 Tuy nhiên, tất nghiên cứu sử dụng chuỗi thời gian liệu chéo có chung nhận định việc xuất có tác động nhân tới tăng trưởng ngắn hạn lẫn dài hạn nguyên nhân quan trọng mối quan hệ tác động tích cực xuất lên suất tổng hợp (TFP) Bên cạnh đó, có khơng nghiên cứu khơng chứng minh có tồn mối quan hệ xuất TTKT, chí tác động tiêu cực xuất với TTKT Điển hình nghiên cứu Ahmad Kwan (1991), nghiên cứu sử dụng kiểm định Granger để kiểm tra mối quan hệ xuất với TTKT cho tập hợp 47 quốc gia phát triển Châu Phi giai đoạn 1981- 1987 Kết khẳng định, khơng có mối liên hệ xuất tới TTKT ngược lại Theo đó, nghiên cứu khác Dorado (1993), Marshal Jung (1995) cho thấy khơng có quan hệ nhân xuất TTKT Bồ Đào Nha cho giai đoạn 1953- 1980 Laszlo Konya (2006) nghiên cứu quốc gia thuộc Tổ chức Hợp tác Phát triển kinh tế (OECD) có phát tương tự trường hợp Úc, Hàn Quốc, Luxembourg, Thụy Sĩ, Anh Mỹ Kết từ nghiên cứu Christopoulos (2005) cho 22 nước phát triển châu Á châu Phi cho thấy sách thúc đẩy xuất chí tác động tiêu cực đến TTKT quốc gia chúng dẫn đến số lượng định ngành công nghiệp hướng xuất đầu tư mức khiến cho dài hạn, nước bị mắt kẹt việc sản xuất hàng hố mà lợi ích dần bị cạn kiệt Tóm lại, có kết khác nghiên cứu giới mối quan hệ xuất TTKT Các kết Số 210- Tháng 11 2019- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Phân tích thực nghiệm mối liên hệ tăng trưởng xuất tăng trưởng kinh tế Việt Nam khác biệt từ nghiên cứu giải thích theo nhiều cách khác nhau, không phụ thuộc vào yếu tố đặc thù quốc gia thời kỳ phát triển mà phụ thuộc vào cách tiếp cận lý thuyết mức độ xác liệu Ở Việt Nam, chủ đề quan trọng giúp đánh giá tương quan hai mục tiêu điều tiết vĩ mô Do vậy, để khám phá chất thực mối quan hệ xuất khẩu- tăng trưởng, cần nghiên cứu sâu tảng cấu trúc vi mô quốc gia Điều đòi hỏi phải có phân tách rạch ròi ảnh hưởng cấu hàng hoá xuất lên TTKT Nghiên cứu này, tập trung làm rõ tác động hoạt động xuất lên TTKT Việt Nam giai đoạn 2000- 2017 2.2 Lựa chọn biến thang đo Kế thừa nghiên cứu BahmaniOskooee ctg (1991), Sharma ctg (1991), Thuy (2014), biến phản ánh mối liên hệ xuất với TTKT xác định thông qua thước đo phổ biến như: Sản lượng (GDP), vốn (K), lao động (L), xuất (E) Vì vậy, việc sử dụng tốc độ tăng trưởng G_GDP đại diện cho tăng trưởng sản lượng GDP, tốc độ tăng lao động (G_L) đại diện cho lực lượng lao động (L), vốn vật chất (K) đo tỷ lệ đầu tư I/GDP xuất (E) đo tỷ trọng xuất khẩu/GDP cách lựa chọn thông thường, tính tốn dễ dàng dựa số liệu Tổng cục Thống kê Việt Nam Theo Tyler, W (1981), tỷ trọng xuất khẩu/ GDP (E) phân tích thành ba thành phần chính: E = E1 + E2 + E3 (1) Trong đó, E1- tỷ trọng hàng xuất thô sơ chế; E2- tỷ trọng xuất hàng chế biến thâm dụng lao động/ GDP; E3- tỷ trọng hàng xuất chế biến thâm dụng kỹ năng/ GDP Ngồi ra, chất lượng giỏ hàng hố xuất đánh giá ba tiêu chí: Mức độ chun mơn hố, mức độ đa dạng hóa xuất mức độ cạnh tranh thương mại quốc tế Theo Tyler, W (1981), để đánh giá mức độ chuyên môn hoá, biến HI xây dựng dựa số Herfindahl Lim Sabprowski (2011): n HI t = ∑ P 2it (2) (2) i =1 Trong đó, Pit tỷ trọng nhóm hàng hố tổng cấu hàng hoá, HI thuộc (0,1) Khi HI gần xuất hàng hố có mức chun mơn hóa cao, mức độ đa dạng hố thấp Để đánh giá mức độ đa dạng hoá xuất khẩu, biến TE xây dựng dựa vào số Theil Entropy Taylor Francis (2003) đề xuất đưa vào Trong nghiên cứu Tyler, W (1981) mức độ đa dạng hoá xuất chịu ảnh hưởng từ hai nhân tố: mức độ đa dạng theo chiều rộng (TW-theo nhóm ngành) mức độ đa dạng theo chiều sâu (TD- theo nội nhóm ngành) Do vậy, biến TE viết lại sau: TE = TW + TD (3) Theo Hiep.N.Q (2016), để đánh giá mức độ cạnh tranh thương mại quốc tế hàng hóa xuất Việt Nam biến tỷ giá hối đoái thực đa phương (REER) thêm vào Biến (REER ) tính dựa vào tổng kim ngạch xuất nhập Việt Nam với bạn hàng thương mại giới, tương ứng với 10 đối tác thương mại chủ yếu Việt Nam có tỷ Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 210- Tháng 11 2019 NGUYỄN MINH HẢI trọng kim ngạch xuất nhập lớn với Việt Nam lựa chọn gồm có: Đài Loan, Đức, Hàn Quốc, Mỹ, Nhật Bản, Pháp, Singapore, Thái Lan, Trung Quốc Úc, theo công thức sau: n REER = ∑ e i E ij j =1 i j CPI ij CPI i w j (4) (4) nghiệm mơ hình xây dựng dựa mơ hình hạch tốn nguồn lực TTKT dạng Cobb-Duglas mở rộng với tiến công nghệ theo trung lập Hicks, nội sinh lợi suất không đổi theo quy mơ: Yt = TFPt.Ktα.Ltβ (5) Trong đó, eij = E số tỷ giá danh j nghĩa ngoại tệ thứ j thời kỳ i so với kỳ gốc, Eji tỷ giá danh nghĩa đồng ngoại tệ thứ j rổ ngoại tệ thời kỳ i Ej0 tỷ giá danh nghĩa đồng ngoại tệ thứ j rổ ngoại tệ thời kỳ gốc; wj tỷ trọng thương mại nước có đồng tiền tham gia vào rổ ngoại tệ, tính cách lấy “Kim ngạch xuất đối tác j / Tổng kim ngạch xuất đối tác rổ ngoại tệ” CPIji số giá điều chỉnh đối tác j thời kỳ i CPIi số giá điều chỉnh Việt Nam thời kỳ i Chỉ số giá điều chỉnh số giá chuẩn hóa theo giá năm 1994 Trong đó, Yt đại điện cho tổng sản lượng kinh tế thời kỳ t; TFPt mức suất nhân tố tổng hợp; Kt, Lt mức tích luỹ vốn tích luỹ lao động; α, β số thuộc (0,1) đo lường mức đóng góp vốn lao động vào sản lượng Tổ hợp phương trình từ (1)- (4), ta có biến số đánh giá tác động xuất đến TTKT qua kênh truyền dẫn suất nhân tố tổng hợp (TFP) sau: (1) Tỷ trọng xuất khẩu/ GDP (E); (2) Tỷ trọng nhóm hàng xuất khẩu/ GDP (E1, E2, E3); (3) Mức độ chun mơn hóa (HI, TE, TW, TD); (4) Mức độ cạnh tranh thương mại (REER) TFPt = exp(logYt − α.logKt − β.logLt) (6) Theo khung phân tích, suất tổng hợp TFP viết lại hàm xuất nhân tố ngoại sinh khác (Ct), giả định khơng có tương quan với xuất khẩu: Phương pháp nghiên cứu 3.1 Mơ hình nghiên cứu Theo sở lý thuyết, kinh tế đạt tăng trưởng chủ yếu dựa vào nhân tố chính: vốn (K), lao động (L) suất nhân tố tổng hợp (TFP) Do đó, xuất phát điểm mơ hình hồi quy thực Mơ hình giả định xuất tăng trưởng giúp cải thiện yếu tố nguồn lực tạo thêm việc làm, bổ sung vốn cho kinh tế làm tăng suất nhân tố tổng hợp TFP qua thúc đẩy TTKT Do đó, yếu tố K, L, α, β đo lường trực tiếp, yếu tố suất TFP đo lường gián tiếp từ phương trình: TFPt = γ1 + γ2Et + γ3E1t + γ4E2t + γ5E3t + γ6Tt + γ7TDt + γ8TWt + γ9HIt + γ10REERt + ωt (7) Do biến mơ hình có tác động trễ, nên thay đổi xuất q khơng tác động đến tăng trưởng quý mà tác động đến tăng trưởng quý sau Để đánh giá tác động ngắn dài hạn mơ hình động đưa vào sử Số 210- Tháng 11 2019- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Phân tích thực nghiệm mối liên hệ tăng trưởng xuất tăng trưởng kinh tế Việt Nam Bảng Kỳ vọng dấu giả thuyết nghiên cứu định lượng Giả thuyết Nội dung giả thuyết H0 Kỳ vọng dấu Giả thuyết E có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế + Giả thuyết E1 có tác động tiêu cực cực đến tăng trưởng kinh tế - Giả thuyết E2 có tác động tiêu cực cực đến tăng trưởng kinh tế - Giả thuyết E3 có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế + Giả thuyết HI, TE có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế + Giả thuyết TD tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế + Giả thuyết TW có tác động đến tăng trưởng kinh tế + Giả thuyết REER có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế + Bảng Kết kiểm định tính dừng cho chuỗi liệu sau hiệu chỉnh Biến Giá trị ADF (độ trễ) Giá trị tới hạn (mức ý nghĩa 5%) Kết luận DGDP ADF(1) = - 4,6389 -3,4846 Chuỗi dừng DK ADF(2) = - 6,8574 -3,4718 Chuỗi dừng DE ADF(3) = - 6,745 -3,4098 Chuỗi dừng DE1 ADF(3) = - 5,724 -3,4044 Chuỗi dừng DE2 ADF(3) = - 6,776 -3,4050 Chuỗi dừng DE3 ADF(2) = - 6,3876 -3,4553 Chuỗi dừng DREER ADF(4) = - 5,6389 -3,5746 Chuỗi dừng DHI ADF(2) = - 14,857 -3,5791 Chuỗi dừng DTE ADF(4) = - 12, 745 -3,5754 Chuỗi dừng DTD ADF(2) = - 11,724 -3,5191 Chuỗi dừng DTW ADF(4) = - 5,6389 -3,5281 Chuỗi dừng Nguồn: Tính tốn tác giả từ phần mềm Eviews 8.0 dụng để ước lượng tác động này, với giả thuyết kèm Bảng 3.2 Quy trình nghiên cứu Nguồn liệu nghiên cứu: Để ước lượng mơ hình, số liệu GDP, vốn (K), lao động (L) thu thập từ Tổng cục Thống kê Việt Nam (GSO) theo tần suất quý, từ quý 1/2000 đến quý 4/2017, tổng cộng có 72 quan sát Với tần suất quý số liệu tốt thu thập Giá trị xuất nhập số liệu tiêu sử dụng để tính REER thu thập từ sở liệu Quỹ Tiền tệ quốc tế (IMF), IFS DOTS Ngoài ra, tham khảo thêm liệu từ Ngân hàng Thế giới (WB) Ngân hàng Phát triển Châu Á (ADB) Quy trình ước lượng thực nghiệm: Trước hết, cần tuyến tính hố mơ hình (5) theo log để ước lượng phương pháp OLS Kế tiếp, chuyển đổi chuỗi liệu dạng logarit làm cho chuỗi mượt hơn, đồng thời loại bỏ việc che dấu đặc tính khác liệu Tiếp đến, để loại bỏ yếu tố mùa vụ Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 210- Tháng 11 2019 NGUYỄN MINH HẢI k k k k k DGDP = α1 + ∑ α DGDP DGDP +α∑ α∑ (∆2 K DGDP L ∑ t −1 = t −1 ) +t − + Dα +α∑ ∆α chuỗi số liệu dùng phương pháp trung bình trượt (MA) sử dụng, cách giúp cho chuỗi liệu tốt phân tích dự báo Cuối cùng, kiểm định tính dừng tất chuỗi Các chuỗi liệu thực theo kiểm định ADF với độ trễ tối đa để AIC tự động lựa chọn độ trễ thích hợp Nếu biến khơng dừng tiếp tục biến đổi cách lấy sai phân bậc chuỗi hiệu chỉnh mùa vụ Kết kiểm định cho thấy sai phân bậc biến đặc trưng mơ hình dừng mức ý nghĩa 5% trung hoá/ đa dạng hoá đến = TTKT i = i 1= i i =i = Theo phân tích trên, mơ hình hồi quy đánh giá tác động xuất đến TTKT phân rã thành phương trình theo thành phần xuất tác động đến TTKT, cụ thể: i = i 1= i i =i = = k k kk k kk k kk k k k k k k k k k k k = + t∑ α+∑ +α)t −∑ DGDP +DGDP α(2E DGDP + α= (t∆ K∑ )∑ +α ∆ L +1∑ α D )α+1 ∑ α1 + HI α3)D D (1E + D ( REER αD6(α D∆4(K )HI )) t+ 2(DGDP −+ 3∑ −1α ∑ DGDP α −) ∑ 6D 5+ 71α D(GDP) =λ= +α λ 5D(GDP t −1 + 1∑ DGDP t−1 1= i 21 = i 1i = = i i= i i 1i i i =i = = = 1= 1= k k k k k k k k k k k D∑ ((EHI αKα6α D(DR )(DHI DGDP) = +∑ α α) + D+∑ ∆∑ +( REER L+7α α D2(DGDP E+)++∑ +(∑ )α λ3D(ΔK +α+1∑ λ45ΔL ∑) +α∑ tD 3+) −17D 4∆ ∑t −αλ1α55+D(E) 6D ( E ) + ∑ α D8( H t−1 i i 11= i i 1= i 1= i 1= i i = =i 1= = = i =i = k k k λ6D(TE) ++ ∑ α λ75D(REER) +6 D λ8(D2007 +α D( REER) + α D 20 D( E ) + ∑ α HI ) + ∑ =i =i =i (8.3) λ9E*D2007 + u3 Phương trình 4: Tác động mức độ k k k k tập trung hố/ đa dạngkhố nhóm DGDP = α1 + ∑ α DGDP DGDP + α∑ α∑ (∆2K DGDP α∑ L t −1 = t −1 ) + t∑ + Dα −1 + ∆α hàng nội nhóm hàng tới TTKT i 1= i 1= i i =i = = k k k k k k k k k k k DGDP = α = DGDP α= α (1t∆−(+1K ) +2α Dα (D∆4(K ∆)tHI ∑Dα(2EDGDP ∑ ∑ t1−1+ +α 2(DGDP 3)D 1α 3α −L +1 +DGDP α )α+1 +t −∑ α D+∑ HI α +D E+ α)t −∑ + D (DGDP REER + α)) ∑ ∑ ∑ i 17i 1∑i 16 D(GDP) = μ1 + ∑= μi 251D(GDP ) 1+ t−1i= i 1= = = = kk α D2(DGDP E+)++∑ DD ((EHI + α(α +∆76αD D8t(D (− DGDP = DGDP +((EREER K DGDP) = +∑ α αα) 3+ D (∆ ∆)L ∑tα−αμ1α155++6D(E) ∑ ∑αKα6αt −Dt51−71D)(DHI ∑)) ++α∑ 2) 34 D μ3D(ΔK +α+1∑ μ45ΔL + ∑ t−1 i i 11= i 1ii 11= ii 11 =i 1= = = = = i = i 1= ii 11 = = k k k k k k μ6D(TB) ++ ∑ α μ75D(TW) ++α∑ μ D(REER) α D( E ) + α 7α ( HI ))++∑ D D( E ) + ∑ D6(D REER α 8αD720 D (85HI ) + ∑∑ i 1= = i = i i =i =i = + μ9D2007 + μ10E*D2007 + u4 (8.4) Phương trình 1: Tác động xuất khẩu/ DGDP = α + α DGDP DGDP +α α 3∑ D(α∆2K DGDP α∑ α D(∆K t −1 ) + ∑ α ∆L ∑ t −1 = t −1 ) + t∑ + + ∆L GDP đến TTKT ∑ = Để −ý, giai đoạn 2000- 2017, cấu trúc kinh i 1= i 1= i i =i =i = k k k k ktế có k thay đổi k k Việt Nam k gia nhập k k k k k k DGDP = α + DGDP α DGDP = α + DGDP + α DGDP α = D α ( ∆ + K + α ) + α DGDP D α ( ∆ ∆ K L + ) + α α D ( ∆ ∆ L K ) + α 42007 ∆uL + α(8.1) ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ t −α t −1 REER t) t −1 ) + α +( HI α 3D∑ 1) + 2α3 D ()HI 4+t −α 1−1+D 2007 D( E2) + ∑ ) 5+ (1E α 73 D +4(α REER α 5D(GDP 6D D( 9E * D D+ DGDP= = α1 ++ ∑1 α α= )t −+ WTO (2007) Để so sánh sự2007 khác biệt của9 E * D 2007 + u1 2i = t−1 i= i 1= i 1i= i i i= i 1= 1= i = i 1= i i =i =i = = TTKT trước sau k k kk k k kk k k kk giai đoạn k k + α D ( E ) + + α α D D ( ( E HI ) + ) + α α D D ( HI ( E REER ) ) + + ) α α + α D D ( D ( REER HI 2007 ) + ) + + α α (LWTO D REER 2007 +α ) ++9 E uαbiến D2007 2007 (8.1)++αu91 E * D(8.1) 2007 + u = α + α DGDP + α D ( ∆ K ) + α ∆*2007 DGDP = α + α DGDP + α D ( ∆ K ) + α ∆ L ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ 5 6 7 8E 74D 1* 8D t −1 viên α3D(ΔKt−1) + ∑ α4ΔL thành thành ∑ ∑ t −1α D(E) t −1 t −1trở + 3+ i i 11= i 1i 1= =i 1= = = = 11 =ii 11 i 1= = i 1= i 1= i i 1ii = = Dummy D2007 đưa vào Hơn nữa, k k k k k k α6D(HI) ++ ∑ α75D(REER) để( HI đánh giá α85)D2007 D E )α+7 ∑ αsự +α 2007 + α 9xuất E * D 2007 + u1 (8.1) D( E ) + ∑ α+6+D∑ ( HI +(∑ D(α REER ) +)α+8∑ D 2007 +REER α Ebiệt *) D 2007 + uđộng (8.1) 6D D (khác Dtác i 1= i =i = i = i =i = tới TTKT hai giai đoạn trước + α9E*D2007 + u1 (8.1) sau biến tương tác D2007*E xem xét đến Do đó, hai biến D2007, k k k k k k Phương trình 2: Tác động xuất D2007*E bổ sung thêm vào DGDP = α1 + ∑ α 2DGDP DGDPt −= + α D ( ∆ K ) + α ∆ L α + α DGDP + α D ( ∆ K ) + α ∆L t −1 t −1 ∑∑4 1∑∑ ∑ t −1 nhóm hàng/ GDP đến= TTKT i = mơ ihình phân tích =i = i =i i 1= k k k k k k k k k k k k k k k k k k DGDP = α +DGDP DGDP α) +3 D∑ ()t∆−α )αREER α (∆ Lt −18)D+α L9 E )*+Dα2007 = +α(∑ +α∑ ∆+α D(αE2)DGDP +α∑ αt ∑ HI )4quả +)K +4 ∆αluận +u (8.1) ∑ tD + −+ 2α −∑ 1( 3D +1K+ ( HI Dα( REER 61D 7∑ ∑ ∑và2007 D( E 7thảo D 20071 + α E * D 2007 + u1 DGDP = β ++ ∑1 α β 5∑ DGDP + D Kết 2i = t−1 i 1= i 1= i 1= i i = = i 1= i = i = i 1= i =i = k kk kk k k k kk k k kk k DGDP = α1 + ∑DGDP α DGDP +D +HI α23DGDP ∆ ∑(DGDP αt −1α αα)23+DGDP L∆(D KREER + +)+∑ ∆*L 1+ −−1D 11 ) 4D E αK ααttD (+(E )∑ α(L∆ αDK(DtHI REER )3α+4D∆α(D 2007 2007 D 2007 (8.1)+ u += +D(∆= +)αα+ +∑αα ++αα E + α+ Eu * D 2007 ∑ ∑ ∑ t −1 ) +)∑ 4D −1( ) (8.1) Các ∑ phương trình ước lượng với 9độ1 trễ tối đa Theo phương pháp OLS, tham D ( E ) + α D ( HI ) + α D ( REER ) + α D 2007 + )α+)9 E *có 2007 ++uα1thống DGDP += α1 α α DGDP + α D ( ∆ K ) + α ∆ L ∑ ∑ ∑ α D ( E ) α D α ( HI D ( E ) ) α α D D ( REER ( HI α α8DD D 2007 ( REER )9 E * (8.1) Dkê 2007 2007 * (8.1) D 2007 + u1 (8.1) + + + + + +∑ +α +uα1 Eloại β+65D(E2) + β D(E3) + β D(HI) + không nghĩa +được ∑ t 6−1 85 ∑ 4∑ ∑t 1−1= ∑ số 7ý 8D 75 ∑ i 1∑ ∑ i 1= i i= = i= i i = = 1= 1 i i= i 1i =i = 1= bỏ dần Ngoài ra, độ trễ biến k k k β D(REER) + u (8.2) mỗi+mô phải+đủ đảm bảo sai + ∑ α95 D( E ) + ∑ α D2( HI ) + ∑ α D( REER ) + α D 2007 α Ehình * D 2007 u1 lớn để (8.1) =i =i =i số khơng có tự tương quan khơng có Phương trình 3: Tác động mức đô tập phương sai sai số thay đổi Kết ước β D(ΔK ) + ∑ β ΔL + ∑ ∑β D(E1) +∑∑ (8 56 7 98 t−1 ii 1= 5= i 1= = = = 1= 1= ii i11= i i 1i1= i i 1= i i 11= i 1i 1= = = k k k k k k k k k k k k Số 210- Tháng 11 2019- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Phân tích thực nghiệm mối liên hệ tăng trưởng xuất tăng trưởng kinh tế Việt Nam lượng mơ hình từ phần mềm Eviews 8.0 sau: Phương trình 1: DGDPt = −0,001┬(-0,8696) + 0,2753┬(2,5501) DGDPt−2 − 0,026┬(3,100) D(ΔKt-7) − 0,034┬(-4,178) D(ΔKt-8) + 0,011┬(3,483) D(Et-8) − 0,063┬(2,296) D(HIt-8) + 0,019┬(2,4068) D(REERt-1) + 0,020┬(2,533) D(REERt-2) + 0,024┬(3,033) D(REERt-3) + 0,019┬(2.185) D(REERt-4)+ û1 R2 = 0,689; p(ARCH) = 0,47; p(LM) = 0,75 Phương trình 2: DGDPt = −0,001┬(-2,445) + 0,183┬(1,788) DGDPt−2 − 0,013┬(3,7391) D(ΔE1t-1) + 0,097┬(6,272) D(ΔE2t-1) − 0,057┬(-3,314) D(E2t-6) − 0,081┬(-4,9844) D(E2t-7) + 0,122┬(2,617) D(E3t-3) − 0,073┬(-2,9469) D(HIt-8) + 0,023┬(3,2431) D(REERt-1) + 0,035┬(4,735) D(REERt-3) + û2 R2 = 0,646; p(ARCH) = 0,54; p(LM) = 0,68 Phương trình 3: DGDPt = −0,002┬(-0,366) + 0,198┬(1,913) DGDPt−2 − 0,022┬(2,678) D(ΔKt-7) − 0,04┬(-4,776) D(ΔKt-8) + 0,011┬(3,644) D(Et-8) − 0,009┬(1,984) D(TEt-3) + 0,012┬(2,053) D(TEt-8) + 0,025┬(3,084) D(REERt-1) + 0,02┬(2,4946) D(REERt-2) + 0,023┬(3,036) D(REERt-4)+ û3 R2 = 0,627; p(ARCH) = 0,47; p(LM) = 0,87 Phương trình 4: DGDPt = −0,000┬(-0,446) + 0,176┬(1,810) DGDPt−2 − 0,024┬(2,969) D(ΔKt-7) − 0,036┬(-4,988) D(ΔKt-8) − 0,021┬(-2,763) D(TWt-3) + 0,017┬(2,092) D(TWt-7) + 0,024┬(3,062) D(TWt-8) + 0,024┬(3,158) D(REERt-1) + 0,024┬(3,134) D(REERt-2) + 0,027┬(3,687) D(REERt-3) +0,019┬(2,428) D(REERt-4) + û4 R2 = 0,63; p(ARCH) = 0,34; p(LM) = 0,68 Ngoài ra, để kiểm chứng mối liên hệ dài hạn tăng trưởng xuất (E) TTKT (GDP) kiểm định nhân Granger sử dụng, cặp biến biểu đặc trưng xuất (E) thay vào mơ hình: M M N N M M NN GDPtt == +∑ iGDPtt−−11 + iEtt−−11++eett GDP aaa + ++ ∑αα αiiGDP ββiE t = t-1 + ∑ t GDP GDP ∑ = = = = 1 i i i i 11 β iiiEt-1 tt ii tt−−11 tt−−11 + ett = = = K K ii 11= LL ii 11 KK LL Ett = b+∑ γ iiGDPtt−−11 + ∑ λiiEtt−−11 + utt E = b + γ GDP + Ett−−11++eu tt (9) = = = = ii 11γ ii 11λ iGDP i tt−−11+ ∑ iiE Ettt= b + ∑ λ i t-1 i t-1 t = = = ii 11= ii 11 Trong đó, GDPt tốc độ TTKT, Et đại diện cho xuất thay biến thể đặc trưng xuất Kết kiểm định Granger cho cặp biến tăng trưởng- xuất cho Bảng Kết thu từ ước lượng hồi qui đa biến kiểm định nhân cặp biến cho thấy, biến số định đến biến động tăng trưởng bao gồm: TTKT, quy mô xuất khẩu, chất lượng cấu xuất khẩu, mức độ chun mơn hố, mức độ cạnh tranh thương mại quốc tế Đặc biệt, nghiên cứu khơng tìm thấy chứng cho thấy khác biệt tác động xuất hàng hoá tới TTKT trước sau Việt Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 210- Tháng 11 2019 NGUYỄN MINH HẢI Nam gia nhập WTO Giả thuyết H1: Xuất (E) có tác động tích cực đến TTKT Hệ số co giãn biến D(E) phương trình 0.011 cho biết điểm phần trăm tăng thêm tỷ trọng xuất khẩu/ GDP sau quý TTKT tăng 0,011 điểm phần trăm điều kiện nhân tố khác không đổi Điều cho thấy, xuất có tác động lên TFP, với hệ số tác động nhỏ độ trễ lớn Tín hiệu ủng hộ giả thuyết thúc đẩy xuất có ảnh hưởng tích cực đến trì TTKT dài hạn Hơn nữa, kết từ mơ hình Var cho thấy xuất TTKT có quan hệ nhân chiều Trước tiên, tăng cường xuất thúc đẩy tăng trưởng, đến lượt nó, tăng trưởng lại làm cho xuất gia tăng… Tiếp diễn trình này, thúc đẩy xuất không tác động ngắn hạn mà trì ảnh hưởng tích cực trung dài hạn Giả thuyết H2: Tăng xuất hàng hố thơ sơ chế (E1) tác động tiêu cực đến TTKT Từ phương trình 2, hệ số tác động biến DE1 mức trễ -0,013 cho biết tỷ trọng xuất hàng thô sơ chế tăng điểm phần trăm sau quý TTKT giảm 0,013 điểm phần trăm điều kiện nhân tố khác không đổi Điều hoàn toàn phù hợp với thực tiễn Việt Nam, việc tăng cường xuất tài nguyên thô kéo dài liên tục tạo hệ luỵ tác động xấu đến mơi trường, xã hội lợi ích tức thời đem lại từ việc xuất tài nguyên thô bù đắp ảnh hưởng tiêu cực dài hạn, dẫn đến tác động tiêu cực xuất thô sơ chế lên TFP Khẳng định cho thấy, TTKT tăng giảm tỷ trọng xuất thô sơ chế Giả thuyết H3: Tăng xuất hàng chế biến thâm dụng lao động (E2) tác động tiêu cực đến TTKT Từ kết ước lượng phương trình cho thấy, tỷ trọng xuất thâm dụng lao động (E2) có ảnh hưởng đến TTKT mức trễ 1, 6, với hệ số tương ứng là: 0,097, -0,057, - 0,081 Ban đầu, tăng tỷ trọng xuất hàng chế biến thâm dụng lao động có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế 0,097 phần trăm điểm Tác động tích cực bị triệt tiêu trở thành tiêu cực kể từ quý trở Như vậy, dài hạn, tỷ trọng xuất hàng chế biến thâm dụng tăng điểm phần trăm TTKT giảm 0,041 điểm phần trăm Giả thuyết H4: Tăng xuất hàng chế biến thâm dụng kỹ (E3) tác động tích cực đến TTKT Từ phương trình 2, ta thấy hệ số biến DE3 0,012 mức trễ Hàm ý rằng, tỷ trọng xuất hàng chế biến thâm dụng kỹ tăng phần trăm điểm TTKT trung bình tăng 0,122 điểm phần trăm Rõ ràng, nhân tố tác động đến TTKT mạnh Kiểm định nhân từ mơ hình Var cho thấy TTKT xuất hàng hoá thâm dụng kỹ (E3) có mối quan hệ nhân Kết hồn tồn phù hợp với lộ trình phát triển kinh tế nước giới Ban đầu, xuất hàng hoá lao động thâm dụng kỹ mang lại suất, giá trị gia tăng, thúc đẩy TTKT dài hạn TTKT kéo theo xu hướng chuyển dịch cấu hàng hoá xuất khẩu, tập trung xuất hàng thâm dụng kỹ theo hướng Số 210- Tháng 11 2019- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Phân tích thực nghiệm mối liên hệ tăng trưởng xuất tăng trưởng kinh tế Việt Nam đại, trọng nhiều đến kỹ thâm dụng, hàm lượng trí tuệ cao ảnh hưởng trì liên tục dài hạn Giả thuyết H5: Đa dạng hoá mặt hàng xuất có tác động tích cực đến TTKT Kết ước lượng tác động từ phương trình 1, cho thấy, chun mơn hố tăng lên (đa dạng hoá giảm đi) tác động tiêu cực đến TTKT mức trễ 8, đa dạng hố tăng thêm (chun mơn hố giảm đi) ảnh hưởng tích cực đến TTKT độ trễ Trong dài hạn, phương trình 1, 2, phản ánh đa dạng hố tăng thêm (chun mơn hố giảm đi) tác động tích cực đến TTKT Đối chiếu với quy luật thực nghiệm Viêt Nam, với lợi so sánh tĩnh tài nguyên, lao động giá rẻ nên việc tiếp tục chun mơn hố việc khai thác q mức tài ngun khơng thể bù đắp chi phí hệ tiêu cực môi trường, làm triệt hạ nguồn lực khác Trong đó, đa dạng hoá giúp ổn định thu nhập mở rộng phạm vi giá trị gia tăng hàng hoá xuất tạo tiền đề cần thiết cho trình tái tập trung vào mặt hàng có lợi so sánh động, so sánh bậc cao có sức lan toả đến tăng trưởng Giả thuyết H6: Đa dạng theo chiều rộng tác động tích cực đến TTKT Từ phương trình 4, mức độ đa dạng hóa nội nhóm hàng (chiều rộng) có tác động tiêu cực đến TTKT trễ 3, tích cực mức trễ 7, Tính dài hạn, đa dạng hố theo chiều rộng tác động tích cực (0,02 điểm phần trăm) Kết ủng hộ việc mở rộng mặt hàng xuất khẩu, kích thích ngành nghề mới, lĩnh vực sản xuất phát triển, đa dạng hóa phát triển thị trường 10 Giả thuyết H7: Đa dạng theo chiều sâu tác động đến TTKT Chưa có chứng khẳng định, đa dạng hoá theo chiều sâu tác động đến TTKT Điều cho thấy, trình đa dạng hoá theo chiều sâu Việt Nam chưa thực diễn nghĩa, chưa dịch chuyển tới công đoạn cao chuỗi giá trị toàn cầu, mà tập trung chủ yếu vào gia công chế biến đòi hỏi đầu tư lớn mà thặng dư đem lại thấp chuỗi giá trị Kiểm định nhân từ mơ hình Var 5, cho thấy, mức độ chun mơn hố có tác động đến nhân tới TTKT chưa thấy chứng tác động ngược lại Bởi vì, sách chiến lược xuất chưa thật phát huy hiệu quả, mục tiêu đa dạng hoá chưa coi trọng mức Giả thuyết H8: Tỷ giá đa phương thực REER có tác động tích cực đến TTKT Tất phương trình cho thấy, biến REER có ý nghĩa thống kê Tức là, độ ổn định xuất có tác động tích cực đến TTKT Mơ hình Var cho thấy, mức độ cạnh tranh thương mại quốc tế hàng hóa xuất TTKT có mối quan hệ chiều Hơn nữa, khơng tìm thấy chứng ảnh hưởng thay đổi cấu trúc kinh tế thay đổi cấu trúc tác động xuất hàng hoá sau Việt Nam gia nhập WTO tới TTKT Kết luận gợi ý sách Dựa vào kết phân tích trên, bối cảnh kinh tế Việt Nam nay, tác giả đề xuất số quan điểm giải pháp nhằm nâng cao hiệu xuất hàng hố, phát huy tính tích cực hoạt động Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 210- Tháng 11 2019 NGUYỄN MINH HẢI xuất hàng hoá đến TTKT Việt Nam năm tới sau: Thứ nhất, chất lượng xuất hàng hoá nhân tố quan trọng tác động tới TTKT Do đó, kiên trì định hướng cơng nghiệp hố hướng vào xuất chủ trương cần quán triệt hoạch định chiến lược sách phát triển Việt Nam giai đoạn Trong bối cảnh tại, Việt Nam nên chọn hướng theo kiểu kinh tế hướng xuất khẩu, có kết hợp mức độ định với thay nhập Chiến lược cho phép tối đa lợi so sánh để mở rộng xuất sản phẩm chế biến, vừa khắc phục cản trở, doanh nghiệp bước thực thực thi tự hoá thương mại hội nhập Thứ hai, với nhóm hàng nhiên liệu, khống sản cần phải lộ trình giảm dần hạn chế tối đa xuất khống sản thơ qua chế biến thơ Với nhóm hàng có lợi lực cạnh tranh giá trị gia tăng thấp cần phải nâng cao suất, chất lượng giá trị gia tăng Ưu tiên, cho sản phẩm xuất có ứng dụng khoa học cơng nghệ tiên tiến Đặc biệt, với nhóm hàng có tiềm phát triển thị trường giới có nhu cầu, cần phát triển công nghiệp hỗ trợ, nâng cao tỷ lệ giá trị nước, giảm phụ thuộc nguyên liệu nhập Thứ ba, phát triển xuất theo mô hình tăng trưởng bền vững hợp lý chiều rộng chiều sâu, mặt lượng mặt chất, vừa mở rộng quy mô xuất khẩu, vừa trọng nâng cao giá trị gia tăng chất lượng cấu hàng hoá xuất khẩu, tự chủ khâu nghiên cứu phát triển thiết kế mẫu mã, nguyên phụ liệu, phụ kiện… hình thành mạng lưới liên kết sản xuất, kinh doanh để xây dựng chuỗi giá trị ngành sản phẩm doanh nghiệp Việt Nam chi phối, từ nguồn hàng đến mạng lưới phân phối trực tiếp thị trường xuất Thứ tư, cần tạo đột phá làm thay đổi chất lượng xuất khẩu, sử dụng tối ưu nguồn lực, hướng tới tăng trưởng xuất tăng trưởng bền vững Cần có giải pháp lộ trình cụ thể để thực hoá chiến lược phát triển với ngành hàng, nhóm hàng, mặt hàng hài hồ mục tiêu kinh tế, xã hội, lợi ích trước mắt lâu dài, mang lại giá trị thực với kinh tế góp phần nâng cao đời sống người dân Thứ năm, nâng cao chất lượng nguồn nhân lực, thúc đẩy tăng suất, đưa suất nhân tố tổng hợp trở thành nguồn lực có vai trò lớn cho TTKT Do đó, việc nghiên cứu phát triển giáo dục giúp nâng cao suất tổng hợp tạo tốc độ tăng trưởng cao cho toàn kinh tế Bởi vì, TTKT dài hạn dựa tảng lao động chất lượng cao với khả sáng tạo ứng dụng công nghệ Thứ sáu, tỷ giá cần trở thành cơng cụ hỗ trợ tích cực việc cải thiện cán cân thương mại, tăng khả cạnh tranh hoạt động xuất Để làm điều đó, Việt Nam cần đạt điều kiện định: thị trường tài phát triển đầy đủ vận hành ổn định; xây dựng thị trường ngoại hối đại với nhiều sản phẩm phái sinh nhằm hạn chế rủi ro hấp dẫn nhiều chủ thể tham gia, giữ mức lạm phát ổn định cấu hàng hóa xuất có thay đổi theo hướng gia tăng mặt hàng tinh chế có giá trị gia tăng cao ■ Số 210- Tháng 11 2019- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 11 Phân tích thực nghiệm mối liên hệ tăng trưởng xuất tăng trưởng kinh tế Việt Nam Tài liệu tham khảo Ahmad, J and Kwan (1991), “Causality between exports and economic growth: empirical evidence from Africa”, Economics Letters, Vol 37, pp 243-248 Awokuse, Titus O., “Trade Openness and Economic Growth: Is Growth Export-led or Import-led?” Applied Economics 40(2008): 161-173 Bahamni-Oskooee, M., H Mohtadi, and G Shabsign (1991), “Exports, Growth and Causality in LDCs: A Reexamination”, Journal of Development Economics, 36, 405-415 Balassa “Exports, Policy Choices and Economic Growth in Developing Countries after the 1973 Oil Shock”, Journal of Development Economics 18, 1985, 23-35 Emery R (1967), “The relations of exports and economic growth” Kyklos Vol 20 (Issue 4), tr 470-486 Erfani, G.R., (1999) Export and Economic Growth in Developing Countries, International Advances in Economic Research, Vol 5, Number 112-123 Hendrik Van Den Berg (1997), “The relationship between interation trade and economic growth in Mexico”, North American Journal of Economics&Finance Vol 8, pp 1-21 Henriqueus, I and Sadorsky, P (1996), “Export-led growth or growth-driven exports? The Canadian case”, Canadian Journal of Economics, 96, pp 540-555 Hiep.N.Q (2016), “Analysis of the relationship between exports and economic growth in Vietnam”, Thesis of National Economic University, Vietnam 10 Kravis, I.B (1970), “Trade as a handmaiden of growth: similarities between the nineteenthand twentieth centruries” Economic Jounal, 80 (320), pp 850-872 11 Kavoussi, R.M., “Export Expansion and Economic Growth,” Journal of Development Economics, 14, 1984, 24150 12 Kaushik and Klein (2008), “Export Growth, Export Instability, Investment and Economic Growth in India: A time Series Analysis”, The journal of Developing Areas Vol 41, pp 155-170 13 Keong, Yusop, Liew (2001) ”Export-led Growth Hypothesis in Malaysia: An Application of Two-Stage Least Square Technique”, applied Economics, pp-1055-1065 14 Konya Laszlo (2004), “Export-led Growth, Growth-Driven Export, Both or None? Granger Causality Analysis on OECD Countries” Applied Econometrics and International development AEEADE Vol 4-1 (2004) 15 Mishra, P.K (2010), “The Dynamics of Relationship between exports and economic growth in India”, Internation Journal of Economic Sciences and Applied Reseach, vol (4), pp 53-70 16 Michalopoulos, C., and K Jay (1973), “Growth of Exports and Income in the Developing World: A Neoclassical View”, Washington, D.C., US Agency of International Development AID Discussion Paper, No 28, 1973 17 Marshall, P.J and Jung, W.S (1985), “Export, growth and causality in developing countries”, Journal of Development Economic, vol 18, pp, 1-12 18 Sharma, S.C., M Norris, and D.W Cheung (1991), “Exports and Economic Growth in Industrialized Countries”, Applied Economics, 23, 697-708 19 Thirl Wall A.P (2000), Trade, Trade Liberalisation and Economic Growth: Theory and Evidence, Economic Research Papers No 63,ed, The Afirican Development Bank 20 Thuy T.T.N (2014), “Impact of Exporting on Vietnam Economic Growth” Thesis of National Economic University, Vietnam 21 Tyler, W (1981), “Growth and Export Expansion in Developing Countries: Some Empirical Evidence”, Journal of Development Economics 9, 1981, 121-30 12 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 210- Tháng 11 2019 .. .Phân tích thực nghiệm mối liên hệ tăng trưởng xuất tăng trưởng kinh tế Việt Nam cứu TTKT nhanh, bền vững mục tiêu quốc gia phát triển Để đạt mục tiêu tăng trưởng xuất xác định then... & Đào tạo Ngân hàng Phân tích thực nghiệm mối liên hệ tăng trưởng xuất tăng trưởng kinh tế Việt Nam đại, trọng nhiều đến kỹ thâm dụng, hàm lượng trí tuệ cao ảnh hưởng trì liên tục dài hạn Giả... động tích cực đến tăng trưởng kinh tế + Giả thuyết HI, TE có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế + Giả thuyết TD tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế + Giả thuyết TW có tác động đến tăng