Nghiên cứu sử dụng mô hình ARDL để tìm kiếm bằng chứng thực nghiệm về ảnh hưởngtác động của một số yếu tốbiến số vĩ mô chủ yếu (sản lượngGDP, cung tiền M2, độ mở của nền kinh tế) đến đầu tư của Việt Nam trong giai đoạn 1990 – 2018. Kết quả nghiên cứu cho thấy, sản lượngGDP, cung tiền M2 có ảnh hưởngtác động đến đầu tư trong ngắn hạn và dài hạn. Riêng độ mở của nền kinh tế thì chưa tìm thấy bằng chứng có ý nghĩa thống kê về sự ảnh hưởngtác động của nó đến đầu tư. Từ kết quả thực nghiệm, nghiên cứu đề xuất một số kiến nghị để thúc đẩy và nâng cao hiệu quả đầu tư tại Việt Nam.
CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN ĐẦU TƯ Ở VIỆT NAM: THỰC NGHIỆM TỪ MƠ HÌNH ARDL Nghiên cứu sử dụng mơ hình ARDL để tìm kiếm chứng th ực nghiệm v ề ảnh hưởng/tác động số yếu tố/biến số vĩ mô chủ yếu (sản lượng/GDP, cung tiền M2, độ mở kinh tế) đến đầu t c Vi ệt Nam giai đoạn 1990 – 2018 Kết nghiên cứu cho th ấy, s ản l ượng/GDP, cung tiền M2 có ảnh hưởng/tác động đến đầu tư ngắn hạn dài h ạn Riêng độ mở kinh tế chưa tìm thấy ch ứng có ý nghĩa th ống kê ảnh hưởng/tác động đến đầu tư T kết th ực nghiệm, nghiên cứu đề xuất số kiến nghị để thúc đẩy nâng cao hi ệu đầu tư Việt Nam Giới thiệu Đối với kinh tế, đầu tư có ý nghĩa đặc biệt quan tr ọng, v ừa tác động đến tổng cung tổng cầu kinh tế Ở góc độ tổng cầu, đầu tư phận chiếm tỷ trọng lớn tổng cầu Khi tổng cung chưa kịp thay đổi, gia tăng đầu tư làm cho t c ầu tăng lên Ở góc độ tổng cung, việc tăng quy mô đầu tư nguyên nhân trực tiếp làm tăng tổng cung kinh tế Mặt khác, đầu tư gián tiếp làm tăng t cung kinh tế thông qua hoạt động đầu tư vào nguồn nhân lực, đổi m ới công nghệ Một cách khái quát, tăng quy mô đầu tư s d ụng v ốn đ ầu t hợp lý góp phần quan trọng việc cải thiện su ất nhân t ố t hợp, chuyển dịch cấu kinh tế theo hướng đại, nâng cao s ức cạnh tranh kinh tế chất lượng tăng trưởng kinh tế (T Quang Ph ương Phạm Văn Hùng, 2012) Về mặt thực nghiệm, nghiên cứu nước n ỗ lực tìm ki ếm tác nhân ảnh hưởng đến biến động đầu t Tuy nhiên, th ời gian qua, nghiên cứu tác nhân ảnh hưởng đến đầu t Vi ệt Nam ch ỉ m ới cung cấp chứng tác động yếu tố “truyền th ống” (s ản lượng/tăng trưởng kinh tế, lãi suất) đến đầu tư Trong đó, độ m n ền kinh tế - tiền đề quan trọng việc gia tăng đ ầu t thông qua vi ệc thu hút nguồn lực bên mở rộng thị tr ường ch ưa đ ược xem xét m ột cách rõ ràng Vì vậy, nghiên cứu thực để tìm kiếm ch ứng ảnh hưởng/tác động yếu tố “truyền thống” độ mở kinh tế đ ến đầu tư Việt Nam giai đoạn 1990 – 20181 Cơ sở lý thuyết 2.1 Cơ sở lý thuyết Mối quan hệ sản lượng/GDP đầu tư Lý thuyết gia tốc J.M.Clark (1917) cho đầu t ph ụ thuộc vào s ự thay đổi kỳ vọng đầu ra/sản lượng (GDP) Lý thuyết lập luận r ằng bất c ứ thay đổi đầu ra/GDP dẫn tới thay đ ổi c đ ầu t (Gordon, 2009) Bên cạnh đó, từ tảng hàm số đầu t c John Hicks (1937), James Tobin (1969) tiếp tục củng cố khẳng định đầu tư ph ụ thuộc vào m ức độ thay đổi GDP, lãi suất hệ số Tobin’s q Hay nói cách khác, mơ hình Đây giai đoạn vừa phản ánh kết công “Đổi Mới” v ừa ph ản ánh tính th ời s ự c v ấn đ ề nghiên cứu Việt Nam hàm số đầu tư Tobin ủng hộ cho luận điểm sản l ượng qu ốc gia/GDP có ảnh hưởng theo chiều hướng tỷ lệ thuận với đầu tư Mối quan hệ cung tiền đầu tư Theo trường phái kinh tế học Keynes, kênh lãi suất kênh truy ền d ẫn sách tiền tệ (Friedman, 1956) Theo đó, ngân hàng trung ương (NHTW) thực sách tiền tệ nới lỏng cách tăng l ượng cung tiền, mặt lãi suất thực kinh tế giảm, từ đó, kích th ức tăng chi tiêu cho đầu tư làm thay đổi sản lượng kinh tế (Mishkin, 2009) Mối quan hệ độ mở kinh tế đầu tư Barro & Sala-i-Martin (2004) lập luận rằng, chế độ th ương mại c ởi m h ơn hay độ mở kinh tế cao dẫn đến khả lớn h ơn để h ấp th ụ tiến công nghệ hàng hóa xuất việc giảm bớt, loại bỏ hàng rào thuế quan phi thuế quan Vì vậy, giác độ đóng góp đối v ới đ ầu t ư, đ ộ mở kinh tế mong đợi thúc đẩy đầu tư (Abdulbaset M Hamuda et al., 2013) 2.2 Lược khảo nghiên cứu trước Đã có nghiên cứu nước kiểm ch ứng quan h ệ gi ữa biến số vĩ mô với đầu tư Đối với nghiên cứu nước ngồi, có th ể kể đến số nghiên cứu điển hình Patric H Hendershott (1981), Epstein & Denny (1983), Fazzari & Mott (1987), Acemoglu (1993), Hein & Ochsen (2003) (Lê Thanh Tùng, 2013) Gần đây, nghiên cứu Abdulbaset M Hamuda et al (2013) sử dụng mơ hình ARDL đ ể ki ểm ch ứng ảnh h ưởng GDP, cung tiền độ mở kinh tế đến đầu tư Tunisia giai đoạn 1961 – 2011; kết cho thấy, cung tiền giải thích ph ần l ớn cho bi ến số đầu tư Tunisia Đối với nghiên cứu nước, nghiên cứu Nguyễn Thị Kim Thanh (2008) cho thấy tác động ngược chiều lãi suất đến đầu t nhà n ước đầu tư tư nhân Việt Nam; nghiên cứu ADB (2010) cho th quan hệ thuận chiều tăng trưởng kinh tế tăng tr ưởng v ốn đ ầu t Việt Nam (trích từ Lê Thanh Tùng, 2013) Và cách khơng lâu, v ới d ữ li ệu giai đoạn 2000 – 2012 (dữ liệu theo quý), Lê Thanh Tùng (2013) tìm thấy chứng ảnh hưởng rõ rệt sản lượng lãi suất đến đầu tư Nhìn chung, với phương pháp ước lượng loại liệu khác (d ữ liệu theo năm, quý), nghiên cứu n ước xác đ ịnh s ự ảnh hưởng/tác động số biến số vĩ mô đến đầu tư Tại Việt Nam, nghiên cứu Lê Thanh Tùng (2013) xem bao quát lần l ượt ki ểm chứng tìm thấy ảnh hưởng/tác động sản lượng, lãi suất đến đ ầu tư, nghiên cứu trước tìm th ảnh h ưởng/tác đ ộng c 01 biến số lãi suất tăng trưởng kinh tế/GDP đến đ ầu t Mặt khác, với đặc điểm hội nhập kinh tế quốc tế Việt Nam ngày sâu rộng, thể qua độ mở kinh tế vai trò y ếu tố đến đầu tư chưa nghiên cứu trước Việt Nam đề cập Vì v ậy, nghiên cứu bổ sung biến số độ mở kinh tế để tìm ki ếm chứng thực nghiệm ảnh hưởng/tác động sản lượng (GDP), cung tiền (M2) độ mở kinh tế đến đầu tư Việt Nam Phương pháp nghiên cứu 3.1 Mơ hình nghiên cứu Từ phân tích mục 2.2 nêu trên, kết hợp với s ự kế th ừa có ch ọn l ọc kết nghiên cứu Abdulbaset M Hamuda et al (2013), chúng tơi đ ề xuất mơ hình để khảo nghiệm yếu tố ảnh h ưởng/tác đ ộng đến đ ầu t Việt Nam giai đoạn 1990 – 2018 sau: INVt = F (GDPt, M2t, OPENt, ut) (1) Trong đó: - INVt: Gross capita formation - Tổng tích lũy tài sản đại diện cho biến đ ầu t năm t - GDPt: Gross domestic product - Tổng sản phẩm quốc nội đại diện cho biến sản lượng năm t - M2t: Cung tiền M2 năm t - OPENt: Độ mở kinh tế năm t (Tổng xuất + nhập khẩu)/GDP (%) 3.2 Dữ liệu Dữ liệu biến INV, GDP, M2, OPEN thu thập t nguồn d ữ liệu c World Bank, ADB Các biến chuyển đổi sang dạng log đ ể tr nên “mượt” hơn, đồng thời tránh việc che giấu nh ững đặc tính khác liệu (Phạm Thế Anh, 2018) 3.3 Phương pháp ước lượng Nghiên cứu tiếp cận mơ hình phân phối trễ tự hồi quy - ARDL (Autoregressive Distributed Lag) để ước lượng mơ hình Theo Pesaran & Pesaran (1997), phương pháp ARDL có nhiều ưu điểm so với ph ương pháp đồng liên kết khác: Thứ nhất, trường hợp số lượng mẫu nhỏ, mơ hình ARDL cách ti ếp cận có ý nghĩa thống kê để kiểm định tính đồng liên kết, đó, kỹ thuật đồng liên kết Johansen yêu cầu số mẫu lớn để đạt độ tin cậy; Thứ hai, trái với phương pháp thơng thường để tìm mối quan hệ dài hạn, phương pháp ARDL khơng ước tính hệ phương trình, thay vào đó, ch ỉ ước tính phương trình nhất; Thứ ba, kỹ thuật đồng liên kết khác yêu cầu biến h ồi quy đ ược đ ưa vào liên kết có độ trễ cách tiếp c ận ARDL, bi ến h ồi quy dung nạp độ trễ tối ưu khác nhau; Thứ tư, không đảm bảo thuộc tính nghiệm đơn v ị hay tính dừng hệ thống liệu, mức liên kết I(1) I(0) áp d ụng th ủ t ục ARDL thích hợp cho nghiên cứu thực nghiệm Kết nghiên cứu (i) Kiểm định tính dừng Kết kiểm định tính dừng biến mơ hình cho th bi ến INV, GDP, OPEN tích hợp bậc 0; biến M2 tích hợp bậc Bảng 1: Kiểm định tính dừng biến mơ hình Biến Giá trị thống P-value Bậc tích Kết luận kê t hợp INV -4.097*** 0.0037 I(0) Dừng GDP -4.032** 0.0197 I(0) Dừng M2 -0.98 0.9309 Không dừng D(M2) -4.942*** 0.0005 I(1) Dừng OPEN -3.992 0.0210 I(0) Dừng Nguồn: Kết tính tốn từ Eviews, với D() sai phân bậc bi ến (ii) Kết kiểm định đường bao bảng cho thấy giá trị thống kê F (6.73) lớn giá trị tới hạn đường bao ứng với mức ý nghĩa 1% (6.36) nên bác bỏ giả thuyết H0: khơng tồn mối quan hệ đồng liên kết gi ữa biến, chấp nhận giả thuyết H1: tồn mối quan hệ đồng liên kết gi ữa biến (mối quan hệ dài hạn biến mơ hình) Bảng 2: Kết kiểm định đường bao (bound test) Số Giá trị bậ thống c k kê F F- statistic 6.73 Giá trị tới hạn đường bao 90% I(0) I(1) 95% I(0) I(1) 3.47 4.01 4.45 97.5% I(0) I(1) 99% I(0) I(1) 5.07 4.52 5.62 5.17 6.36 Nguồn: Kết tính tốn từ Eviews (iii) Lựa chọn độ trễ tối ưu mơ hình ARDL (Đối với li ệu có t ần su ất năm, theo khuyến nghị Pesaran Shin (1999) độ trễ tối đa để lựa chọn độ trễ tối ưu cho mơ hình 2): độ trễ tối ưu mơ hình ARDL dựa vào tiêu chí AIC bảng ARDL (2,0,2,2) Kết ước lượng cho thấy, tác động chiều sản lượng, cung ti ền M2 (tác động đồng thời), độ mở kinh tế (tác động độ trễ năm) đến đầu tư với mức ý nghĩa 5% Bảng 3: Kết ước lượng mơ hình ARDL Dependent Variable: LNINV Method: ARDL Sample (adjusted): 1992 2018 Included observations: 27 after adjustments Maximum dependent lags: (Automatic selection) Model selection method: Akaike info criterion (AIC) Dynamic regressors (2 lags, automatic): LNGDP LNM2 LNOPEN Fixed regressors: C @TREND Number of models evalulated: 54 Selected Model: ARDL(2, 0, 2, 2) Variable Coefficient Std Error t-Statistic LNINV(-1) LNINV(-2) LNGDP LNM2 LNM2(-1) LNM2(-2) LNOPEN LNOPEN(-1) LNOPEN(-2) C @TREND 0.820460 -0.536857 3.403890 0.297145 -0.330405 0.173269 -0.015092 -0.226386 0.264946 -94.21700 -0.182589 0.152468 0.110024 1.115585 0.126864 0.164169 0.112259 0.177578 0.145072 0.139479 34.02152 0.060280 5.381202 -4.879435 3.051214 2.342227 -2.012591 1.543484 -0.084990 -1.560516 1.899541 -2.769335 -3.029007 Prob.* 0.0001 0.0002 0.0076 0.0324 0.0613 0.1423 0.9333 0.1382 0.0757 0.0137 0.0080 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.998624 0.997765 0.036302 0.021085 58.28153 1161.539 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 33.63629 0.767815 -3.502335 -2.974402 -3.345353 2.533382 Nguồn: Kết ước lượng từ Eviews (iv) Ước lượng hệ số dài hạn mơ hình ARDL Kết ước lượng hệ số dài hạn mơ hình ARDL (2,0,2,2) đ ược th ể bảng Bảng 4: Kết ước lượng hệ số dài hạn mơ hình ARDL (2,0,2,2) Long Run Coefficients Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LNGDP LNM2 LNOPEN 4.751405 0.195435 0.032757 - 0.928763 0.090008 0.329951 5.115843 2.171305 0.099279 0.0001 0.0453 0.9222 C @TREND 131.515158 -0.254871 30.451947 0.046989 -4.318777 -5.424078 0.0005 0.0001 Nguồn: Kết ước lượng từ Eviews Kết cho thấy, sản lượng, cung tiền M2 có tác động chiều đến đầu tư dài hạn với mức ý nghĩa 5% Trong đó, độ m n ền kinh t ế l ại không tác động đến đầu tư dài hạn (v) Ước lượng hệ số ngắn hạn mơ hình ARDL Sau ghi nhận đồng liên kết biến qua kiểm định đ ường bao, nghiên cứu ước lượng hệ số ngắn hạn từ mơ hình hiệu chỉnh sai s ố ECM dựa cách tiếp cận ARDL (2,0,2,2) Nh kỳ vọng, hệ số c ECM âm (0.716) có ý nghĩa mức 1%, thể điều chỉnh mô hình h ướng t ới cân dài hạn Kết ước lượng cho thấy, mức ý nghĩa 5%, ngắn h ạn, s ản l ượng cung tiền M2 tác động chiều đến đầu tư, đó, s ự tác đ ộng độ mở kinh tế đến đầu tư khơng có ý nghĩa Bảng 5: Kết ước lượng tác động ngắn hạn từ mơ hình hiệu ch ỉnh sai số (ECM) Cointegrating Form Variable Coefficient Std Error t-Statistic D(LNINV(-1)) D(LNGDP) D(LNM2) D(LNM2(-1)) D(LNOPEN) D(LNOPEN(-1)) D(@TREND()) CointEq(-1) 0.536857 3.403890 0.297145 -0.173269 -0.015092 -0.264946 -0.182589 -0.716397 0.110024 1.115585 0.126864 0.112259 0.177578 0.139479 0.060280 0.131040 4.879435 3.051214 2.342227 -1.543484 -0.084990 -1.899541 -3.029007 -5.467000 Prob 0.0002 0.0076 0.0324 0.1423 0.9333 0.0757 0.0080 0.0001 Cointeq = LNINV - (4.7514*LNGDP + 0.1954*LNM2 + 0.0328*LNOPEN -131.5152 -0.2549*@TREND ) Nguồn: Kết ước lượng từ Eviews (vi) Kết kiểm định chẩn đốn Để đánh giá tính phù hợp tin cậy mơ hình, nghiên c ứu ti ến hành kiểm định chẩn đoán sau: kiểm định Normality test phần dư, kiểm định dạng mô hình - kiểm định Reset Ramsey, kiểm định tự tương quan Larange multiplier, kiểm định phương sai sai số thay đổi, ki ểm đ ịnh tính ổn định phần dư mơ hình qua kiểm định tổng tích lũy ph ần d (CUSUM: Cumulative Sum of Recursive Residuals) tổng tích lũy hiệu chỉnh ph ần dư (CUSUMSQ: Cumulative Sum of Square of Recursive Residuals) Kết thể bảng Hình 1a, 1b Bảng 6: Tổng hợp kết kiểm định ch ẩn đoán ST Kiểm định Kết Kết luận Normality Test Jarque-Bera= 1.713, Phần dư có phân phối Ramsey Reset Test p-value= 0.4245 F-statistic = 0.0958, chuẩn Mô (dạng hàm) Breusch-Godfrey p-value= 0.7612 F-statistic = 1.8858, đúng/chuẩn Khơng có tượng tự T Serial Correlation p-value= 0.1883 hình dạng tương quan LM Test (tự tương quan) Heteroskedasticity F-statistic = 0.3221, Phương sai sai số không Test: Breusch-Pagan- p-value= 0.9629 đổi Godfrey Nguồn: Kết tính toán từ Eviews 12 1.6 1.2 0.8 0.4 -4 0.0 -8 -0.4 -12 03 04 05 06 07 08 09 CUSUM 10 11 12 13 14 5% Significance 15 16 17 18 03 04 05 06 07 08 09 10 CUSUM of Squares 11 12 13 14 15 5% Significance 16 17 18 Hình 1a: Tổng tích lũy phần dư Hình 1b: T tích lũy hi ệu chỉnh phần dư Kết kiểm định tính ổn định phần dư cho thấy tổng tích lũy c ph ần dư tổng tích lũy hiệu chỉnh phần dư nằm dải tiêu chu ẩn ứng với mức ý nghĩa 5% nên kết luận phần dư mơ hình có tính ổn định Như vậy, kết kiểm định chẩn đốn cho thấy mơ hình ARDL ổn đ ịnh, đảm bảo độ tin cậy cho hệ số ước lượng dài hạn ngắn h ạn Kết luận khuyến nghị Cùng với tiêu dùng cuối cùng, đầu tư (tích lũy tài sản) có đóng góp l ớn vào tăng trưởng kinh tế Việt Nam th ời gian v ừa qua (Nguy ễn Đ ức Thành Ohno Kenichi, 2018) Vốn đầu tư thường biến động theo th ời gian, vậy, việc xác định mối liên hệ đầu tư với yếu tố/biến số vĩ mô chủ yếu quan trọng Kết nghiên cứu cho thấy ngắn hạn dài h ạn, s ản l ượng/GDP cung tiền M2 có tác động tích cực đến đầu tư (INV) t ại Vi ệt Nam K ết phù hợp với lý thuyết gia tốc J.M.Clark (1917), lý thuy ết c Keynes Hơn nữa, mặt thực nghiệm, kết tương đồng với kết nghiên cứu Abdulbaset M Hamuda et al (2013) ảnh h ưởng/tác động cung tiền đến đầu tư, Lê Thanh Tùng (2013) ảnh h ưởng/tác đ ộng sản lượng đến đầu tư Bên cạnh đó, có lưu ý, nghiên cứu ch ưa tìm th ch ứng th ực nghiệm ảnh hưởng/tác động độ mở kinh tế đến đầu tư vai trò đầu tư nhận định chuẩn tắc chuyên gia kinh tế xác nhận Việt Nam giai đoạn giai đoạn phát tri ển c n ền kinh tế theo phân loại diễn đàn kinh tế giới (WEF) Ở giai đoạn này, phát triển kinh tế chủ yếu dựa vào yếu tố sản xuất (factor – driven) vốn đầu tư nguồn lực quan trọng cho trình Vì v ậy, từ kết nghiên cứu, để thúc đẩy nâng cao hiệu đ ầu t th ời gian tới, cần lưu ý số vấn đề sau: Thứ nhất, với mơ hình tăng trưởng chưa khỏi qn tính tăng tr ưởng theo chiều rộng, để tăng trưởng theo chiều sâu, Chính phủ cần đẩy nhanh q trình cải cách thể chế cải thiện môi trường kinh doanh Đặc biệt, cần thúc đẩy mạnh mẽ phát triển khu vực tư nhân thông qua ho ạt đ ộng cải cách hành (vân hành hiệu phủ điện t qu ản lý ều hành2, cắt giảm bớt thủ tục kinh doanh không cần thiết, ), hoàn thi ện luật pháp hỗ trợ khu vực (ban hành văn luật văn d ưới luật hỗ trợ khu vực kinh tế tư nhân) Đồng thời, bám sát chi ến l ược tăng trưởng xanh Thủ tướng Chính phủ phê ệt vào tháng 9/2012 (Nguyễn Trọng Hoài, 2013) để định hướng cho hoạt động n ền kinh tế nhằm đạt mục tiêu tăng trưởng ngắn, trung dài h ạn Và Chính phủ ban hành Nghị 17/NQ-CP ngày 07/03/2019 số nhiệm vụ, giải pháp tr ọng tâm phát triển Chính phủ điện tử giai đoạn 2019-2020, tầm nhìn đến năm 2025 nhằm tăng c ường hiệu hoạt động cung cấp dịch vụ công khi kinh tế tăng trưởng với yếu tố cốt lõi “quỹ đ ạo” t ạo động lực cho hoạt động đầu tư đạt hiệu mang l ại nhi ều d đ ịa cho kinh tế Thứ hai, theo Phạm Thế Anh (2020), tốc độ tăng cung tiền (M2) t ỷ l ệ M2/GDP hàng năm Việt Nam bỏ xa nước khu v ực ASEAN kể từ năm 2016, chí bỏ xa đa số nước châu Á Việc bơm tiền nhiều vào kinh tế gây nguy lớn v ề l ạm phát tiền tệ Nếu lạm phát tiền tệ xảy ra, đến lượt gây ảnh h ưởng tiêu c ực đ ến hoạt động đầu tư qua làm suy giảm tăng trưởng Do vậy, Ngân hàng nhà nước (NHNN) cần thực thi sách tiền tệ th ận trọng, linh hoạt, chủ động phối hợp hài hòa với sách tài khóa đ ể lượng cung tiền bơm vào kinh tế “đúng liều l ượng, đ ối t ượng, thời điểm” nhằm ổn định mặt hướng tới giảm lãi suất điều kiện cho phép để thúc đẩy đầu tư, góp phần đạt mục tiêu tăng tr ưởng Thứ ba, Chính phủ cần sử dụng cơng cụ để định h ướng đầu tư vào ngành công nghiệp chế biến, chế tạo theo chiều sâu để tạo nh ững sản phẩm có tỷ lệ nội địa hóa cao, có th ương hiệu qu ốc gia có s ức c ạnh tranh chuỗi giá trị toàn cầu Thứ tư, cần tận dụng lợi hội từ việc tham gia Hiệp định thương mại tự hệ để mở rộng thị trường, phát triển đầu tư, đồng thời tận dụng thành tựu CMCN 4.0 giới nhằm nâng cao suất hiệu đầu tư nước Tài liệu tham khảo Abdulbaset M Hamuda et al (2013) ARDL investment model in Tunisia Theoretical and Applied Economics, Vol XX, No 2(579), 57 – 68 Phạm Thế Anh (2018) Kinh tế lượng ứng dụng phân tích chuỗi thời gian Hà Nội: NXB Lao động Phạm Thế Anh (2020) Tăng trưởng Việt Nam dựa vào bơm tiền Truy cập từ https://vietnamfinance.vn/pgsts-pham-the-anh-tangtruong-cua-viet-nam-van-dua-vao-bom-tien-la-chinh20180504224233810.htm?fbclid=IwAR1CA7e6751T61zA0XUaQCfPevpgaZuwEMbC55Gkuf3vElg7AP0XQE8MGQ Barro, R and Sala-i-Martin, X (2004) Economic growth (2nd ed.) Cambridge, Massachusetts: The MIT Press Chính phủ (2019) Nghị số 17/NQ-CP Chính phủ : Về số nhiệm vụ, giải pháp trọng tâm phát triển Chính phủ điện tử giai đo ạn 2019 - 2020, định hướng đến 2025 Hà Nội J.M.Clark (1917) Business Acceleration and the Law of Demand: A Technical Factor in Economic Cycles The Journal of Political Economy, Vol 25, No 3, 217 – 235 Friedman, M (1956) The Quantity Theory of Money: A Restatement Studies in the Quantity Theory of Money Chicago University Press, Chicago Gordon, R.J (2009) Macroeconomics, 11th edition Pearson Addison-Wesley John Hicks (1937) Mr.Keynes and the “Classics”: A Suggested Interpretation Econometrica, Vol 5, No 2, 147 – 159 Nguyễn Trọng Hoài (2013) Các chủ đề phát triển chọn lọc – Khung phân tích chứng thực nghiệm cho Việt Nam TP Hồ Chí Minh: NXB Kinh tế TP Hồ Chí Minh Mishkin, F.S (2009) Monetary policy strategy Cambridge: The MIT Press, ISBN: 978-0-262- 13482-8 Pesaran, M.H., Pesaran, B (1997) Working with Microfit 4.0: Interactive Econometric Analysis United Kingdom: Oxford University Press Pesaran, M.H and Shin, Y (1999) An Autoregressive Distributed Lag Modelling Approach to Cointegration Analysis Econometrics and Economic Theory in the 20th Century: The Ragnar Frisch Centennial Symposium, Strom, S (ed.) Cambridge University Press Từ Quang Phương Phạm Văn Hùng (2012) Giáo trình Kinh tế đầu tư Hà Nội: NXB Đại học Kinh tế Quốc Dân Nguyễn Đức Thành Ohno Kenichi (2018) Báo cáo thường niên kinh tế Việt Nam 2018: Hiểu thị trường lao động để tăng suất Hà Nội: NXB Đại học Quốc gia Hà Nội James Tobin (1969) The general equilibrium approach to monetary Theory Journal of Money, Credit and Banking, Vol 1, No 1, 19-29 Lê Thanh Tùng (2013) Ảnh hưởng trễ sản lượng lãi suất đ ến đầu t Việt Nam Tạp chí Nghiên cứu kinh tế, số 418, 35 – 41 ... Tùng (2013) ảnh h ưởng /tác đ ộng sản lượng đến đầu tư Bên cạnh đó, có lưu ý, nghiên cứu ch ưa tìm th ch ứng th ực nghiệm ảnh hưởng /tác động độ mở kinh tế đến đầu tư vai trò đầu tư nhận định chuẩn... ưu mơ hình ARDL dựa vào tiêu chí AIC bảng ARDL (2,0,2,2) Kết ước lượng cho thấy, tác động chiều sản lượng, cung ti ền M2 (tác động đồng thời), độ mở kinh tế (tác động độ trễ năm) đến đầu tư với... ảnh hưởng /tác động số biến số vĩ mô đến đầu tư Tại Việt Nam, nghiên cứu Lê Thanh Tùng (2013) xem bao quát lần l ượt ki ểm chứng tìm thấy ảnh hưởng /tác động sản lượng, lãi suất đến đ ầu tư, nghiên