Tác động của dòng vốn nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế của các quốc gia đang phát triển châu á

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH _ LÊ NGỌC THÙY NỮ TÁC ĐỘNG CỦA DỊNG VỐN NƯỚC NGỒI ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ CỦA CÁC QUỐC GIA ĐANG PHÁT TRIỂN CHÂU Á LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh – Năm 2018 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH _ LÊ NGỌC THÙY NỮ TÁC ĐỘNG CỦA DỊNG VỐN NƯỚC NGỒI ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ CỦA CÁC QUỐC GIA ĐANG PHÁT TRIỂN CHÂU Á Chuyên ngành: Tài - Ngân hàng Mã số: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Người hướng dẫn khoa học: PGS.TS NGUYỄN HỒNG THẮNG TP Hồ Chí Minh – Năm 2018 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn cơng trình nghiên cứu riêng tôi, số liệu thông tin sử dụng luận văn trung thực, có nguồn gốc rõ ràng trích dẫn đầy đủ theo quy định TP Hồ Chí Minh, ngày 18 tháng năm 2018 Lê Ngọc Thùy Nữ MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC CÁC BẢNG TÓM TẮT CHƯƠNG GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM CÓ LIÊN QUAN 2.1 Cơ sở lý thuyết 2.1.1 Dịng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi 2.1.2 Dòng vốn viện trợ nước 2.1.3 Một số quan điểm tăng trưởng kinh tế 2.1.4 Lý thuyết giải thích tác động dịng vốn nước đến tăng trưởng kinh tế 12 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm có liên quan 14 2.2.1 Dòng vốn đầu tư trực tiếp nước tăng trưởng kinh tế 14 2.2.2 Dịng vốn viện trợ nước ngồi tăng trưởng kinh tế .20 CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 31 3.1 Quy trình chọn mẫu thu thập liệu nghiên cứu 31 3.2 Mô hình nghiên cứu 31 3.3 Mô tả biến nghiên cứu kỳ vọng dấu 33 3.3.1 Dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi 34 3.3.2 Dịng vốn viện trợ nước 35 3.3.3 Lạm phát 36 3.3.4 Tiết kiệm nội địa 37 3.3.5 Đầu tư nội địa 38 3.3.6 Độ mở thương mại 39 3.3.7 Chi tiêu phủ 40 3.3.8 Tăng trưởng dân số 42 3.4 Phương pháp hồi quy 43 CHƯƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 45 4.1 Thống kê mô tả ma trận tương quan 45 4.2 Kiểm định phương pháp hồi phù hợp 50 4.3 Thảo luận kết 51 4.3.1 Biến phụ thuộc GDPGR 51 4.3.2 Biến phụ thuộc GDPPCGR 59 CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ CÁC HÀM Ý CHÍNH SÁCH 68 5.1 Kết luận 68 5.2 Các hàm ý sách 70 5.3 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu 73 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT FDI (Foreign Direct Investment): Đầu tư trực tiếp nước ODA (Official Development Assistance): Hỗ trợ phát triển thức GMM (General Method of Moments): Phương pháp Moments tổng quát GDP (Gross Domestic Product): Tổng sản phẩm quốc nội GNP (Gross National Product): Tổng sản lượng quốc gia OLS (Ordinary Least Square): Phương pháp bình phương nhỏ 2SLS (Two-Stage Least Squares): Phương pháp hồi quy giai đoạn OECD (Organization for Economic Cooperation and Development): Tổ chức Hợp tác Phát triển Kinh tế DANH MỤC CÁC BẢNG Bảng 2.1 Tổng hợp nghiên cứu thực nghiệm có liên quan 26 Bảng 3.1 Mô tả biến 33 Bảng 4.1 Mô tả thống kê biến 45 Bảng 4.2 Ma trận tương quan biến độc lập biến phụ thuộc .49 Bảng 4.3 Kết kiểm tra phương sai thay đổi tự tương quan 51 Bảng 4.4 Kết tác động dòng vốn nước đến tăng trưởng kinh tế GDPGR 53 Bảng 4.5 Kết ảnh hưởng dịng vốn nước ngồi đến tăng trưởng kinh tế GDPPCGR 61 TĨM TẮT Tác động dịng vốn nước đến tăng trưởng kinh tế quốc gia vấn đề gây tranh cãi nhà nghiên cứu Bên cạnh quan điểm cho rằng, dịng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi dịng vốn viện trợ nước ngồi có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế quốc gia tồn nhiều quan điểm cho dịng vốn nước ngồi khơng có tác động tích cực chí có tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế quốc gia tiếp nhận Luận văn nghiên cứuc tác động dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi dịng vốn viện trợ nước đến tăng trưởng kinh tế quốc gia phát triển Châu Á giai đoạn 1990 - 2016, sử dụng phương pháp hồi quy GMM, với liệu thu thập dựa Chỉ số Phát triển Thế giới Ngân hàng Thế giới (World Bank) Kết nghiên cứu phát dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi dịng vốn viện trợ nước ngồi có tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế quốc gia Theo đó, dịng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi dịng vốn viện trợ nước thật thúc đẩy tăng trưởng kinh tế quốc gia nhận đầu tư có vốn người tương đối cao (Bengoa cộng sự, 2003; Li Liu, 2005), thực sách cách hiệu (Gui-Diby, 2014; Iamsiraroj, 2016) có chất lượng thể chế đủ mạnh (Durham, 2004) Từ đó, kết nghiên cứu góp phần tạo sở cho nhà hoạch định sách xây dựng sách thu hút, quản lý sử dụng hiệu dòng vốn nước ngồi, hạn chế gây lãng phí làm gia tăng vấn đề tham nhũng, trục lợi, làm cản trở tăng trưởng kinh tế quốc gia phát triển Từ khóa: Dịng vốn nước ngoài, tăng trưởng kinh tế, quốc gia phát triển Châu Á, GMM CHƯƠNG 1.1 GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI Lý chọn đề tài Một yếu tố then chốt q trình tồn cầu hóa hay hội nhập tồn cầu kinh tế giới dịng vốn nước ngồi (Chorn Siek, 2017) Theo đó, trước tình hình thiếu hụt nguồn vốn nước để tài trợ cho phát triển dài hạn, hầu hết quốc gia phát triển phụ thuộc đáng kể vào nguồn tài bên ngồi Điều dẫn đến việc gia tăng nhu cầu vốn nước để bổ sung cho nguồn lực nước xem yếu tố quan trọng phát triển tăng trưởng kinh tế quốc gia phát triển (Chorn Siek, 2017) Trong đó, nguồn viện trợ nước ngồi nguồn vốn đầu tư nước nguồn vốn nước ngồi đóng vai trị quan trọng phát triển kinh tế quốc gia phát triển Nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước nguồn vốn quan trọng việc tăng trưởng kinh tế quốc gia nguồn vốn có khả tạo thuận lợi thực q trình chuyển giao cơng nghệ kỹ thuật, kiến thức, kỹ đổi quốc gia phát triển đến quốc gia phát triển, giúp quốc gia nhận nguồn vốn thúc đẩy tốc độ tăng trưởng kinh tế mức độ phát triển kinh tế quốc gia (Borensztein cộng sự, 1998; Makki Somwaru, 2004; Chowdhury Mavrotas, 2005) Cũng Moreira (2005) lập luận dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi khơng lan truyền cơng nghệ, mà cịn thúc đẩy hình thành vốn người, góp phần hội nhập kinh tế tồn cầu, tạo mơi trường kinh tế cạnh tranh tăng cường phát triển doanh nghiệp Đồng thời, nhà nghiên cứu khác cho dòng vốn đầu tư trực tiếp nước thật quan trọng tăng trưởng kinh tế quốc gia phát triển (Chorn Siek, 2017) có lẽ có tác động mạnh so với tác động đầu tư nội địa đến tăng trưởng kinh tế (Bengoa Sanchaez – Robles, 2003; Hermes Lensink, 2003; Li Xiu, 2005; Alguacil cộng sự, 2011) Bên cạnh đó, nguồn viện trợ nước thường dịch chuyển từ quốc gia phát triển đến quốc gia phát triển cách trực tiếp gián tiếp thơng qua tổ chức nhằm mục đích hỗ trợ phát triển kinh tế - xã hội (Chorn Siek, 2017) Do đó, viện trợ nước ngồi đẩy nhanh tốc độ tăng trưởng tiềm tàng quốc gia nhận viện trợ Hơn nữa, viện trợ nước cải thiện tốc độ tăng trưởng ổn định quốc gia cách mang lại chuyển giao cơng nghệ kỹ thuật, kiến thức, khuyến khích chế quản trị tốt nâng cao tay nghề, kích thích đầu tư vào vốn vật chất vốn người (Morrissey, 2001; Adamu, 2013) Easterly (2003) tin nhiều quốc gia phát triển có mơi trường kinh doanh tương đối nguy hiểm nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi, nguồn viện trợ nước ngồi đóng vai trị quan trọng việc góp phần vào tốc độ tăng trưởng kinh tế phát triển kinh tế quốc gia phát triển Hansen Tarp (2001) cho thấy viện trợ nước ngồi khơng làm gia tăng tỷ lệ tiết kiệm tỷ lệ đầu tư quốc gia mà cịn có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế quốc gia mà chí quốc gia bị cản trở mơi trường sách bất lợi Moreira (2005), Karras (2006), Ndambendia (2010) đưa chứng thực nghiệm cho thấy tồn mối quan hệ chiều nguồn viện trợ nước tăng trưởng kinh tế quốc gia phát triển, đó, Fambon (2013) lại cho thấy trường hợp Cameroon, dịng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi có tác động tích cực đáng kể tới tăng trưởng kinh tế ngắn hạn dài hạn, nhiên, nguồn viện trợ nước ngồi khơng có tác động đáng kể tới tăng trưởng kinh tế ảnh hưởng ảnh hưởng tích cực Mặt khác, ưu điểm mà nguồn viện trợ nước mang đến cho quốc gia phát triển, nguồn viện trợ nước ngồi lại có tác động tiêu cực tới kinh tế quốc gia bao gồm việc nhập công nghệ không phù hợp, bóp méo thu nhập quốc gia nhận đầu tư, khuyến khích phủ thực hành vi tham nhũng quốc gia phát triển (Chorn Siek, 2017) Phương trình biến phụ thuộc GDPGR dòng vốn AID Kiểm tra phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (32) Prob>chi2 = = 23395.87 0.0000 Kiểm tra tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 31) = 162.052 Prob > F = 0.0000 Kết ước lượng phương pháp hồi quy GMM: biến phụ thuộc GDPGR dòng vốn AID Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : year of instrument s = 30 9 =4 Number Wald chi2(8) Prob > 0 =0 chi2 avg = 16.00 max = 16 lg go Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for levels equation Standard _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(2/15).(aid sav) collapsed DL4.gdpgr collapsed ArellanoBond test for ArellanoBond test for Sargan AR(1) in AR(2) in first difference s: first difference s: z = -3.08 z = -1.29 (Not Hansen (Robust, but Phương trình biến phụ thuộc GDPGR dòng vốn FDI AID Kiểm tra phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (32) Prob>chi2 = = 26609.16 0.0000 Kiểm tra tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 31) = 165.268 Prob > F = 0.0000 Kết ước lượng phương pháp hồi quy GMM: biến phụ thuộc GDPGR dòng vốn FDI AID Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : year of instrument s = 30 =2 Number Wald chi2(9) Prob > 0 =0 chi2 avg = 16.00 max = 16 lg go Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for levels equation Standard _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(2/15).(fdi aid) collapsed DL4.gdpgr collapsed ArellanoBond test for ArellanoBond test for AR(1) in AR(2) in first difference s: first difference s: z = -3.11 z = -1.10 Sargan (Not Hansen (Robust, but Phương trình biến phụ thuộc GDPPCGR dòng vốn FDI Kiểm tra phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (32) Prob>chi2 = = 25261.38 0.0000 Kiểm tra tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 31) = 160.358 Prob > F = 0.0000 Kết ước lượng phương pháp hồi quy GMM: biến phụ thuộc GDPPCGR dòng vốn FDI Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instrument s = 16 Wald chi2(8) Prob > chi2 8 =1 0 =0 avg = 16.00 max = 16 lgdppcgr go Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for levels equation Standard _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(2/15).fdi collapsed DL4.gdppcgr collapsed ArellanoBond test for ArellanoBond test for Sargan AR(1) in AR(2) in first difference s: z = first difference s: z = -2.32 Pr > -1.44 Pr > (Not Hansen (Robust, but Phương trình biến phụ thuộc GDPPCGR dịng vốn AID Kiểm tra phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (32) Prob>chi2 = = 23792.89 0.0000 Kiểm tra tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 31) = 159.249 Prob > F = 0.0000 Kết ước lượng phương pháp hồi quy GMM: biến phụ thuộc GDPPCGR dòng vốn AID Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instrument s = 31 Wald chi2(8) Prob > chi2 1 6 =3 0 =0 avg = 16.00 max = 16 lgdppcgr go Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for levels equation Standard _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(1/15).aid collapsed DL(2/15).sav collapsed DL5.gdppcgr collapsed ArellanoBond test for ArellanoBond test for AR(1) in AR(2) in first difference s: first difference s: z = -3.10 z = -1.57 Sargan (Not Hansen (Robust, but Phương trình biến phụ thuộc GDPPCGR dòng vốn FDI AID Kiểm tra phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (32) Prob>chi2 = = 26973.79 0.0000 Kiểm tra tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 31) = 162.426 Prob > F = 0.0000 Kết ước lượng phương pháp hồi quy GMM: biến phụ thuộc GDPPCGR dòng vốn FDI AID Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instrument s = 32 Wald chi2(9) Prob > chi2 =4 0 =0 avg = 16.00 max = 16 lgdppcgr go Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for levels equation Standard _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(2/15).(fdi aid) collapsed DL(2/4).gdppcgr collapsed ArellanoBond test for ArellanoBond test for AR(1) in AR(2) in first difference s: first difference s: z = -3.22 z = -1.24 Sargan (Not Hansen (Robust, but ... tiếp nước ngồi có tác động tới tăng trưởng kinh tế quốc gia phát triển Châu Á tác động tích cực (+) hay tiêu cực (-)? - Những sách khuyếnh nghị để thúc đẩy tăng trưởng kinh tế quốc gia phát triển. .. Dịng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi có tác động tới tăng trưởng kinh tế quốc gia phát triển Châu Á hay không? - Nếu dịng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi có tác động tới tăng trưởng kinh tế quốc gia. .. 1997 đẩy tăng trưởng kinh tế quốc gia Feeny 113 quốc gia GMM Viện trợ nước ngồi có tác động McGillivray phát triển đáng kể đến tăng trưởng kinh tế (2008) phát triển quốc gia mà không liên giai đoạn