Nhằm xem xét ảnh hưởng của ràng buộc tài chính tiền tệ đến sự phát triển của các doanh nghiệp thông qua chỉ tiêu tăng trưởng năng suất yếu tố tổng hợp (TFP), nghiên cứu đã sử dụng mô hình động dữ liệu bảng để lượng hóa tác động của các ràng buộc tài chính tiền tệ (FCIf) đến tăng trưởng TFP ở cấp độ doanh nghiệp gồm 97.860 doanh nghiệp trong thời kỳ 20122017. Kết quả phân tích cho thấy có quan hệ tương quan âm giữa chỉ số FCIf với tăng trưởng năng suất lao động và TFP ở tất cả các ngành. Khi chỉ số FCIf tăng thêm 0,1 thì tăng trưởng TFP của các doanh nghiệp bị giảm đi 3,71%. Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy có quan hệ ngược chiều giữa chỉ số CFIf với quy mô giá trị gia tăng (VA )và tài sản của doanh nghiệp; ngành thương mại, bán lẻ, bán buôn; ngành chế biến, chế tạo và các doanh nghiệp thuộc tư nhân đối mặt với các ràng buộc tài chính tiền tệ lớn nhất.
TÁC ĐỘNG CỦA TỒN CẦU HĨA ĐẾN SỰ CHUYỂN DỊCH CƠ CẤU KINH TẾ Ở VIỆT NAM Nguyễn Thị Cẩm Vân Khoa Toán Kinh tế, Đại học KTQD Email: ncvantkt@neu.edu.vn Ngày nhận: 08/10/2019 Ngày nhận sửa: 28/11/2019 Ngày duyệt đăng: 05/01/2020 Tóm tắt: Nghiên cứu sử dụng phương pháp kiểm định đồng tích hợp Johansen, mơ hình hiệu chỉnh sai số để đánh giá tác động toàn cầu hóa đến chuyển dịch cấu kinh tế Việt Nam giai đoạn 1995-2016 Kết nghiên cứu cho thấy tồn cầu hóa có tác động thúc đẩy chuyển dịch cấu kinh tế Việt Nam theo hướng cơng nghiệp hóa, đại hóa Bên cạnh đó, độ mở thương mại có tác động tích cực đến chuyển dịch cấu kinh tế Việt Nam dài hạn Kết nghiên cứu cho thấy khơng đầu tư trực tiếp nước ngồi có tác động ngược chiều đến chuyển dịch cấu kinh tế dài hạn, mà tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng âm đến chuyển dịch cấu kinh tế ngắn hạn dài hạn Dựa kết phân tích, viết đề xuất số khuyến nghị nhằm thúc đẩy chuyển dịch cấu ngành kinh tế xu toàn cầu hóa Từ khóa: Tồn cầu hóa, chuyển dịch cấu kinh tế, đồng tích hợp, mơ hình hiệu chỉnh sai số Mã JEL: F62, L16, C32 Impact of globalization on structural change in Vietnam Abstract: This study uses Johansen cointegration test, error correction modeling technique to analyse impact of globalization on the structural change in Vietnam in the period 1995-2016 The results show that globalization promotes structural change in long-run The study further reveals that openness had positive effect on structural change in long-term Moreover, foreign direct investment affects the structure of the economy in the reverse direction in long-run, and exchange rate also affects structure change negatively in both short-run and long-run Based on the findings, some recommendations to speed up the structural change of Vietnamese economy in the context of current globalization are proposed Keywords: Globalization, structural change, cointegration, error correction model JEL Code: F62, L16, C32 Giới thiệu lượng, cường độ chế, tiến trình hoạt động nhằm thúc đẩy hợp tác quốc gia giới hội nhập kinh tế, trị, văn hóa, xã hội cấp độ tồn cầu Tồn cầu hóa (TCH) phản ánh thay đổi xã hội kinh tế giới, tạo mối liên kết, trao đổi ngày tăng quốc gia, tổ chức, cá nhân góc độ kinh tế, trị, văn hóa, xã hội… phạm vi tồn cầu Q trình tồn cầu hóa gắn liền với tăng lên số Số 271 tháng 01/2020 Từ cuối thập niên 1980, toàn cầu hóa diễn với tốc độ cường độ chưa có tiền lệ, tạo thay đổi lớn kinh tế 30 toàn cầu kinh tế quốc gia tham gia mức độ khác vào trình Sự chuyển dịch cấu kinh tế diễn mạnh mẽ, khu vực nông nghiệp nước cơng nghiệp hóa thu hẹp nhường chỗ cho khu vực công nghiệp dịch vụ khác như: đầu tư trực tiếp nước ngoài, độ mở thương mại, tỷ giá hối đối (trong thay đổi tỷ giá có ảnh hưởng đến phát triển thương mại dịch chuyển cấu thương mại, từ tác động đến cấu sản xuất làm thay đổi cấu kinh tế), lao động nước ngồi, cơng nghệ, tự hóa tài chính… Việt Nam khơng nằm ngồi xu Tăng trưởng kinh tế Việt Nam thời gian qua gắn liền với trình chuyển dịch cấu kinh tế từ nông nghiệp sang công nghiệp dịch vụ Tỷ trọng đóng góp nơng nghiệp vào GDP giảm từ 27% năm 1996 xuống 16% năm 2016 Trong năm gần đây, công nghiệp dịch vụ chiếm khoảng 80% GDP Các tài liệu nghiên cứu thống tồn cầu hóa khơng tác động đến ngành mà cịn có ảnh hưởng đến quy mô tương đối ngành kinh tế Hội nhập vào kinh tế giới giúp quốc gia chun mơn hóa lĩnh vực kinh tế mà quốc gia có lợi so sánh tương đối so với thị trường giới Ở cấp độ ngành, lực lượng tồn cầu hóa thu hút yếu tố sản xuất vào ngành mà kinh tế nước chuyên sâu Sự thay đổi cấu thúc đẩy dòng vốn quốc tế vốn đầu tư nước ngồi, chuyển cơng nghệ hiệu từ nước sang doanh nghiệp xuất khẩu, buộc đối thủ cạnh tranh hiệu bị loại khỏi thị trường nội địa Ngoài ra, dòng vốn đầu tư vào phát triển dự đốn là: giá hàng hóa cố định, gia tăng yếu tố làm tăng sản lượng cách mức ngành kinh tế sử dụng yếu tố dẫn đến chun mơn hóa (tương đối) lĩnh vực thu hẹp ngành khác Trong hệ thống tài liệu nghiên cứu tồn cầu hóa, số lượng nghiên cứu tác động tồn cầu hóa đến thay đổi cấu kinh tế quốc gia hạn chế Do đó, nghiên cứu hy vọng bổ sung cho nghiên cứu trước cách áp dụng phương pháp phân tích định lượng để đánh giá tác động tồn cầu hóa đến chuyển dịch cấu kinh tế Việt Nam Nghiên cứu tập trung vào trả lời câu hỏi: toàn cầu hóa có tác động đến chuyển dịch cấu kinh tế Việt Nam? Để trả lời câu hỏi đó, nghiên cứu sử dụng kiểm định Johansen, mơ hình hiệu chỉnh sai số nhằm xác định tác động ngắn hạn dài hạn toàn cầu hóa đến thay đổi cấu kinh tế Việt Nam Các lực lượng tồn cầu hóa kinh tế gây thay đổi cấu kinh tế phụ thuộc vào phát triển đặc thù quốc gia Các kết nghiên cứu Proudman (2000) cho thấy mơ hình thay đổi cấu cơng nghiệp kinh tế G-5 tương đối khác giai đoạn 1970-1993 Đó lợi so sánh ngành công nghiệp xe giới Pháp Mỹ, ngành máy tính Đức, sản xuất kim loại Anh dệt may Nhật Bản Ngược lại, chun mơn hóa xảy ngành truyền thơng, ngành công nghiệp giấy in Mỹ, ngành hàng không vũ trụ Pháp, ngành công nghiệp xe giới Nhật Bản Kể từ năm 50, Trung Nam Âu đóng cửa nhà sản xuất giày dép vải Điều tương tự xảy Đông Âu năm 1990 (ILO, 1996) Trong khu vực địa lý, phát triển song song với thu hẹp ngành nông nghiệp, dẫn đến phụ thuộc ngày tăng vào nhập nông sản, chủ yếu từ nước phát triển Việc làm ngành bị thu hẹp ngày giảm Ví dụ, từ 1980 đến 1993, việc làm ngành dệt may, quần áo Nội dung viết cấu trúc sau: phần trình bày tổng quan nghiên cứu tác động toàn cầu hóa đến chuyển dịch cấu kinh tế quốc gia giới; phần định mơ hình nghiên cứu liệu sử dụng; phần kết phân tích tác động tồn cầu hóa đến chuyển dịch cấu kinh tế Việt Nam; phần cuối kết luận số khuyến nghị Tổng quan nghiên cứu Các tác động tồn cầu hóa chủ đề đặc biệt thu hút quan tâm nghiên cứu quốc gia phát triển quốc gia phát triển Hệ thống nghiên cứu có tác động tồn cầu hóa đa dạng phong phú Các nghiên cứu thường tập trung vào phân tích tác động tồn cầu hóa đến tăng trưởng kinh tế, nghèo đói bất bình đẳng, mơi trường, phát triển người, phát triển số ngành, đặc biệt công nghiệp chế biến chế tạo Các tài liệu nghiên cứu thường đánh giá tác động tồn cầu hóa chủ yếu thơng qua kênh Số 271 tháng 01/2020 31 giày dép giảm 40% Đức, 35% Tây Ban Nha, 51% Ba Lan 30% Mỹ (ILO, 1996) Ở Tây Âu việc loại bỏ trợ cấp cho ngành khai mỏ, khai thác than phận ngành ô tô sụp đổ tường sắt xuất ngành ô tô nước Đông Nam Á Từ năm 1985 đến 2007, việc làm mỏ Anh Đức giảm, nhà sản xuất than Trung Quốc Từ năm 1997 đến 2005, đóng góp ngành cơng nghiệp ô tô vào GDP giảm đáng kể Pháp, Anh, Ý Tây Ban Nha (ngoại trừ Đức chuyên sản xuất sản phẩm cao cấp), thời gian sản xuất xe tăng gấp ba lần Ấn Độ gấp bốn lần Trung Quốc (Holweg & cộng sự, 2009) Nguyên nhân dẫn đến thay đổi cấu ngành q trình tồn cầu hóa lợi so sánh ngành cụ thể quốc gia tục nhận hỗ trợ hoạt động định hướng xuất xuất Ví dụ, năm 1990, công ty đặc khu kinh tế Trung Quốc hoạt động theo quy tắc thương mại tự do, doanh nghiệp nước hoạt động sau rào cản thương mại cao, doanh nghiệp nhà nước tiếp tục nhận hỗ trợ đáng kể Trong đó, Hàn Quốc Đài Loan đẩy công ty họ vào thị trường giới cách trợ cấp cho họ nhiều, trì hỗn tự hóa nhập công ty nước đủ mạnh, đứng vững Chiến lược đảm bảo lao động sử dụng cơng ty bị suy giảm cạnh tranh nhập cơng ty khơng hiệu kinh tế, cơng ty cung cấp việc làm mức suất cao lựa chọn thay tốt (tức khu vực khơng thức nông nghiệp) cho lao động họ Các nước Châu Mỹ Latinh Châu Phi lại gặp vấn đề liên quan đến tỷ giá hối đoái thực Các nước thường tự hóa bối cảnh loại tiền tệ định giá cao, thúc đẩy sách tiền tệ chống lạm phát dịng vốn viện trợ nước lớn Việc định giá cao gây thiệt hại cho ngành công nghiệp, đặc biệt ngành công nghiệp đại lĩnh vực chế biến chế tạo hoạt động với biên lợi nhuận chặt chẽ Ngược lại, nước châu Á thường nhắm đến tỷ giá hối đoái thực cạnh tranh với mục đích thúc đẩy ngành cơng nghiệp định hướng xuất Do đó, Rodrik (2014) cho đóng góp mà tồn cầu hóa thực quốc gia phụ thuộc vào hoàn cảnh địa phương, lựa chọn nhà hoạch định sách chiến lược tăng trưởng nước Nghiên cứu tồn cầu hóa, chuyển dịch cấu kinh tế tăng trưởng suất lao động 38 quốc gia, Rodrik (2014) cho tồn cầu hóa có tác động đáng kể đến tất quốc gia phát triển giai đoạn 1990–2005 Các quốc gia dần loại bỏ hạn chế hàng nhập khẩu, cắt giảm thuế quan, khuyến khích FDI xuất khẩu, nhiều kinh tế mở cho dòng tài xun biên giới Vì vậy, tồn cầu hóa đóng vai trị quan trọng việc thúc đẩy mơ hình thay đổi cấu quốc gia khu vực địa lý Kết nghiên cứu mối quan hệ tồn cầu hóa thay đổi cấu Mỹ Reyes-Heroles (2018) cho thấy suy giảm chi phí thương mại tồn cầu giải thích 3,2% sụt giảm tỷ trọng giá trị gia tăng công nghiệp chế biến chế tạo giai đoạn 1970-2007, suy giảm chi phí thương mại hàng hóa cơng nghiệp chế biến chế tạo nhập Mỹ giải thích 32% suy giảm tỷ trọng giá trị gia tăng ngành Trung Quốc Ấn Độ trải qua thay đổi cấu sâu sắc thời kỳ tăng trưởng kinh tế nhanh chóng 1987-2009 Valli & cộng (2015) cho Trung Quốc có mức tăng trưởng suất dài chun sâu hơn, Ấn Độ lại có mức tăng trưởng cân Các kết nghiên cứu cho thấy tăng trưởng kinh tế cân đối phần hạn chế mức độ thay đổi cấu, tồn cầu hóa, trái lại, thúc đẩy thay đổi cấu kinh tế Mức xuất khẩu, nhập FDI cao không liên quan đến tốc độ tăng trưởng kinh tế cao mà phân bổ nguồn lực sâu ngành, điều chỉnh lợi so sánh tổ chức lại sản xuất Ở kinh tế nổi, thay đổi cấu chủ yếu quốc gia tăng dòng thương mại quốc tế dòng vốn FDI, tiến cơng nghệ làm giảm chi phí sản xuất Một số quốc gia (chủ yếu châu Á) trải qua thay đổi cấu nhanh chóng, thay đổi cấu làm tăng suất, thay đổi cấu số quốc gia khác (chủ yếu châu Phi châu Mỹ Latinh) làm giảm suất Một đặc điểm đáng ý tồn cầu hóa theo phong cách châu Á có tính chất hai chiều: nhiều hoạt động cạnh tranh nhập tiếp Số 271 tháng 01/2020 Wood (2017) cho tồn cầu hóa làm chuyên 32 Dữ liệu phương pháp nghiên cứu Dữ liệu theo năm sử dụng nghiên cứu tổng hợp từ hệ thống sở liệu trang web: data.worldbank.org, ceicdata.com kof.ethz.ch (cập nhật năm 2019) giai đoạn 1995-2016 (bảng 1) Sự hạn chế năm 2019, số liệu tồn cầu hóa cung cấp đến năm 2016 Bảng 1: Dữ liệu sử dụng nghiên cứu Tên biến Mô tả Nguồn STRUC Cơ cấu kinh tế đo tỷ trọng cơng nghiệp dịch vụ GDP Chỉ số tồn cầu hóa tổng hợp The World Bank Development Indicators Database KOF Index of Globalization Đầu tư trực tiếp nước đo tỷ trọng vốn FDI GDP Độ mở thương mại đo (Xuất + Nhập khẩu)/GDP Tỷ giá hối đoái VND/USD The World Bank Development Indicators Database The World Bank Development Indicators Database The Ceic Database KOF FDI OPEN EXR mơn hóahiểu theotác ngành yếu đến tố đầu vào mại giákinh tế cóởtác động dương đếncứu GDP cơng Để tìm động dựa tồn cầu hóa chuyển dịchvà cơtỷcấu Việt Nam, nghiên sử dụng phương pháp hai giai bướcđoạn Engle Granger phương đồngNghiên tích hợp trở nêncảsâu sắc 1985-2015 Ở nghiệp trongpháp dài hạn cứucủa tácJohansen động Các toàn bước tiếnphát hànhtriển nghiên cứu nhưcơng sau: cầu hóa đến phát triển khu vực dịch vụ Việt nước giàu kỹđược năng,thực cáchiện ngành nghiệp chế biến chế tạo trở nên thâm dụng kỹ Nam giai đoạn 1995 – 2015, Nguyễn Thị Cẩm Vân Ở nước phát triển Đông Á khan cộng (2018) chứng tỏ tồn cầu hóa đất đai, đặc biệt Trung Quốc, ngành chế phát triển ngành dịch vụ Việt Nam có quan hệ biến chế tạo thâm dụng lao động mở rộng Tuy nhân Granger chiều Tồn cầu hóa thúc đẩy nhiên, nước phát triển đất đai giàu có, phát triển ngành dịch vụ Việt Nam công nghiệp chế biến chế tạo bị đình trệ suy ngắn hạn dài hạn Bên cạnh đó, phát triển giảm, Nam Á khan đất đai, công ngành dịch vụ chịu tác động dương mạnh mẽ nghiệp chế biến chế tạo bị kìm hãm trình độ học đầu tư trực tiếp nước dài hạn vấn thấp sở hạ tầng yếu Mặc dù tỷ trọng Tóm lại, hệ thống nghiên cứu tác động ngành dịch vụ tổng sản lượng việc làm tồn cầu hóa đến chuyển dịch cấu kinh tế kinh tế tăng hầu hết quốc gia, quốc gia giới nguồn tài liệu tham khảo chủ yếu lý khơng liên quan đến tồn quan trọng vận dụng để phân tích cho Việt cầu hóa Nam Từ nghiên cứu rút Ở nước châu Phi, Kelbore (2014) tìm thấy xem xét tác động tồn cầu hóa đến thay đổi mối quan hệ nhân Ganger độ mở thương cấu kinh tế cần xem xét yếu tố đặc mại (biến đại diện cho toàn cầu hóa) với chuyển dịch trưng tồn cầu hóa đầu tư trực tiếp nước cấu kinh tế giai đoạn 1981–2010 ngoài, thương mại, tỷ giá Tuy nhiên, số lượng Ở Việt Nam có số nghiên cứu định lượng nghiên cứu định lượng tác động tồn cầu hóa tác động tồn cầu hóa Nghiên cứu đến chuyển dịch cấu kinh tế quốc gia Nguyen Thi Cam Van & Tran Tho Dat (2018) giới, có Việt Nam cịn khiêm tồn cầu hóa thúc đẩy tăng trưởng kinh tế tốn Do đó, nghiên cứu hy vọng bổ sung Việt Nam giai đoạn 1995 - 2014 Các số cho nghiên cứu trước cách sử dụng mơ tồn cầu hóa tổng hợp tồn cầu hóa kinh tế có hình định lượng để phân tích tác động tồn cầu tác động dương đến tăng trưởng kinh tế Bên cạnh hóa đến chuyển dịch cấu ngành kinh tế Khác đó, đầu tư trực tiếp nước ngồi, tỷ giá có tác với nghiên cứu trước, nghiên cứu sử dụng động tích cực đến tăng trưởng, cịn cán cân thương số toàn diện toàn cầu hóa Dreher mại có tác động ngược chiều đến tăng trưởng kinh (2006) xây dựng tính tốn hàng năm cho tế Kết nghiên cứu Nguyen Thi Cam Van quốc gia giới (2019) tác động tồn cầu hóa đến phát Dữ liệu phương pháp nghiên cứu triển công nghiệp Việt Nam giai đoạn 1995-2015 Dữ liệu theo năm sử dụng nghiên cứu tồn cầu hóa có tác động thúc đẩy phát triển công nghiệp Việt Nam ngắn hạn dài tổng hợp từ hệ thống sở liệu trang hạn; đầu tư trực tiếp nước ngoài, cán cân thương web: data.worldbank.org, ceicdata.com kof.ethz Số 271 tháng 01/2020 33 H: lượng mơ hình: rank(П ) > r (Số quan hệ đồng tích hợp lớn r) � � Thống kê kiểm định: λ����� (𝑟𝑟) = −𝑇𝑇 ∑ � ����� ln (1 − λ� ) ∆𝑋𝑋� = 𝛽𝛽� + 𝛽𝛽� 𝑡𝑡 𝑡 𝑡𝑡𝑡𝑡��� + � �� ∆𝑋𝑋��� + 𝜀𝜀� ��� Thống kê kiểm định: λ����� (𝑟𝑟) = −𝑇𝑇 ∑������ ln (1 − λ�� ) trongtrong ∆Xt đó, = Xt -rXlà t -1 kiểm định cặp giả thuyết: số véctơ đồng liên kết; n số giá trị riêng; H0: δ = (Chuỗi Xt không dừng); П H1: δ < (Chuỗi Xt dừng) ma trận giá trị riêng khác không; T số quan sát; ch (cập nhật năm 2019) giai đoạn 1995-2016 П ma trậnliên giá kết; trị riêng khác T số quan đó, r số véctơ đồng n số giákhông; trị riêng; Nếu chuỗi Xt dừng gọi tích hợp bậc hay I(0) Nếu chuỗi Xt khơng dừng kiểm định ADF (bảng 1) Sự hạn chế năm 2019, số tiếp liệutụctồn chuỗi thực trêntrận chuỗigiá sai phân chuỗi gốc ∆X t Nếu chuỗi t dừng Пsát; làhiện ma trị riêng khác không; T là∆Xsố quan sát;gốc gọi tích hợp bậc hay I(1) cầu hóa cung cấp đến năm 2016 �λ� giá trị ước lượng giá giá trị trị riêng riêng thứ thứ iivà vàcác giá trị riên Nếu chuỗi sử dụng nghiên cứu tích hợp bậc kiểm định Johansen thực để giảm dần; Để tìm hiểu tác động tồn cầu hóakiểm đếntra riêng xếp thứ tự tuyến giảmtính dần; tính đồng tíchgiá hợp.trị Các chuỗi số liệu làsắp đồng tích theo hợp tổ hợp chúng � � làđịnhgiá chuỗi dừng Kiểm Johansen thựclượng trêncủa chuỗi số liệu gốc cho biếtivới nhóm trị ước giá trị riêng thứ giáchuỗi trị không riêng đượ λ chuyển dịch cấu kinh tế Việt Nam, nghiên cứu Kiểm định giánhiêu trị riêng cựctính đại kiểm định giả thuy Kiểm giácủa(Maximum-Eigenvalue) trị riêng (Maximumdừng, tồn bao tổ hợpđịnh tuyến chúng chuỗicực dừng đại Hai phương pháp thống kêcặp sau giảm dần; sử dụng để xác định số phương trình tích hợp chuỗi số liệu sử dụng phương pháp hai bước Engle Eigenvalue) kiểm định cặp giả thuyết: ) = r (Có r quan hệ đồng tích hợp) H0: rank(П Kiểm định cặp(Maximum-Eigenvalue) giả thuyết: Granger phương pháp đồngKiểm tích định hợp củavết giá trị(Trace) riêngkiểm cựcđịnhđại kiểm định cặp giả thuyết: H : rank(П ) == rrnhất (Có r quan hệtích đồng tích hợp) 01: rank(П ) ≤ r (Có )nhiều r1quan hệ rđồng hợp); hệ đồng tích hợp) H0: rank(П + (Có + quan H Johansen Các bước tiến hành nghiên cứu thực H0: rank(П ) = r (Có r quan hệ đồng tích hợp) : rank(П ) = hệr đồng + 1tích(Có r + r)1 quan hệ đồng rank(П ) > r (Số quan hợp lớn H1 : H sau: hợp) ) = r + (Có r + quan hệ đồng tích hợp) : rank(П H1tích Đầu tiên, chuỗi số liệu sử dụng nghiên � ��� ) (𝑟𝑟) = ������ (𝑟𝑟𝑟ln𝑟𝑟(1𝑟𝑟 Thống kiểm định: λ����� −𝑇𝑇 ∑������ − λ��)) = −𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇 Thống kêkêkiểm định: λkê ��� Thống kiểm định: cứu kiểm định tính dừng kiểm định Nếu tồn quan hệ đồng tích hợp chuỗi thời gian xem xét t nghiệm đơn vị Dickey-Fuller mở rộng (ADF) Để đó,định: r số véctơ đồng liên kết; giá)trị= riêng; (𝑟𝑟𝑟n 𝑟𝑟là số 𝑟𝑟 −𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇� ) Thống kêtrong kiểm λ��� ������ ác chuỗi số liệu sử dụng nghiên cứu kiểm định tối ưu củatính mơ dừng hình sẽbằng đượckiểm xác định vào các��� tiêu chuẩn AIC (Akaike П ma trận giá trị riêng khác không; T số quan sát; xác định chuỗi(ADF) Xt có dừng hayđịnh khơng, người ta ước vị Dickey-Fuller mở rộng Để xác chuỗi X hay khơng, người tavàước t có (Schwarz information criterion) HQ chuỗi (Hannan-Quinn information Nếu tồn dừng quan hệ đồng tích hợp thời gian xem xétcriterion) lượng mơ hình: ình: Nếu tồn xác quan hệ đồng tích hợptiêu giữachuẩn chuỗi tối ưuTừ mơ hình định vào AIC (Akaike infort tổng quanλ�� liệu nghiên mô tác động hạntự giátài trị ước lượng giá cứu, trị riêng thứ hình i cácphân giá trị tích riêng xếp dài theo thứ � (Schwarz thời gian xem xét bước tiếp theo, độ HQ (Hannan-Quinn criterion) giảminformation dần;cấu kinh criterion) dịch tế Việt Nam định information sau: trễ tối ưu mơ hình xác định vào Kiểm định giá trị riêng cực đại (Maximum-Eigenvalue) kiểm định cặp giả thuyết: ∆𝑋𝑋� = 𝛽𝛽� + 𝛽𝛽� 𝑡𝑡 𝑡 𝑡𝑡𝑡𝑡��� + � �Từ 𝜀𝜀� tài liệu nghiên cứu, mơ hình phân tích tác động dài hạn toàn c � ∆𝑋𝑋 ��� + tổng quan 𝛾𝛾� + 𝛾𝛾� 𝐾𝐾𝐾𝐾𝐾𝐾 + 𝛾𝛾� 𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹� +criterion), 𝛾𝛾� 𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂� + 𝛾𝛾� 𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸� + 𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆 � = �information ) chuẩn = r (Có rAIC quan hệ đồng tích hợp) H tiêu (Akaike 0: rank(П ��� dịch cấu kinh tế Việt Nam định sau: ) = r + 1information (Có r + quan hệ đồng tích hợp) H 1: rank(П SC (Schwarz criterion) HQ (Hannanđịnh t = Xt - Xt -1 kiểm đócặp ∆Xgiả =thuyết: Xt - Xt -1 kiểm định cặp giả 𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆� = 𝛾𝛾� + 𝛾𝛾� 𝐾𝐾𝐾𝐾𝐾𝐾� + 𝛾𝛾� 𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹� + 𝛾𝛾�4𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂� + 𝛾𝛾� 𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸� + 𝑣𝑣� t Quinn information criterion) thuyết: huỗi Xt không dừng); Thống kê kiểm định: λ��� ������ (𝑟𝑟𝑟 𝑟𝑟 𝑟𝑟) = −𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇���� ) Từ tổng quan tài liệu nghiên cứu, mô hình xét Nếu tồn quan hệ đồng tích hợp chuỗi thời gian xem bước tiếp theo, độ trễ huỗi Xt dừng) H0: δ = (Chuỗi Xt khơng dừng); phân tíchxáctác hạntiêucủa tồn hóainformation đến sựcriterion), SC tối ưu mơ hình địnhđộng cứdài vào chuẩn AIC cầu (Akaike information criterion) HQ (Hannan-Quinn information criterion) H1: δ chuỗi rgọi (Sốlà quan đồng tích hợpI(0) lớn Nếu r) 1: rank(П ∆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆� = 𝜃𝜃� + 𝜃𝜃� ∆𝐾𝐾𝐾𝐾𝐾𝐾� + 𝜃𝜃� ∆𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹� + 𝜃𝜃� ∆𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂� + 𝜃𝜃 chuỗi số liệu gốc cho biết với nhóm chuỗi chuỗi được thực chuỗi sai phân ∆Xt � Nếu 𝜃𝜃� + 𝜃𝜃gốc + 𝜃𝜃�chuỗi ∆𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹�∆X +t 𝜃𝜃dừng 𝜃𝜃� 𝑣𝑣��� + 𝜖𝜖� (3.2) ∆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆𝑆 � = chuỗi � ∆𝐾𝐾𝐾𝐾𝐾𝐾 � ∆𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂 � + 𝜃𝜃gốc � ∆𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸 � +gọi khơng dừng, tồn tổ hợp tuyến tính củatrong đó, ∆ sai phân bậc nhất; ợp bậc hay I(1) � (𝑟𝑟là)nghiên ∑cứu chuỗi Hai phương kê sau 𝜃𝜃� , 𝜃𝜃 𝜃𝜃� , 𝜃𝜃đó, ,được 𝜃𝜃�∆, 𝜃𝜃 tham ướcθlượng, kê kiểm sử định: λchúng = −𝑇𝑇dừng ln hợp (1 −cùng λ�� )pháp � ,trong �đó, ����� ����� c chuỗi dụng tích bậcthống kiểm định Johansen để sai phân bậc nhất; là�thực sai phân bậcsố nhất; , θ1, θ2𝜃𝜃,�θlà , θtốc , độ hiệu chỉnh đó, ∆ sai phân bậc nhất; dụng để xác sốđồng phương tích a tính đồng tíchđược hợp.sửCác chuỗi số định liệu tíchtrình hợpđổng tổ hợp θtuyến tínhtham số chúng θ tốc độ hiệu chỉnh ước lượng, 𝜃𝜃� , 𝜃𝜃� , 𝜃𝜃� , 𝜃𝜃� , 𝜃𝜃� , 𝜃𝜃� 5tham số ước lượng, 𝜃𝜃� tốc độ hiệ hợp chuỗi số liệu ừng Kiểm định Johansen chuỗi số liệu gốc cho biết với nhóm chuỗi khơng 𝜃𝜃� , 𝜃𝜃thực , 𝜃𝜃 , 𝜃𝜃 , 𝜃𝜃 , 𝜃𝜃 tham số ước lượng, 𝜃𝜃 tốc độ hiệu chỉnh sai số � � � � � � số trễ củathống sai sốkê mơđược hình (3.1); 𝜖𝜖� sai số mơ hình (3.2) 𝑣𝑣���sai ó, rtại bao số véctơ liêntuyến kết; ntính sốcủa giáchúng trị riêng; ồn nhiêuđồng tổ hợp chuỗi dừng Hai phương pháp sau Kiểm định vết (Trace) kiểm định cặp giả thuyết: v trễ sai số hìnhcủa (3.1); sai số để xác hợpTgiữa chuỗi liệu làt-1 kiểm định chấtmô t lượng mơ ϵhình vàsai độsốtin cậy c П làđịnh ma số trậnphương giá trị trình riêng khác tích khơng; sốcác quan sát;số Cuối trễ sai số mơ hình (3.1); 𝜖𝜖 mơ hình 𝑣𝑣 H0: rank(П ) ≤ r (Có nhiều r quan hệ đồng ��� � mơ hình (3.2) trễ sai số mơ hình (3.1); 𝜖𝜖 sai số mơ hình (3.2) 𝑣𝑣 ��� nh vết (Trace) tích kiểmhợp); định cặp giả thuyết: 4.�Tác Cuối độngcùng tồn cầu hóađịnh đếnvềsựchất chuyển dịch tế tin Việt kiểm lượng củacủa mơcấu hìnhkinh độ cậy Cuối kiểm địnhquả ước chất lượng mô Cuối kiểm định chất lượng mơ hình độ tin cậy kết lượng : rank(П ) ≤ r (Có nhiều r quan hệ đồng tích hợp); H trị ước Sự4.được phát triển mức độ toàn ước Việt Nam dịch cấu kinh tế H1: lượng rank(Пcủa ) >giá r (Số quan thứ hệ đồng tíchgiá hợp lớn trị riêng i trị4.1 riêng theo thứ tựcầu λ�� giá hình độxếp tin cậy kếthóa lượng Tácvà động tồn cầu hóa đến chuyển Tác động tồn cầu hóa đến chuyển dịch cấu kinh tế Việt Nam r) ) > r (Số quan hệ đồng tích hợp lớn r)Theo xu hướng tồn cầu hóa, Việt Nam đạt bước tiến tíc H1: rank(П cầu cầu hóa hóa đếnởsự chuyển 4.1.4.SựTác phátđộng triểncủa mứctồn độ toàn Việt Nam 4.1 Sựkêphát triển mức độ kiểm toàn định cầu hóa Việt Nam tồn cầu Trong giai đoạn 1995–2016, mức độ tồn cầu hóa Việt Na Thống kiểm định: iá trị riêng cực đại (Maximum-Eigenvalue) cặp ởgiả thuyết: dịch cấu kinh tế Việt Nam Theo xu hướng tồn cầu hóa,nâng Việtdần Nam đạt đượcnăm bước tồnnhững cầu hóa tổng hợptích KOF từ trình mức 37,94 Theo xu rhướng tồn cầutích hóa,hợp) Việt Nam đãChỉ đạt số bước tiến cựcđộtrong hội nhập 1995 lên � : rank(П ) = r (Có quan hệ đồng H 4.1 Sự phát triển mức toàn cầu hóa Việt � tồn cầu Trong giai đoạn 1995–2016, mức độ tồn cầu hóa V ng kê kiểm định: λ����� (𝑟𝑟) = −𝑇𝑇 ∑����� ln (1 − λ� ) hóa, độ tồn cầucàng hóa tồn cầu Trong giai đoạn 1995–2016, mứcba độphương tồnNam cầudiện hóacủatồn Việtcầu Nam cómức xu hướng ngày tăng trị cao n số tồn cầu hóa tổng hợpnăm KOF nângmức dần độ từ mức 37,94 năm 19 từChỉ 49,12 năm 1995 lên 2016; tồn cầu hóa kinh r + (Cócầu r +hóa quan đồng tích hợp)dầnđịnh H1: rank(П ) = Chỉ số1toàn tổnghệ hợp KOF nâng từ mức 37,94 năm 1995 lên74,32 64,27 năm 2016 (hình 1).cầu Trong ba phương diện củatồn cầu hóa, mức độ tồn hóa trị l có dấu hiệu giảm dần năm gần đây; mức độ tồn cầu hóa Theo xu trị hướng tồn cầu Nam đạt ổn đó, r làdiện số véctơ đồng n giácầu hóa ba phương củatồn cầuliên hóa,kết; mức độsố tồn cao vàhóa, luônViệt giữ xu thếđãtăng định từ 49,12 năm 1995 lên 74,32 năm 2016; mức độ tồn cầu hó g đó, r số véctơ đồng liên kết; n số giá trị riêng; dần từ 18,27 năm 1995 lên 57,77 năm 2016 Năm 2016, Việt Nam đứng trị riêng; bướckinh tiếntếtích cựcthứ định từ 49,12 năm 1995 lên 74,32 năm 2016; mức độ tồn cầu hóa đứng hai,q tăngtrình chậmhộihơn có dấu hiệu giảmcầu dầnhóa năm gần đây;của mức độ toàn c � xếp hạng mức độ toàn Trong ba thành phần ( ) 𝑟𝑟𝑟 𝑟𝑟 𝑟𝑟 = −𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇 ) ểm định:Пλ��� ��� ma������ trận giádấu trị riêng khác dần không; T số quan có hiệu giảm nămsát; gần đây; mức độ tồn cầu hóa xã hội xếp thứ ba tăng tồn cầu hó dần từ 18,27 năm 1995 lên 57,77 năm 2016 Năm 2016, Việt Nam tồn cầu hóa kinh thứ 75/203 cầu82/203 hóa trị,bảng 129/203 t 34 2016, 18,27 năm 1995 57,77 Năm Việttế,Nam đứng vị tồn trí thứ 271 tháng 01/2020 quan hệ đồng Số tíchdần hợptừ chuỗi thờilên gian đượcnăm xem2016 xét theo,độ độtồn trễở cầu xếp bước hạng tiếp mức hóa Trong ba thành phần toàn xếp định hạngcăn mức độcác tồntiêu cầuchuẩn hóa Trong ba thành phần tồn cầuphát hóa, Việt Nam xếp độ thứ 92/203 1: Sự triển mức cầuvề hóa N mơ hình xác vào AIC (Akaike information SC75/203 tồn cầuHình hóacriterion), kinh tế, thứ tồn cầu tồn hóa trị, vàViệt 129/2 � � giá trị ước lượng giá trị riêng thứ i giá trị riêng xếp theo thứ tự λ toàn cầu hóa kinh tế, thứ 75/203 tồn cầu hóa trị, 129/203 tồn cầu hóa xã hội formation criterion) HQ (Hannan-Quinn information criterion) Hình 1: Sự phát triển mức độ tồn cầu hóa n; ba phương diện củatồn cầu hóa, mức độ tồn cầu hóa trị cao ln giữ xu tăng ổn định từ 49,12 năm 1995 lên 74,32 năm 2016; mức độ tồn cầu hóa kinh tế đứng thứ hai, tăng chậm có dấu hiệu giảm dần năm gần đây; mức độ toàn cầu hóa xã hội xếp thứ ba tăng dần từ 18,27 năm 1995 lên 57,77 năm 2016 Năm 2016, Việt Nam đứng vị trí thứ 82/203 bảng xếp hạng mức độ tồn cầu hóa Trong ba thành phần tồn cầu hóa, Việt Nam xếp thứ 92/203 tồn cầu hóa kinh tế, thứ 75/203 tồn cầu hóa trị, 129/203 tồn cầu hóa xã hội Hình 1: Sự phát triển mức độ tồn cầu hóa Việt Nam, 1995 – 2016 80 70 60 50 40 30 20 10 2016 2015 2014 2013 Social Globalization 2012 2011 2010 2009 2008 2007 Economic Globalization 2006 2005 2004 2003 2002 2001 2000 KOF 1999 1998 1997 1996 1995 Political Globalization Nguồn: liệu tổng từ www.kof.ethz.ch 4.2 Sự Số chuyển dịchhợp cấu kinh tế Việt Nam Tồntồn cầu cầu hóa Trong thể giai hiệnđoạn giá trị rõ ràng Nam, gia tồn hóanhất đơngvàdân tồn nhập 1995–2016, mức với độ Việt cầu quốc hóa trị cầu cao giữ xu lịch sử đại GDP bình quân đầu người Việt Nam tăng từ 1.500 USD năm 1990 lên 2.587 USD tồn hóaCơ củacấu Việtkinh Namtếcó xu hướng thếhướng tăng ổncơng địnhnghiệp từ 49,12 năm 1995 74,32 năm nămcầu 2018 chuyển dịchngày tích cực, hóa, đạilên hóa Tỷ trọng đóngChỉ gópsốcủa ngành nôngtổng nghiệp GDP Việt giảmmức dần độ từ 27% 1996kinh xuống cịn 16% tăng tồn cầu hóa hợpvào KOF nâng dầnNam2016; tồn năm cầu hóa tế đứng thứ năm hai, 2016 Trong năm gần đây, công nghiệp dịch vụ chiếm khoảng 80% tổng sản lượng hàng từ mức 37,94 năm 1995 lên 64,27 năm 2016 (hình tăng chậm có dấu hiệu giảm dần năm kinh tế 1) Trong ba phương diện củatồn cầu hóa, mức độ năm gần đây; mức độ tồn cầu hóa xã hội xếp thứ ba Hình 2: Cơ cấu GDP theo ngành Việt Nam, 1996–2016 100% 90% 80% 70% 60% 50% 40% 30% 20% 10% 2016 2015 2014 2013 2012 2011 2010 2009 Công nghiệp 2008 2007 2006 Nông nghiệp 2005 2004 2003 2002 2001 2000 1999 1998 1997 1996 0% Dịch vụ Nguồn:Tính tốn tác giả từ số liệu Tổng cục Thống kê 4.3.271 Táctháng động 01/2020 tồn cầu hóa đến chuyển dịch 35 cấu kinh tế Việt Nam Số 4.3.1 Kiểm định nghiệm đơn vị Kết kiểm định nghiệm đơn vị bảng cho thấy chuỗi STRUC, KOF, FDI, OPEN EXR không Các chuỗi Bảng 2: Kiểm định ADF tính dừng chuỗi mơ hình (3.1) Chuỗi ban đầu Chuỗi sai phân bậc Kết Thống kê t Giá trị p Thống kê t Giá trị p STRUC -2,082691 0,2528 -4,494014 0,0023 I(1) KOF 0,196317 0,9651 -6,527932 0,0000 I(1) FDI -1,977552 0,2935 -3,488921 0,0195 I(1) OPEN -0,844036 0,7853 -5,259919 0,0005 I(1) EXR 0,548025 0,8606 -3,518660 0,0190 I(1) ADF test type: Intercept without trend Nguồn: Tính tốn tác giả dựa phần mềm Eviews Bảng 2: Kiểm định ADF tính dừng chuỗi mơ hình (3.1) tăng dần từ 18,27 năm 1995 lên 57,77 năm kinh tế Việt Nam 4.3.2.Năm Kiểm2016, định Việt đồngNam tích hợp pháp ban82/203 đầu Johansen Chuỗi sai phân bậc 2016 đứngtheo ởChuỗi vịphương trí thứ 4.3.1 Kiểm định nghiệm đơn vị Các chuỗi Kết Kết kiểm thấy thuyết véctơkêđồng hợp bảng xếp định hạng Johansen mứcThống độcho tồn hóa Trong kêcầu t giả Giá khơng trị p tồn Thống t tích Giá trịbịp bác bỏ với mức ý kiểm định đơnhợp vị ởgiữa bảng cho nghĩa 5%phần (Bảng Kiểm (Trace) rathứ tồnKết ba phương trìnhnghiệm đồng tích các2 biến ba thành của3).tồn cầuđịnh hóa,vết Việt Nam xếp0,2528 STRUC -2,082691 -4,494014 0,0023 I(1) thấy chuỗi STRUC, KOF, FDI, OPEN EXR với mức nghĩa định giá trị 92/203 ýtồn cầu5%, hóa cịn kinhkiểm tế, thứ 75/203 vềriêng toàn cực đại (Maximum-Eigenvalue) cho thấy tồn hai KOF trình đồng tích hợp 0,196317 -6,527932 0,0000 I(1)dài dừng chuỗi dừng sau hạn lấy phương biến Các 0,9651 kết quảkhông chứng tỏ tồn tạigốc mốinhưng quan hệ cân cầu hóa trị, 129/203 tồn cầu hóa xã hội thích mơ 0,2935 hình (3.1), mối giữalà0,0195 biểu sai phân bậcquan nhất,hệ nghĩa đềubiến tích có hợpthể bậc diễn FDISTRUC biến giải -1,977552 -3,488921 I(1) 4.2.cơSựchế chuyển dịch theo hiệu chỉnh sai cấu số kinh tế Việt Nam Kiểm định đồng tích hợp theo phương OPEN -0,844036 0,7853 4.3.2.-5,259919 0,0005 I(1) pháp Toàn cầu hóa thể giá trị rõ ràng Johansen 0,8606 -3,518660 0,0190 I(1) vớiEXR Việt Nam, quốc gia tồn 0,548025 cầu hóa đơng dân Bảng 3: Kết kiểm định đồng tích hợp Johansen Kết kiểm định Johansen cho thấy giả thuyết ADF testsửtype: without trend.đầu người lịch hiệnIntercept đại GDP bình quân Các chuỗi: STRUC, KOF, FDI, EXR khơng tồnOPEN, véctơ đồng tích hợp bị bác bỏ với mức Việt Tính Namtốn tăng USD năm 1990 lênEviews Nguồn: từ tác1.500 giả dựa phần mềm ý nghĩa 5% (Bảng 3) Kiểm định vết (Trace) định Trace Kiểm định Maximum-Eigenvalue Giả thuyết 2018 Cơ cấu kinh tếKiểm 2.587 USD năm chuyển dịch Giácơng trị nghiệp hóa, hiệnGiá phương tíchsốcực, hướng đạitrị hóa tới tồn ba phương trình đồng tích hợp Thống kê Giá trị tới hạn Thống kê riêng trình đồng hạn Xác với suất Xác biến ý nghĩa 5%, kiểm định giá trịsuất riêng 4.3.2 Kiểm định tích hợp theo phương mức Tỷ trọng đóng gópđồng ngành nơng nghiệp vàopháp GDPJohansen Max-Eigen (5%) Trace tích hợp (5%) cựctồn đạitại (Maximum-Eigenvalue) tồn mức haiý Việt giảmđịnh dần Johansen từ 27% năm 1996giả xuống cịnkhơng Kết Nam kiểm cho thấy thuyết véctơ đồng tích hợp bịcho bácthấy bỏ với Khơng có 0,905703 115,6668 69,81889 0,0000 47,22604 33,87687 0,0008 16% năm 2016 Trong năm gần đây, cơng phương trình đồng tích hợp biến Các kết nghĩa 5% (Bảng 3) Kiểm định vết (Trace) tồn ba phương trình đồng tích hợp biến Nhiều vụ0,836201 68,44078 0,0002 36,18228 27,58434 0,0031 nghiệp vànhất khoảng tổng sản cực với mức ýdịch nghĩa 5%, chiếm kiểm định80% giá 47,85613 trị riêng đạinày (Maximum-Eigenvalue) cho hệ thấy dài hai chứng tỏ tồn mối quan cântồn phương trình đồng tích hợp biến Các kết chứng tỏ tồn mối quan hệ cân dài hạn lượng hàng kinh 32,25849 tế Nhiều nhấtnăm 0,569427 29,79707 hạn 0,0255 16,85277 21,13162 STRUC biến giải thích 0,1791 mơ STRUC biến giải thích mơ hình (3.1), mối quan hệ biến biểu diễn Nhiều ước 0,52369 15,40573 0,0516 14,83371 14,2646 (3.1), mối quan hệ biến có0,0406 thể biểu 4.3 Kết lượng mơ hình phân15,49471 tích tác hình theo chế hiệu chỉnh sai số động tồn cầu hóa đến chuyển dịch cấu diễn theo chế hiệu chỉnh sai số Nhiều 0,028196 0,572018 3,841466 0,4495 0,572018 3,841466 0,4495 Nguồn: Tính tốn tác giả dựa phần mềm Eviews Bảng 3: Kết kiểm định đồng tích hợp Johansen Các chuỗi: STRUC, KOF, FDI, OPEN, EXR Kiểm định Trace Kiểm định Maximum-Eigenvalue Giả thuyết Giá trị số phương Giá trị tới Thống kê Giá trị tới hạn Thống kê riêng trình đồng hạn Xác suất Xác suất 4.3.3 Lựa chọn độ trễ tối ưu Trace Max-Eigen (5%) tích hợp (5%) ĐộKhơng trễ tối có ưu của0,905703 mơ hình lựa chọn dựa vào tiêu chí AIC, SC HQ Các kết bảng cho 115,6668 69,81889 0,0000 47,22604 33,87687 0,0008 thấy độ trễ tối ưu mơ hình lag = Nhiều 0,836201 68,44078 47,85613 0,0002 36,18228 27,58434 0,0031 Nhiều 0,569427 32,25849 29,79707 0,0255 16,85277 21,13162 0,1791 Nhiều 0,52369 15,40573 15,49471 0,0516 14,83371 14,2646 0,0406 Nhiều 0,028196 0,572018 3,841466 0,4495 0,572018 3,841466 0,4495 Nguồn: Tính tốn tác giả dựa phần mềm Eviews Số 271 tháng 01/2020 4.3.3 Lựa chọn độ trễ tối ưu 36 Bảng 4: Lựa chọn độ trễ mơ hình (3.1) Lag LogL LR FPE AIC SC 47,89510 NA* 0,000994* -4,085248* -3,836552* -4,031274* 48,06253 0,239182 0,001084 -4,005955 -3,941187 -3,707520 HQ Nguồn: Tính tốn tác giả dựa phần mềm Eviews đẩy chuyển dịch cấu kinh tế Việt Nam 4.3.3 Lựa chọn độ trễ tối ưu 4.3.4 Mối quan hệ chuyển dịch cấu kinh tế, tồn hạn.hóa nhân tố ngắn hạn Độ trễ tối ưu mô hình lựa chọn dựa vào ngắncầu Bảng trình bày mơở hình số (3.2) Kết chođộthấy số Hệ sai số ECT(−1) tốc hiệuhệchỉnh sai biến số tiêu 5chí AIC, SCkết vàquả HQ.ước Cáclượng kết bảnghiệu chỉnh D(KOF) 0,009313 khơng có ý nghĩa thống kê chứng tỏ ngắn hạn, toàn cầu hóa khơng mơ hình (3.2) Hệ số số hạng hiệu chỉnhcó cho thấy độ trễ tối ưu mơ hình lag = tác động đến chuyển dịch cấu kinh tế Việt Nam.bằng Hệ −0,86214 số ước lượng khoảng biến D(FDI) dương cho biết 86,21% 4.3.4 Mối quan hệ chuyển dịch cơ4: cấu kinh Bảng Lựa chọnsai độ=số trễ mô (0,354911) khơng có ý nghĩa thống kê (p_value 0,7090) Cáchình kết (3.1) hàm ý độ trễ chênh lệch STRUC dài hạn ngắn hạn tế,kỳ tồn cầu hóa cầu nhânhóa, tố ngắn (1 năm sau),vàtoàn đầu tư trựchạn tiếp nước ngồi chưa có tác động làm thay đổi cấu kinh tế, điều năm Đây tốc độ điều Lag là, LRlượng AIC HQ nghĩa phảiLogL saukết hơnquả năm nhân tố FPE có tácchỉnh độngtrong đến SC cấu kinh tế.làBên cạnh đó,chỉnh Bảng trình bày ước mơ hình hiệu nhanh trạngnền tháikinh cântế ngắnsai hạn, độ mở Kết thương mại khơng có biến tác động đến cấu Tỷ dài giáhạn hối đối có tác chỉnh số (3.2) cho thấy hệ số ngược 47,89510 NA* 0,000994* -4,085248* -3,836552* -4,031274* động chiều đếnvà sựkhông chuyển cấu ngắn Hệ kiểm số ướcđịnh lượng biến EXR Các hạn kết chấtcủa lượng mơbằng hình– D(KOF) 0,009313 códịch ý nghĩa thống 0,00005 có ý nghĩa thống kê Kết chứng tỏ sách tỷ giá chưa đạt mục tiêu thúc đẩy 0,239182 0,001084 -4,005955 như: kiểm-3,707520 định dạng hàm -3,941187 đúng, phù hợp kê chứng tỏ 48,06253 ngắn hạn, toàn cầu hóa khơng (3.2) chuyển dịch cấu kinh tế Việt Nam ngắn hạn có tác động đến chuyển dịch cấu kinh tế (Ramsey test) với p_value = 0,6641; kiểm định Nguồn: toán tác giả phầndương mềm Eviews tượng tự tương quan (Lagrange Multiplier_ Việt Nam.Tính Hệ số ướccủa lượng dựa biếntrên D(FDI) LM test)hiệu (p_value 0,2549); (0,354911) khơng có ý5:nghĩa thống (p_ mơ Bảng Kết ướckêlượng hình chỉnh=sai số (3.2)kiểm định tượng phương sai sai số thay đổi (Breusch-Pagan-Godfrey phụhóa thuộc value 0,7090) Các kết hàm ý độ Biếncầu 4.3.4.= Mối D(STRUC) nhân tố ngắn hạn Các quan biến hệ độc lập chuyển dịch cấu kinh tế, toàn test)số(p_value kiểmkê định dư có Hệtưsốtrực tiếp Sai chuẩn = 0,4899); Thống t phần Giá trịphân p trễ kỳ (1 năm sau), tồn cầu hóa, đầu Bảng trình bày kết ước lượng mơ hình hiệu chỉnh sai số (3.2) Kết cho thấy hệ số phối chuẩn (normality test) với p_value thống 0,092545 0,02014 4,595092 0,0004biến nước chưaC có tác động làm thay đổi cấu D(KOF) 0,009313 khơng có ý nghĩa thống kê chứng tỏ ngắn hạn, tồn cầu hóa khơng có D(KOF) 0,009313 0,984517 0,3405 Jarque-Bera nhận giá trị 0,6997 (Bảng 5) kinh tế, nghĩa là, phải sau năm nhân tố kê0,00946 tác động đến chuyển dịch cấu kinh tế Việt Nam Hệ số ước lượng biến D(FDI) dương D(FDI) 0,354911 0,933205 0,7090 tỏ mơ hình (3.2)0,380314 thỏa mãn giả thiết có tác độngkhơng đến kinh thống tế Bên cạnh chứng (0,354911) cócấu ý nghĩa = 0,7090) Các kết hàm ý 0,9569 độ trễ D(OPEN) -0,00872kê (p_value 0,158501 -0,055009 phương pháp bình phương nhỏ nhất, đó, ngắn hạn, độ cầu mở thương cũngtiếp khơng kỳtrong (1 năm sau), tồn hóa, đầumại tư trực nước ngồi chưa có tác động-2,244188 làm thay đổi cấu kinh tế, D(EXR) -5,17E-05 2,30E-05 0,0403 đó,tác cácđộng kết lượng đảm tinđó, cậytrong cónghĩa tác động đến cấu kinh-0,86214 tế Tỷ là, phải sau hơncủa năm nhân tố giá nàyhối có đến ước cấu kinh tế bảo Bêntính cạnh0,0576 ECT(-1) 0,419339 -2,055957 thích chocủa phân tích thựctế.nghiệm ngắn độ mở thương mại khơng có táccơđộng đến hợp cấu kinh Tỷ giá hối 0,6641 đoái có tác đối cóhạn, tác động ngược chiều đến sự0,470098 chuyển dịch R-squared Ramsey test (Prob.) động ngược chiều đến chuyển dịch cấu ngắn hạn Hệ số ước lượng biến EXR Kiểm định phần dư: tích lũy của0,4899 phần dư– cấu ngắnR-squared hạn Hệ số ước lượng0,293464 biến EXR Breusch-Pagan-Godfrey Adjusted testtổng (Prob.) 0,00005 có ý nghĩa thống kê Kết chứng tỏ sách tỷ giá chưa đạt mục tiêu thúc đẩy Serialtích correlation (CUSUM) tổng lũy hiệu LM chỉnh của0,2549 phần dư bằngF-Statistic – 0,00005 có ý nghĩa thống 2,661424 kê Kết Breusch-Godfrey chuyển dịch cấu kinh tế Việt Nam ngắn hạn Prob (F-statistic) (Prob.) nằm giải tiêu chuẩn ứng với chứng tỏ sách tỷ giá chưa đạt 0,0648 mục tiêu thúc test(CUSUMSQ) 1,307688 Jarque-Bera probability 0,6997 Durbin-Watson stat Nguồn: Tính tốn củaBảng tác giả mềm Eviews 5:dựa Kếttrên quảphần ước lượng mơ hình hiệu chỉnh sai số (3.2) Biến phụ thuộc D(STRUC) Các biến độc lập Hệ số Sai số chuẩn Thống kê t Giá trị p Hệ số ECT(1) tốc độ hiệu0,092545 chỉnh sai số mơ hình (3.2) Hệ số 4,595092 số hạng hiệu chỉnh C 0,02014 0,0004sai số 0,86214 cho biết khoảng 86,21% chênh lệch 0,00946 STRUC dài hạn0,984517 ngắn hạn được0,3405 điều chỉnh D(KOF) 0,009313 năm Đây tốc độ điều chỉnh nhanh trạng thái cân dài hạn D(FDI) 0,354911 0,933205 0,380314 0,7090 D(OPEN) 0,9569 Các kết kiểm định chất lượng-0,00872 mơ hình (3.2) 0,158501 như: kiểm định dạng-0,055009 hàm đúng, phù hợp (Ramsey D(EXR) -5,17E-05 2,30E-05 -2,244188 0,0403 test) với p_value = 0,6641; kiểm định tượng tự tương quan (Lagrange Multiplier_ LM test) (p_value 0,419339 -2,055957 = 0,2549);ECT(-1) kiểm định tượng -0,86214 phương sai sai số thay đổi (Breusch-Pagan-Godfrey test) 0,0576 (p_value = R-squared 0,470098 testtest) (Prob.) 0,6641 0,4899); kiểm định phần dư có phân phối chuẩn Ramsey (normality với p_value thống kê Jarque-Bera Adjusted 0,293464 Breusch-Pagan-Godfrey (Prob.) 0,4899pháp nhận giá trị R-squared 0,6997 (Bảng 5) chứng tỏ mơ hình (3.2) thỏa mãn giảtest thiết phương F-Statistic 2,661424 Breusch-Godfrey Serial correlation LM 0,2549 Prob (F-statistic) 0,0648 test (Prob.) Durbin-Watson stat 1,307688 Jarque-Bera probability 0,6997 Nguồn: Tính tốn tác giả dựa phần mềm Eviews 37 mơ hình (3.2) Hệ số số hạng hiệu chỉnh sai số số ECT(1) tốc độ hiệu chỉnh sai số SốHệ271 tháng 01/2020 0,86214 cho biết khoảng 86,21% chênh lệch STRUC dài hạn ngắn hạn điều chỉnh năm Đây tốc độ điều chỉnh nhanh trạng thái cân dài hạn bình phương nhỏ nhất, đó, kết ước lượng đảm bảo tính tin cậy thích hợp cho phân tích thực nghiệm Hình 3a Tổng tích lũy phần dư mơ hình hiệu chỉnh sai số (3.2) 12 Hình 3b Tổng tích lũy hiệu chỉnh phần dư mơ hình hiệu chỉnh sai số (3.2) 1.6 1.2 0.8 0.4 -4 0.0 -8 -12 02 03 04 05 06 07 08 CUSUM 09 10 11 12 13 14 15 16 -0.4 02 03 5% Significance 04 05 06 07 08 09 CUSUM of Squares 10 11 12 13 14 15 16 5% Significance Nguồn: Tính toán tác giả dựa phần mềm Eviews mức ý nghĩa (hình thểphần kết luận âm đến tổng chuyển cấuchỉnh kinh tế ởphần Việt Nam Kiểm định 5% phần dư: 3a, tổng3b) tíchnên lũycócủa dư (CUSUM) tíchdịch lũy hiệu dư cho5% thấy tỷ giá Việt phần dư mơ hìnhnằm có tính định thếứng mơvới Điều (CUSUMSQ) trongổn giải tiêuvàchuẩn mức ýnày nghĩa (hình 3a,sách 3b) nên có ởthể kếtNam luận có phần dưđịnh mơ hình có tính ổn định mơ hìnhthể ổn định.đạt mục tiêu hỗ trợ tăng trưởng chuyển khơng hình ổn dịch cơhóa cấuvàkinh dài hạn 4.3.5 Mối quan kinh tế, toàn cầu tế nhân tố dài hạn 4.3.5 quan hệ hệgiữa giữachuyển chuyểndịch dịchcơcơcấu cấu kinh kiểm tế, Kết tồnquả cầuước hóalượng cácmơnhân dài hạn hìnhtố(3.1) (bảng 6) cho thấy trongKết dàiquả hạn,các tồn cầuđịnh hóa chuẩn có tác đốn động chất thúc lượng đẩy sựmơ tượng tự tương sai sai chuyển cấu ởmô Việt Nam Hệ(bảng số ước6)lượng biếnnhư KOF 0,009813 với quan, mức ýphương nghĩa 10% Kết quảdịch ướccơ lượng hình (3.1) cho củahình hàm ý mức độ tồn cầu hóa Việt Nam số tăng đơn vị tỷ trọng công nghiệp dịch thay đổi, dạng hàm phần dư có phânvụ phối thấy dài hạn, tồn cầu hóa có tác động thúc GDP tăng 0,9% giả định yếu tố khác chuẩn không chứng thay đổi Kết ước lượng cho thấy tỏ điều kiện độ tin cậy đẩyđộsựmở chuyển Việttích Nam thươngdịch mạicơ cócấu tác động cực Hệ đếnsố sựước chuyển dịch cấu kinh tế giai đoạn 1995-2016 kết ước lượng đảm bảo Hơn nữa, kết lượng biếntiếp KOF 0,009813 mức ý nghĩa Đầucủa tư trực nước ngồi có tác với động ngược chiều đến chuyển dịch cấu kinh tế Bên cạnh kiểm ADF dừng củaĐiều chuỗi đó,hàm tỷ giá VND/USD ảnhcầu hưởng chuyển dịch định cấu kinhvềtếtính Việt Nam nàyphần cho dư 10% ý mức độcótồn hóâm củađến Việt ECMtiêu củahỗmơ chovàthấy giả thuyết thấy sáchvịtỷthìgiá Việt cơng Nam nghiệp khơng trợhình tăng(3.1) trưởng chuyển dịch cơnghiệm cấu Nam tăng đơn tỷ ởtrọng dịchđạt mục kinh tế dài hạn vụ GDP tăng 0,9% giả định yếu tố đơn vị bị bác bỏ với mức ý nghĩa 1% (p_value kiểm mơ địnhhình ADF 0,0002), đó, chuỗi phần dư Bảng 6: Kết ước lượng (3.1) khác không thay đổi Kết ước lượng cho mơ hình (3.1) chuỗi dừng phụ thuộc STRUC thấy độ mở thương mại có tác động tích cực đến củaBiến Các biến độc lập số đoạn 1995- Sai số5.chuẩn Thống kê t Giá trị p Kết luận khuyến nghị chuyển dịch cấu kinh tếHệ giai C 0,747124 0,073606 10,15038 0,0000 2016 Đầu tư trực tiếp nước ngồi có tác động ngược Nghiên cứu sử dụng phương pháp kiểm định KOF 0,009813 0,005224 1,878307 0,0776 chiều đến sựFDI chuyển dịch cấu-0,88683 kinh tế 0,398189 đồng tích hợp Johansen chế hiệu chỉnh sai -2,22715 0,0397 Bên cạnh đó, tỷ giá VND/USD có ảnh hưởng 0,098704 số để phân tích tác1,891533 động tồn cầu0,0757 hóa đến OPEN 0,186702 EXR R-squared Adjusted R-squared F-Statistic Các biến độc lập Prob (F-statistic) C Durbin-Watson stat KOF FDI OPEN EXR R-squared Adjusted R-squared F-Statistic Prob (F-statistic) Durbin-Watson stat -4,23E-05 9,13E-06 -4,63255 0,619119 Ramsey test (Prob.) Bảng 6: Kết ước lượng mơ hình (3.1) 0,5295 Breusch-Pagan-Godfrey test (Prob.) Biến phụ thuộc STRUC 6,908345 Breusch-Godfrey Serial correlation LM Hệ số Sai số chuẩn Thống kê t 0,001712 test (Prob.) 0,747124 0,073606 10,15038 2,435724 Jarque-Bera probability 0,009813 -0,88683 0,186702 -4,23E-05 0,619119 0,5295 6,908345 0,001712 2,435724 0,005224 0,398189 1,878307 -2,22715 1,891533 -4,63255 0,098704 9,13E-06 Ramsey test (Prob.) Breusch-Pagan-Godfrey test (Prob.) Breusch-Godfrey Serial correlation LM test (Prob.) Jarque-Bera probability 0,0002 0,1362 0,3850 0,1233 Giá trị p 0,0000 0,9311 0,0776 0,0397 0,0757 0,0002 0,1362 0,3850 0,1233 0,9311 Nguồn: Tính tốn tác giả dựa phần mềm Eviews kiểm định chuẩn đoán chất lượng mơ38 tượng tự tương quan, phương sai sai số SốKết 271 tháng 01/2020 thay đổi, dạng hàm phần dư có phân phối chuẩn chứng tỏ điều kiện độ tin cậy kết ước lượng đảm bảo Hơn nữa, kết kiểm định ADF tính dừng chuỗi phần dư ECM mơ hình (3.1) cho thấy giả thuyết nghiệm đơn vị bị bác bỏ với mức ý nghĩa 1% (p_value kiểm chuyển dịch cấu kinh tế Việt Nam giai đoạn 1995-2016 Kết nghiên cứu cho thấy số phát đáng lưu ý sau: tới dòng vốn FDI vào Việt Nam Một mặt, tồn cầu hóa mang lại hội để kinh tế tiếp cận với thị trường vốn rộng lớn, tăng lợi cạnh tranh cho số yếu tố thu hút đầu tư có đồng thời tạo số yếu tố thu hút đầu tư Mặt khác, tiến trình tồn cầu hóa tạo sức ép cạnh tranh khốc liệt việc thu hút FDI làm suy giảm lợi so sánh số yếu tố hấp dẫn FDI tài ngun chi phí nhân cơng rẻ nguồn nhân lực trẻ dồi thiếu kỹ Do đó, Chính phủ cần có chiến lược, sách khuyến khích, xúc tiến đầu tư trực tiếp nước ngồi để thu hút luồng vốn FDI có chất lượng giá trị gia tăng cao, bền vững, có hiệu ứng lan tỏa tích cực mạnh mẽ để tận dụng xu hướng di chuyển vốn, công nghệ kỹ quản lý khu vực toàn cầu, tạo bước đột phá chuyển dịch cấu ngành nói chung, nội ngành nói riêng (i) Việt Nam hưởng lợi ích định từ tồn cầu hóa Tồn cầu hóa có tác động thúc đẩy cấu kinh tế chuyển dịch nhanh theo hướng cơng nghiệp hóa, đại hóa (ii) Độ mở thương mại có tác động tích cực đến cấu kinh tế, cịn đầu tư trực tiếp nước ngồi tỷ giá có tác động âm đến chuyển dịch cấu kinh tế Việt Nam dài hạn (iii) Khi tham gia vào q trình tồn cầu hóa, sách kinh tế Việt Nam thu hút đầu tư trực tiếp nước ngồi, sách tỷ giá đạt mục tiêu thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, mục tiêu thúc đẩy chuyển dịch cấu kinh tế chưa đạt kết mong muốn Như vậy, kết phân tích cho thấy tín hiệu tích cực chuyển dịch cấu kinh tế tác động tồn cầu hóa giúp cho có nhìn lạc quan lợi ích tồn cầu hóa hội nhập quốc tế bối cảnh Để thúc đẩy chuyển dịch cấu kinh tế Việt Nam từ nông nghiệp sang công nghiệp dịch vụ khai thác lợi ích tồn cầu hóa, số khuyến nghị dựa kết nghiên cứu đề xuất sau: Thứ ba, tồn cầu hóa, tự thương mại tự tài tiếp tục phát triển quy mơ, mức độ hình thức biểu với tác động tích cực tiêu cực, hội thách thức đan xen phức tạp Do đó, thời gian tới, sách thương mại, có sách xuất cần hoàn thiện cho phù hợp với thơng lệ quốc tế, tiếp tục góp phần thúc đẩy chuyển dịch cấu ngành theo hướng đóng góp nhiều vào nâng cao chất lượng tăng trưởng kinh tế. Đồng thời, sách điều hành tỷ giá cần chủ động, linh hoạt phù hợp, đảm bảo ổn định kinh tế vĩ mô, tạo tảng tăng xuất khẩu, tiếp tục thúc đẩy tăng trưởng có tác động thúc đẩy chuyển dịch cấu kinh tế thiết thực Thứ nhất, thời gian tới, phủ cần tiếp tục ủng hộ phát triển mức độ tồn cầu hóa Việt Nam để thúc đẩy chuyển dịch cấu kinh tế theo hướng cơng nghiệp hóa, đại hóa Thứ hai, tiến trình tồn cầu hóa có tác động rõ rệt Tài liệu tham khảo: Dreher, A (2006), ‘Does Globalization Affect Growth? Evidence from a new Index of Globalization’, Applied Economics, 38(10), 1091-1110 Holweg, M., Davies, P., Podpolny, P (2009), The Competitive Status of the UK Automotive Industry, Buckingham: PICSIE Books, retrived on 2/3/2019, from ILO (1996), Globalization of the footwear, textiles and clothing industries Report for discussion at the Tripartite Meeting on the Globalization of the Footwear, Textiles and Clothing Industries: Effects on Employment and Working Conditions ISBN 92-2-110182-7 International Labour Office, Geneva Kelbore, Z.G (2014), ‘Trade openness, structural transformation, and poverty reduction: Empirical evidence from Africa’, retrived on 2/8/2019, from Nguyen Thi Cam Van & Tran Tho Dat (2018), ‘Impact of Globalization on Economic Growth in Vietnam: An Empirical Analysis’ Journal of Economics and Development, 20(1), 32-47 Nguyen Thi Cam Van (2019), ‘Impact of Globalization on Industrial Development in Vietnam: Evidence from Time Số 271 tháng 01/2020 39 Series Analysis’, Journal of Economics and Development, Vol 21, Special Issue, January 2019, 5-21 Nguyễn Thị Cẩm Vân, Tống Thành Trung, Bùi Quốc Hoàn (2018), ‘Tác động tồn cầu hóa đến phát triển khu vực dịch vụ Việt Nam’, Tạp chí Kinh tế & Phát triển, 256(II), 19 – 29, tháng 10/2018 Proudman, J., Redding, S (2000), ‘Evolving Patterns of International Trade’, Review of International Economics, 8, 373-96 Ricardo Reyes-Heroles (2018), ‘Globalization and Structural Change in the United States: A Quantitative Assessment’, 2018 Meeting Papers 1027 Society for Economic Dynamics Rodrik, D (2014), ‘Globalization, Structural Change, and Productivity Growth, with an Update on Africa’, World Development, 63, 11–32 Valli, V & Saccone, D (2015), ‘Structural Change, Globalization and Economic Growth in China and India’, European Journal of Comparative Economics, Cattaneo University (LIUC), Vol 12(2), pages 133-163 Wood, A (2017), ‘Variation in structural change around the world, 1985–2015 Patterns, causes, and implications’, WIDER Working Paper 2017/34, Retrived on 5/5/2019, from Số 271 tháng 01/2020 40