Mối quan hệ giữa xuất khẩu, đầu tư trực tiếp nước ngoài và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam – cách tiếp cận bằng mô hình véc tơ tự hồi quy (VAR)

Nghiên cứu này nhằm tìm ra mối quan hệ nhân quả giữa xuất khẩu, vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam bằng mô hình vectơ tự hồi quy (VAR). Kết quả nghiên cứu cho thấy, GDP có tác động mạnh mẽ đến FDI và Xuất khẩu.

INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 MỐI QUAN HỆ GIỮA XUẤT KHẨU, ĐẦU TƢ TRỰC TIẾP NƢỚC NGOÀI VÀ TĂNG TRƢỞNG KINH TẾ Ở VIỆT NAM – CÁCH TIẾP CẬN BẰNG MƠ HÌNH VÉC TƠ TỰ HỒI QUY (VAR) THE RELATIONSHIP AMONG EXPORT, FOREIGN DIRECT INVESTMENT AND ECONOMIC GROWTH IN VIETNAM - A VAR APPROACH Nguyễn Ngọc Nam Trường Đại học Kinh tế, Đại học Huế nnnam@hce.edu.vn TĨM TẮT Nghiên cứu nhằm tìm mối quan hệ nhân xuất khẩu, vốn đầu tư trực tiếp nước tăng trưởng kinh tế Việt Nam mơ hình vectơ tự hồi quy (VAR) Kết nghiên cứu cho thấy, GDP có tác động mạnh mẽ đến FDI Xuất Bên cạnh đó, xuất dẫn đến gia tăng FDI Việt Nam khơng có tác động theo chiều ngược lại Khơng có chứng cho thấy có tác động Xuất FDI đến tăng trưởng kinh tế , điều cho thấy phủ Việt Nam nên thúc đẩy kinh tế để thu hút thêm vốn FDI tăng cường hoạt động xuất tương lai Các phân tích phản ứng đẩy phân rã phương sai cho thấy bên cạnh việc bị ảnh hưởng chủ yếu cú sốc từ nó, xuất FDI cịn bị ảnh hưởng cú sốc từ GDP Từ khóa: Xuất khẩu, FDI, tăng trưởng kinh tế, Việt Nam, VAR ABSTRACT This research investigates the causality among export, foreign direct investment (FDI) inflows and economic growth in Vietnam by employing Vector Auto Regressive (VAR) model The results indicate that, GDP has a strong impact on FDI and export In addition, export lead to an increase in FDI in Vietnam but not the vice versa There is no evidence about the impact of export and FDI to economic growth in this case, indicating that Vietnamese government should boost the economy in order to attract more FDI and enhance export activities in the future The impulse response and variance decomposition analyses show that, besides being primarily affected by a shock themselves, the fluctuation of export and FDI are also afected by a shock in GDP and export respectively in the following period Key words: Export, FDI, economic growth, Vietnam, VAR Giới thiệu Đầu tư trực tiếp nước (FDI) nguồn vốn đóng vai trị quan trọng tăng trưởng kinh tế nước, đặc biệt nước phát triển Việt Nam khơng đứng ngồi xu hướng dịng vốn FDI có xu hướng tăng qua năm cho tạo tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế Theo thống kê Cục Đầu tư nước ngồi, tính đến tháng 3/2017, có 23.731 dự án FDI với tổng vốn đăng ký 300,74 tỷ USD vốn thực khoảng 50% Việt Nam FDI đóng góp khoảng 23% tổng vốn đầu tư xã hội 70% kim ngạch xuất Từ năm 2012 - 2016, Việt Nam giữ thặng dư thương mại số năm nhờ đóng góp đáng kể FDI Cùng với phát triển xuất FDI, Việt Nam đạt thành tựu ấn tượng tăng trưởng kinh tế Vào năm 2000, Việt Nam hồi phục sau khủng hoảng châu Á, tăng trưởng kinh tế biến động từ năm 2001 - 2006 trước đạt đến đỉnh điểm vào năm 2007, thời điểm Việt Nam trở thành thành viên thức WTO, với tốc độ tăng trưởng 7,1% Mối quan hệ tương hỗ FDI, xuất tăng trưởng kinh tế thể chỗ dự án FDI góp phần tăng ngân sách nhà nước, cải thiện cán cân toán, tái cấu trúc kinh tế theo hướng đại hóa, tăng cường trình độ kỹ thuật công nghệ, thúc đẩy ngành sản xuất, phát triển kinh tế thị trường, hội nhập kinh tế Việt Nam với kinh tế giới, đào tạo nguồn nhân lực nâng cao mức sống cho người dân Mặt khác, thịnh vượng kinh tế hứa hẹn mang lại nhiều lợi nhuận cho 1244 INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 nhà đầu tư, từ giúp thu hút thêm đầu tư nước ngồi kích thích xuất nhờ trợ cấp phủ Xuất cho cung cấp lượng lớn ngoại tệ đóng góp cho tăng trưởng kinh tế Do đó, tương tác biến kinh tế vĩ mô luôn chiều mà xảy mối quan hệ hai chiều, chí khơng có mối quan hệ tồn chúng Có nhiều nghiên cứu lý thuyết quan hệ nhân Thương mại, FDI tăng trưởng thực nước phát triển phát triển, song số lượng hạn chế cơng trình nghiên cứu thực nghiệm lĩnh vực Việt Nam, đặc biệt nghiên cứu có sử dụng kỹ thuật chuỗi thời gian Bên cạnh đó, với nỗ lực tạo chiến lược khung sách để phát triển kinh tế quốc gia, nhà hoạch định sách Việt Nam cần có kiến thức tồn diện yếu tố thúc đẩy đáng kể yếu tố cách chúng tương tác, tác động lẫn Việc nghiên cứu mối quan hệ biến vĩ mô hồn tồn hợp lý quan sát từ quan điểm lý thuyết cho thấy biến có xu hướng đặt hiệu ứng tương hỗ lên biến khác Nếu khơng có hiểu biết sâu sắc chiều hướng quan hệ nhân quả, khó tạo sách hiệu để thúc đẩy xuất khẩu, FDI tăng trưởng kinh tế Điều đáng ý có nhiều nghiên cứu thực tế khám phá mối quan hệ với kết luận trái chiều Do đó, thực nghiên cứu mối quan hệ nhân yếu tố với mục đích giúp nhà hoạch định sách tạo chiến lược phát triển đắn vô cần thiết Việt Nam Cơ sở lý thuyết phƣơng pháp nghiên cứu 2.1 Cơ sở lý thuyết 2.1.1 Xuất – Tăng trưởng kinh tế Giả thuyết tăng trưởng xuất cho rằng, gia tăng xuất đóng góp đáng kể cho phát triển kinh tế Việc xuất tốt dẫn đến việc tiếp cận thị trường nước ngồi mới, nâng cao suất thơng qua việc quốc gia đạt quy mô kinh tế lớn Hơn nữa, tiếp xúc nhiều với đối thủ quốc tế thông qua hoạt động xuất gây áp lực mạnh mẽ lên ngành xuất để trì lợi so sánh họ cách giảm chi phí áp dụng cơng nghệ tiên tiến Từ đó, tăng trưởng xuất ảnh hưởng đến suất kinh tế dẫn đến tăng trưởng kinh tế Lý thuyết tăng trưởng nội sinh rằng, xuất thúc đẩy tăng trưởng kinh tế dài hạn thông qua đổi lĩnh vực nghiên cứu phát triển, nhấn mạnh vai trị quan trọng xuất mối quan hệ với phát triển kinh tế Quan điểm ngược lại gọi xuất tăng trưởng, cho phát triển kinh tế giải thích việc thúc đẩy xuất (Woo Jung J Marshall, 1985) dẫn đến cải thiện kỹ sản xuất, lực lượng lao động tạo điều kiện chuyển giao công nghệ, tăng lợi so sánh chun mơn hóa sản xuất (Kaldor, 1967) Do đó, nước có tăng trưởng kinh tế cao tham gia nhiều vào thị trường quốc tế thông qua hoạt động xuất Điều đáng ý hai giả thuyết không loại trừ lẫn Chúng xảy đồng thời mối quan hệ tươn hỗ để củng cố lẫn (James Markusen Venables, 1998) không xảy ra, trường hợp khơng tìm thấy mối quan hệ nhân chúng 2.1.2 FDI – Tăng trưởng kinh tế Theo lý thuyết, mối quan hệ nhân FDI tăng trưởng kinh tế xảy theo hai hướng Đối với giả thuyết tăng trưởng FDI, việc tăng dịng vốn FDI nói chung dãn đến thịnh vượng kinh tế sở cách huy động vốn, tạo hội nghề nghiệp tăng cường chuyển giao công nghệ, điều rút nghiên cứu Luiz de Mello (1997 ), E Borensztein et al (1998), Jose De Gregorio (2003) Mơ hình tăng trưởng tân cổ điển Solow (1956) đề xuất, FDI kết hợp với tăng tích lũy vốn, tạo tác động quan trọng đến tăng trưởng kinh tế Đây 1245 INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 coi yếu tố ngoại sinh tạo lượng đầu tư hiệu cho nước sở tại, cho thấy kinh tế thúc đẩy dịng vốn FDI Tuy nhiên, mơ hình tăng trưởng Keith, gọi lý thuyết tăng trưởng nội sinh, xuất mô hình trước dường khơng phù hợp việc giải thích tăng trưởng dài hạn Mơ hình sử dụng vốn FDI yếu tố nội sinh giúp tăng cường vốn lao động hiệu ứng lan tỏa công nghệ (Robert Lucas (1988) Juma (2012)) giúp tăng suất cuối cải thiện tốc độ tăng trưởng kinh tế nước sở Trái ngược với giả thuyết tăng trưởng FDI, giả thuyết FDI bị ảnh hưởng GDP (GLF) lý thuyết công ty đa quốc gia (MNC), lý thuyết nói MNC tìm kiếm lợi sở hữu đầu tư vào quốc gia khác với mục đích tìm kiếm lợi địa điểm Cả hai lợi đạt cách hiệu cách nội địa hóa thơng qua FDI Do đó, lý thuyết GLF xem xét yếu tố địa điểm quy mô thị trường, biểu thị GDP, thường đóng vai trị quan trọng việc thu hút vốn FDI GDP tăng nhanh tạo hội đầu tư để nước sở thu hút lượng lớn dịng vốn FDI (Rodrik (1999), Henrik H cộng (2006); Mah (2010)) Quy mô thị trường lớn thành tựu kinh tế tốt dẫn đến kỳ vọng lợi nhuận cao hơn, điều khuyến khích nhà đầu tư nước đầu tư nhiều vốn vào nước sở Seetanah cộng (2007) cho rằng, có khả tồn quan hệ nhân tương hỗ FDI tăng trưởng kinh tế Vì quy mơ thị trường lớn dẫn đến tăng trưởng kinh tế, sau giúp thu hút thêm dịng vốn FDI cải thiện sản xuất, từ làm tăng mức sinh lời quốc gia Cuối khơng phần quan trọng, khơng có chứng cho thấy mối quan hệ FDI tăng trưởng kinh tế, theo lý thuyết “quan niệm trung lập” (Sahraoui M cộng (2014) 2.1.3 FDI - Xuất Mối quan hệ FDI - tăng trưởng xuất - tăng trưởng cho thấy liên kết bên thứ ba xuất FDI Có lẽ khơng ảnh hưởng trực tiếp đến tăng trưởng kinh tế, mối quan hệ nhận quan tâm so với hai mối quan hệ Câu hỏi liệu nên áp dụng giả thuyết xuất bị ảnh hưởng FDI hay FDI bị ảnh hưởng xuất cần khám phá toàn diện Theo lý thuyết thương mại Heckscher-Ohlin, FDI, coi yếu tố sản xuất, xem phần thương mại quốc tế Sự tương tác đầu tư trực tiếp nước thương mại, mà coi đặc điểm q trình tồn cầu hóa, phức tạp nghiên cứu hướng mối quan hệ cho thấy kết luận trái chiều Một mặt, doanh nghiệp nước ngồi chọn mở rộng thị trường quốc gia khác thơng qua FDI Ví dụ, cơng ty thiết lập sở sản xuất nước sở để tận dụng lợi chi phí sản xuất hàng hóa, theo Pugel cộng (2000) Sự tăng trưởng sản xuất sau dẫn đến gia tăng tổng sản lượng nước sở tại, khiến xuất tăng Thêm vào đó, MNC thiết lập quyền ảnh hưởng tốt vào kênh phân phối tiếp thị quốc tế; họ tạo điều kiện cho hoạt động xuất nước sở Nói cách khác, giả thuyết FDI ảnh hưởng xuất thông qua Bên cạnh đó, sau số giai đoạn xuất nước sở tăng khả cạnh tranh lợi nhuận thị trường quốc tế, MNC có xu hướng đầu tư thêm tài vào lĩnh vực xuất để tối đa hóa lợi tức đầu tư Hơn nữa, nghiên cứu Conconi cộng (2015) q trình quốc tế hóa cơng ty cho không chắn môi trường ảnh hưởng đến định MNC, vốn ủng hộ giả thuyết FDI dẫn đầu xuất Khi môi trường kinh doanh không ổn định, MNC có xu hướng thử nghiệm thị trường nước ngồi thông qua xuất trước đầu tư trực tiếp vào nước sở Do đó, tham gia FDI vào quốc gia tăng tương ứng với kinh nghiệm xuất quốc gia Cũng có ý kiến cho độ khơng chắn lớn, thử nghiệm xuất kéo dài hậu dẫn đến chậm trễ việc đưa định FDI 1246 INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 2.2 Dữ liệu phương pháp nghiên cứu 2.2.1 Biến nghiên cứu liệu nghiên cứu Biến nghiên cứu Kế thừa nghiên cứu Dritsaki cộng (2004) Ali Acaravci cộng (2012), ba biến số Tổng sản phẩm quốc nội (GDP), Đầu tư trực tiếp nước (FDI) Xuất (EX), sử dụng để nghiên cứu mối quan hệ nhân tăng trưởng kinh tế, đầu tư trực tiếp nước xuất Biến số tăng trưởng kinh tế thể GDP thực tế Việt Nam Theo Tổng Cục Thống kê, GDP thường sử dụng để đánh giá hiệu kinh tế, điều phù hợp với nghiên cứu N.Gregory Mankiw (2010) GDP thực tế sử dụng số để đánh giá phát triển kinh tế quốc gia Vì lạm phát tính đến đo lường GDP thực tế, cho phép so sánh tăng trưởng kinh tế qua giai đoạn khác Biến số FDI biểu thị đo lường dòng vốn đầu tư trực tiếp nước vào Việt Nam Biến xuất đo doanh thu thực từ hàng xuất Việt Nam Dữ liệu nghiên cứu Dữ liệu sử dụng nghiên cứu thực dạng liệu chuỗi thời gian theo quý giai đoạn từ 2000-2017 Việt Nam Mỗi biến có 72 quan sát thu từ nguồn khác Một lợi loại liệu nhà kinh tế sử dụng phân tích chuỗi thời gian công cụ để dự báo kết tương lai dựa giá trị khứ Dữ liệu xuất hàng quý thu thập từ phần xuất hàng hóa báo cáo kinh tế xã hội hàng tháng từ trang Tổng cục thống kê Do xuất dịch vụ đóng góp khơng đáng kể vào tổng xuất Việt Nam, trung bình khoảng 5%, xuất hàng hóa gọi tổng xuất sử dụng để nghiên cứu viết Dữ liệu FDI cho Việt Nam tổng hợp từ nguồn Ceicdata, nước nhỏ Việt Nam, dòng vốn FDI tương đối khơng đáng kể so với dịng vốn vào, chấp nhận xem liệu vốn FDI vào Việt Nam Các số liệu cho biến GDP hàng quý tóm tắt từ báo cáo kinh tế xã hội hàng tháng tổng cục thống kê Tất liệu cuối chuyển sang logarit tự nhiên Điều thích hợp nghiên cứu chuỗi thời gian hầu hết liệu kinh tế thay đổi theo cấp số nhân qua thời gian với biến động mạnh Lấy dạng biến logarit giúp loại bỏ xu hướng tuyến tính liệu, tăng tính ổn định liệu chuỗi thời gian Bảng 1: Mô tả liệu nghiên cứu STT Biến số Ý nghĩa Chú ý Nguồn liệu GDP Tổng sản phẩm quốc nội Đơn vị tỷ VND, dạng logarit tự nhiên Tổng cục thống kê EX Xuất Đơn vị triệu USD, dạng logarit tự nhiên Tổng cục thống kê FDI Vốn đầu tư trực tiếp nước Đơn vị triệu USD, dạng logarit tự nhiên Dữ liệu Ceic Nguồn: Tổng hợp tác giả 2.2.2 Mơ hình nghiên cứu bước thực Nghiên cứu sử dụng mơ hình VAR (Vector Auto Regression) để kiểm tra mối tương quan biến mơ hình Cụ thể nghiên cứu sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị (Unit Root Test), kiểm định 1247 INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 nhân Granger (Granger causality test) phân tích phân rã phương sai (Variance decomposition) Bên cạnh đó, nghiên cứu cịn sử dụng phương pháp ước lượng VAR để tìm độ trễ tối ưu cho biến vĩ mơ Mơ hình vector tự hồi quy Vector AutoRegression (VAR), phát triển lần vào năm 1980 Christopher H Sims với mục đích ước tính mối quan hệ biến số kinh tế vĩ mơ, mơ hình sử dụng để khám phá mối quan hệ nhân xuất khẩu, đầu tư trực tiếp nước tăng trưởng kinh tế Việt Nam giai đoạn từ 2000 - 2017 Trong quan hệ kinh tế, biến không ảnh hưởng theo hướng, biến độc lập tác động lên biến phụ thuộc, mà thông thường chúng có tương tác qua lại Hơn nữa, biến kinh tế vĩ mô không bị ảnh hưởng giá trị q khứ mà cịn bị ảnh hưởng giá trị trễ biến khác Do đó, mơ hình VAR phù hợp cho việc nghiên cứu mối quan hệ biến vĩ mô Xuất khẩu, FDI GDP VAR biết đến mơ hình q trình ngẫu nhiên sử dụng để nắm bắt phụ thuộc lẫn chuỗi thời gian Một mơ hình VAR bao gồm nhiều phương trình (hệ phương trình) độ trễ biến Các biến có mơ hình VAR nội sinh; biến biểu thị giá trị trễ giá trị trễ tất biến nội sinh khác Theo mô hình VAR nghiên cứu Ludosean (2012), mối quan hệ tăng trưởng kinh tế đầu tư trực tiếp nước ngồi thể thơng qua việc tự hồi quy vec tơ hai biến sau: ISDt = 1 + kj=1j x ISDt-j + kj=1j x PIBt-j + 1t PIBt = 2 + kj=1j x PIBt-j + kj=1j x ISDt-j + 2t Trong đó: ISD PIB biểu thị vốn FDI GDP 1 and 2 hệ số tự j, j, j and j biểu thị hệ số biến nội sinh k chiều dài độ trễ 1t 2t phần dư mơ hình Mơ hình VAR nghiên cứu mở rộng mơ hình hai biến áp dụng nghiên cứu Ludosean (2012) Cụ thể, mơ hình VAR ba biến thể bao gồm ba biến chuỗi thời gian LnGDP, LnFDI, LnEX với độ trễ p xây dựng sau: LnGDPt = 0 + pj=11jLnGDPt-j + pj=12jLnFDIt-j + pj=13jLnEXt-j + 1t (1) LnFDIt = 0 + pj=11jLnFDIt-j + pj=12jLnGDPt-j + pj=1 3jLnEXt-j + 2t (2) LnEXt = 0 + pj=11iLnEXt-i + pj=12jLnGDPt-j + pj=13jLnFDIt-k + 3t (3) Trong đó: 0, 0 0 biểu thị hệ số tự j, j, j biểu thị hệ số biến nội sinh p chiều dài độ trễ 1t, 2t 3t phần dư khơng có quan hệ tương quan chuỗi Các bƣớc ƣớc tính mơ hình VAR Thực kiểm tra tính dừng biến chuỗi thời gian đầu vào, điều kiện bắt buộc VAR biến bao gồm phải dừng Nếu chuỗi liệu không dừng, cần sử dụng kỹ thuật sai phân để có 1248 INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 chuỗi liệu dừng Trong nghiên cứu này, phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị Augmented DickeyFuller (ADF) sử dụng để kiểm tra tính dừng chuỗi liệu nghiên cứu Xác định độ trễ tối ưu cho mơ hình VAR kiểm tra phù hợp độ trễ lựa chọn cách kiểm định tương quan chuỗi phần dư Nếu khơng có tương quan chuỗi này, độ trễ chọn phù hợp Thực kiểm định đồng kết hợp biến để xác định xem có mối quan hệ dài hạn chúng khơng Phương pháp kiểm định Jonhasen chọn để kiểm tra tính đồng kết hợp nghiên cứu Nếu có đồng kết hợp biến, mơ hình VECM áp dụng, ngược lại mơ hình VAR sử dụng Ước lượng mơ hình VAR với biến dừng độ trễ tối ưu chọn Sau đó, xem xét phù hợp mơ hình cách kiểm tra tính dừng phần dư Nếu phần dư thõa mãn u cầu ngẫu nhiên dừng, mơ hình ướng lượng phù hợp với chuỗi thời gian nghiên cứu Ngồi ra, tính ổn định mơ hình VAR kiểm tra Sử dụng kiểm định quan hệ nhân Granger để tìm chiều hướng mối quan hệ ngắn hạn biến Cụ thể xác định xem liệu biến vĩ mô mơ hình có tác động lẫn hay khơng Tiếp theo, nghiên cứu sử dụng phương pháp phân rã phương sai để phân tích tầm quan trọng biến việc giải thích thay đổi biến lại Kết thảo luận 3.1 Thống kê mô tả Bảng 2: Thống kê mô tả biến LNEX LNFDI LNGDP Mean 23.37503 20.84520 33.45471 Median 23.36944 21.31189 33.35759 Maximum 24.81377 22.26013 34.59479 Minimum 21.80304 18.82615 32.53258 Standard Dev 0.891045 0.945770 0.538545 Skewness -0.138176 -0.501237 0.428088 Kurtosis 1.718123 1.789512 2.118576 Jarque-Bera 5.158734 7.410701 4.529833 Probability 0.075822 0.024592 0.103839 Sum 1683.002 1500.854 2408.739 Sum Sq Dev 56.37118 63.50820 20.59221 Observations 72 72 72 Nguồn: Xử lý tác giả phần mềm Eview Kết thống kê mô tả cho biến sử dụng nghiên cứu trình bày bảng bao gồm giá trị trung bình, trung vị tiêu đo lường biến thiên độ lệch chuẩn giá trị tối thiểu tối đa biến Có 71 quan sát trưng bày cho biến 1249 INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 Skewness sử dụng để khảo sát bất đối xứng phân phối biến chuỗi xung quanh giá trị trung bình âm dương Giá trị Xuất FDI âm ngụ ý liệu tương đối lệch trái; GDP có giá trị dương, chứng tỏ phân phối GDP có dạng lệch phải Giá trị Kurtosis đại diện cho độ phẳng phân phối Kurtosis phân phối bình thường Trong nghiên cứu này, giá trị Kurtosis ba biến dương nhỏ nên phân phối chúng phẳng Jarque - Bera sử dụng để kiểm tra xem liệu mẫu có phân phối chuẩn hay không Giả thuyết không kiểm định tồn phân phối bình thường Với mức ý nghĩa 5% , giả thuyết khống cho FDI bị từ chối, nói FDI khơng có phân phối chuẩn GDP xuất có phân phối chuẩn mức ý nghĩa 5% 3.2 Kiểm định nghiệm đơn vị Kiểm định nghiệm đơn vị Augmented Dickey Fuller (ADF) áp dụng để kiểm tra tính dừng liệu chuỗi thời gian Các giả thuyết kiểm định là: H0: Dữ liệu chuỗi thời gian có nghiệm đơn vị H1: Dữ liệu chuỗi thời gian khơng có nghiệm đơn vị Bảng 3: Kiểm định nghiệm đơn vị ADF Bậc Bậc I Biến Kết luận t(ADF) p-value t(ADF) p-value LNEXP -2.7865 (4) 0.2074 -2.0913** (3) 0.034 Dừng sai phân lần LNFDI -2.8167 (1) 0.1964 -14.11*** (0) 0.000 Dừng sai phân lần LNGDP -2.3664 (4) 0.3934 -2.538** (3) 0.012 Dừng sai phân lần Nguồn: Xử lý tác giả phần mềm Eview Gi chú: (1) ***,** tương ứng với mức ý nghĩa 1% 5% (2) Các số ngoặc đơn biểu thị độ trễ xác định theo phương pháp Akaike’s AIC Các giá trị tuyệt đối thống kê t chuỗi gốc tất biến nhỏ giá trị tới hạn mức ý nghĩa 10%, 5% 1% Do đó, chưa thể bác bỏ giả thuyết khơng tính khơng dừng liệu, có nghĩa khơng có biến dừng chuỗi gốc Vì vậy, việc kiểm định tính dừng thực bậc cao Sau tiến hành lấy sai phân bậc ba biến, ký hiệu LNFDI1, LNEX1, LNGDP1, giả thuyết không kiểm định nghiệm đơn vị ADF bị bác bỏ với biến LNFDI mức 1% LNEXP LNGDP mức ý nghĩa 5% Tóm lại, tất biến khơng dừng bậc mà dừng sau lấy sai phân bậc 1, có nghĩa LNFDI1, LNEX1 LNGDP1 dừng, đáp ứng điều kiện mơ hình VAR 3.3 Lựa chọn độ trễ tối ưu mơ hình VAR Bảng 4: Lựa chọn độ trễ tối ƣu cho mô hình VAR Độ trễ LogL LR FPE AIC SC HQ 35.24645 NA 7.44e-05 -0.992198 -0.0891842 -0.952601 80.22030 84.41247 2.46e-05 -2.099086 -1.697661 -1.940698 100.0801 35.44211 1.77e-05 -2.433234 -1.730740 -2.156055 134.1067 57.58355 8.22e-06 -3.203285 -2.199721* -2.807315 1250 INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 148.9864 23.80740* 6.92e-06* -3.384196* -2.079564 -2.869435* 152.9402 5.961180 8.20e-06 -3.228930 -1.623229 -2595378 159.6432 9.487244 8.99e-06 -3.158251 -1.251481 -2.405908 Nguồn: Xử lý của tác giả phần mềm Eview Với phạm vi độ trễ đề xuất tự động từ Eview, kết tính tốn cho thấy rằng, bốn số năm tiêu chí LR, FPE, AIC HQ đề xuất độ trễ tiêu chí SC gợi ý độ trễ Tuy nhiên, hầu hết chuỗi thời gian với nghiên cứu mẫu nhỏ sử dụng AIC làm tiêu chí để chọn độ trễ (chọn giá trị nhỏ AIC) Do đó, nghiên cứu này, độ trễ lựa chọn phù hợp Kết phù hợp với ý tưởng Jeffery Wooldridge, nhà kinh tế lượng học tuyên bố liệu hàng quý, độ dài độ trễ từ đến phù hợp Tiếp theo, kiểm định tương quan chuỗi phần dư sử dụng với mục đích tái khẳng định độ trễ chọn tối ưu cho mơ hình sử dụng nghiên cứu Bảng 5: Kiểm định tƣơng quan chuỗi phần dƣ – LM test Lags LM-Stat Prob 4.500825 0.8755 7.629476 0.5719 4.378648 0.8848 13.80868 0.1293 Nguồn: Xử lý tác giả phần mềm Eview Có số cách để kiểm định tự tương quan phần dư, nghiên cứu kiểm định tương quan chuỗi phần dư LM Test thực để kiểm định liệu có tồn loại tương quan hay khơng Nếu tồn mối tương quan này, độ trễ chọn không phù hợp Với giả thuyết null kiểm định khơng có tương quan chuỗi, giá trị p-value độ trễ chọn lớn mức ý nghĩa 1%, 5% chí 10%, giả thuyết khơng chấp nhận, điều có nghĩa phần dư khơng có tương quan chuỗi, độ trễ chọn phù hợp 3.4 Kiểm định tính đồng kết hợp Bảng 6: Kiểm định đồng kết hợp Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized No of CE(s) Eigenvalue Trace Statistic 0.05 Critical value Prob.** None 0.197819 17.37964 29.79707 0.6119 At most 0.034444 2.611470 15.49471 0.9817 At most 0.003918 0.263043 3.841466 0.6080 Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized No of CE(s) Eigenvalue Max-Eigen Statistic 0.05 Critical value Prob.** None 0.197819 14.76817 21.13162 0.3054 At most 0.034444 2.348428 14.26460 0.9804 At most 0.003918 0.263043 3.841466 0.6080 Nguồn: Xử lý tác giả phần mềm Eview 1251 INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 Ta biết, ba biến chuỗi thời gian khơng dừng chuỗi gốc mà chúng dừng sau lấy sai phân bậc 1, biến chuỗi kết hợp bậc I, đáp ứng điều kiện để kiểm định tính đồng kết hợp Trong phần này, kiểm định đồng kết hợp Johansen áp dụng giá trị thống kê Trace value Maximum Eigenvalue trình bày bảng Tuy nhiên, giá trị Trace value Maximum Eigenvalue cho thấy khơng có tồn mối quan hệ đồng kết hợp biến chuỗi thời gian sử dụng Tóm lại, khơng có mối quan hệ đồng kết hợp dài hạn FDI, GDP EXP giai đoạn nghiên cứu trường hợp Việt Nam Do đó, phần cịn lại nghiên cứu này, mơ hình VAR áp dụng để khám phá mối liên hệ tương quan nhân Granger biến 3.5 Kiểm định nhân Granger Bảng 7: Kiểm định nhân Granger Biến phụ thuộc: LNEX1 Excluded Chi-sq df Prob LNFDI1 1.840526 0.7651 LNGDP1 17.89633 0.0013* Biến phụ thuộc: LNFDI1 Excluded Chi-sq df Prob LNEX1 12.16177 0.0162** LNGDP1 8.054209 0.0896*** Biến phụ thuộc: LNGDP1 Excluded Chi-sq df Prob LNEX1 1.428166 0.8393 LNFDI1 1.254335 0.8691 Nguồn: Xử lý tác giả phần mềm Eview Mối quan hệ nhân biến kiểm tra thông qua kiểm định nhân Granger Theo kết , ba mối quan hệ ngắn hạn xác định Bảng 8: Chiều hƣớng mối quan hệ nhân Chiều hƣớng GDP EX GDP p-value EX 0.0013 FDI 0.0162 FDI 0.0896 Nguồn: Xử lý tác giả phần mềm Eview Ở mức ý nghĩa 1% với độ tin cậy 99%, GDP ngắn hạn tác động đến xuất Điều phù hợp với nghiên cứu Javed K cộng (2012), cho xuất tất quốc gia nghiên cứu bị ảnh hưởng đáng kể GDP thực tế Nghiên cứu Malhotra Kumari (2016) Nhật Bản, Reppas cộng (2005) Gabon, Nam Phi, Malaysia Pakistan cho kết luận tương tự, tăng trưởng tác động đến xuất 1252 INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 Ở mức ý nghĩa 5% độ tin cậy 95%, xuất ngắn hạn tác động đến FDI Kết tương tự mối quan hệ nhân xuất FDI Trung Quốc nghiên cứu Hsiao cộng (2006) Temiz (2009) phát chiều hướng mối quan hệ FDI xuất xuất tác động đến FDI Ở mức ý nghĩa 10% độ tin cậy 90%, GDP ngắn hạn tác động đến FDI Nghiên cứu Mahembe Edmore cộng (2014) ủng hộ kết luận tương tự tìm mối quan hệ nhân chiều từ GDP đến FDI Ludosean (2012) Chakraborty cộng (2002) kết luận mối quan hệ nhân tương tự hai biến 3.6 Kiểm định phân rã phương sai Cuối cùng, kỷ thuật phân rã phương sai sử dụng để xác định tầm quan trọng biến việc giải thích biến động biến cịn lại Nghiên cứu xem xét biến động biến ngắn hạn (ba quý sau) dài hạn (trong 20 quý tiếp theo) Bảng 9: Kết phân rã phƣơng sai Xuất Kỳ S.E LNEX1 LNFDI1 LNGDP1 0.08430 100.0000 0.000000 0.000000 0.083552 97.69559 0.031533 2.272875 0.085469 93.99504 2.521541 3.483417 0.086704 91.39921 2.507554 6.093238 0.089537 87.28806 2.510053 10.20189 0.091948 83.19926 2.781152 14.01959 0.092910 81.89905 2.759249 15.34171 0.093852 80.38544 2.732659 16.88190 0.095934 77.60347 2.617673 19.77886 10 0.097784 74.88674 2.529319 22.58395 11 0.098642 74.06940 2.487703 23.44290 12 0.099359 73.09853 2.481832 24.41963 13 0.101156 71.14825 2.398992 26.45276 14 0.102693 69.19847 2.328575 28.47296 15 0.103442 68.61653 2.301301 29.08217 16 0.104015 67.94110 2.303573 29.75532 17 0.105587 66.45664 2.238743 31.30461 18 0.106888 64.98682 2.185306 32.82788 19 0.107533 64.55033 2.165146 33.28452 20 0.107998 64.05678 2.170844 33.77238 Nguồn: Xử lý tác giả phần mềm Eview Trong khoảng thời gian quý, thay đổi khối lượng xuất bị ảnh hưởng hồn tồn Tuy nhiên, khoảng thời gian lớn hơn, tức từ hai quý trở lên GDP FDI thể tác động lên xuất Mặt khác, ảnh hưởng GDP nhiều so với FDI việc giải thích thay đổi khối lượng xuất khẩu, trung bình khoảng 25% so với 2% 1253 INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 Trong ngắn hạn (ví dụ ba quý), cú sốc xuất chiếm khoảng 94% biến động nó, cú sốc FDI GDP gây biến động tương ứng khoảng 2,5% 3,5% cho xuất Tuy nhiên, lâu dài, tác động cú sốc xuất cho tương lai giảm dần theo thời gian, từ 100% xuống 64% 20 quý GDP gây 3% biến động khối lượng xuất tương lai quý tiếp theo, tác nhân 33% biến động xuất 20 quý Một cú sốc FDI gây khoảng 2,5% biến động khối lượng xuất tương lai, không thay đổi dài hạn ngắn hạn Điều quán với kiểm định nhân Granger thực trước Bảng 10: Kết phân rã phƣơng sai FDI Kỳ S.E LNEX1 LNFDI1 LNGDP1 0.281330 0.034869 99.96513 0.000000 0.356839 10.29374 88.01913 1.687133 0.364785 13.15908 84.22685 2.614067 0.367950 14.31021 83.11982 2.569966 0.372431 15.92224 81.36028 2.717478 0.374081 15.78384 81.21010 3.006064 0.375259 16.09735 80.90746 2.995195 0.375401 16.09159 80.85230 3.056107 0.377231 16.15038 80.07470 3.774923 10 0.378003 16.14734 79.74862 4.104041 11 0.378109 16.15814 79.73410 4.107758 12 0.378224 16.14887 79.71346 4.137667 13 0.379752 16.08258 79.07788 4.839545 14 0.380498 16.03468 78.76971 5.195613 15 0.380540 16.04197 78.76082 5.197207 16 0.380625 16.03681 78.74007 5.223115 17 0.381997 15.98638 78.18272 5.830900 18 0.382676 15.93795 77.90952 6.152525 19 0.382719 15.94743 77.90050 6.152067 20 0.382806 15.94272 77.87661 6.180676 Nguồn: Xử lý tác giả phần mềm Eview Vốn FDI quý bị ảnh hưởng chủ yếu cú sốc (99,965%) xuất (0,035%) Trong ngắn hạn, biến động FDI ba quý bị ảnh hưởng cú sốc 84%, cú sốc xuất GDP đóng góp 13% 2,6% 1254 INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 Về lâu dài, tầm quan trọng cú sốc FDI biến động giảm xuống, từ 84% xuống 77% Ảnh hưởng cú sốc xuất biến động FDI tương lai tương đối giống theo thời gian, khoảng 15% cú sốc GDP tăng nhẹ khả tác động chiếm 6% biến động FDI 20 quý Bảng 11: Kết phân rã phƣơng sai GDP Period S.E LNEX1 LNFDI1 LNGDP1 0.085518 3.484748 0.030865 96.48439 0.089641 3.215865 0.122538 96.66160 0.091744 4.575520 1.060185 94.36429 0.093300 4.873115 1.544386 93.58250 0.117846 6.235276 1.167732 92.59699 0.121840 5.849937 1.186287 92.96378 0.123513 6.642870 1.513229 91.84390 0.125103 6.814960 1.789319 91.39572 0.141963 7.442763 1.486666 91.07057 10 0.145205 7.128686 1.496610 91.37470 11 0.146448 7.604563 1.699805 90.69563 12 0.147868 7.691525 1.888488 90.41999 13 0.161043 7.983966 1.656928 90.35911 14 0.163691 7.738842 1.661085 90.60007 15 0.164618 8.053717 1.809764 90.13652 16 0.165897 8.108860 1.948571 89.94257 17 0.176715 8.261069 1.768729 89.97020 18 0.178929 8.065870 1.772310 90.16182 19 0.179636 8.290754 1.889945 89.81930 20 0.180808 8.329994 1.996570 89.67344 Nguồn: Phân tích tác giả Eview Rõ ràng cú sốc xuất FDI khơng đóng góp đáng kể vào thay đổi GDP ngắn hạn dài hạn Một cú sốc không lường trước GDP tác động trung bình đến 90% biến động GDP Tuy nhiên, cú sốc xuất có tác động mạnh chút đến GDP tương lai so với cú sốc FDI, xấp xỉ 8% so với 2% Những kết ngụ ý thời gian dài, biến động GDP bị ảnh hưởng không đáng kể FDI xuất khẩu, đặc biệt FDI trường hợp Việt Nam Kết luận gợi ý Nghiên cứu cung cấp chứng thực nghiệm để đánh giá mối quan hệ nhân dài hạn ngắn hạn FDI, xuất tăng trưởng kinh tế Việt Nam giai đoạn từ 2000 - 2017 1255 INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 Thông qua ước lượng kiểm định cần thiết liên quan đến điều kiện vận dụng mơ hình VAR, kết nghiên cứu cho thầy quan hệ nhân chiều GDP tác động lên xuất khẩu, GDP tác động đến FDI xuất tác động đến FDI, khơng có chứng cho thầy xuất FDI có tác động đáng kể đến biến động GDP Các kết từ phân rã phương sai rằng, biến động biến chủ yếu đóng góp cú sốc biến động Tuy nhiên, thời gian dài, cú sốc GDP gây nhiều ảnh hưởng đến thay đổi xuất tương lai Tương tự vậy, dài hạn cú sốc GDP xuất gây nhiều ảnh hưởng đến biến động FDI Điều quán với kết từ kiểm định nhân Granger Kết cho thấy, Chính phủ Việt Nam nên thực sách thúc đẩy kinh tế nhằm tạo động lực đẩy mạnh hoạt động xuất thu hút thêm vốn đầu tư nước vào Việt Nam Việc FDI khơng đóng góp đáng kể cho phát triển kinh tế trường hợp Việt Nam giải thích rằng, hầu hết dự án FDI đầu tư vào Việt Nam có cơng nghệ lạc hậu gây hại cho mơi trường, điển hình dự án Formosa Để phát triển bền vững, Việt Nam cần thu hút vốn FDI cách chọn lọc hơn, đặc biệt dòng vốn vào lĩnh vực cần ưu tiên đầu tư, phù hợp với chiến lược phát triển kinh tế, loại bỏ dự án với cơng nghệ cũ lỗi thời Dịng vốn FDI chất lượng cao Việt Nam chủ yếu từ Nhật Bản Hàn Quốc, cần thu hút thêm vốn đầu tư từ khu vực phát triển khác Hoa Kỳ châu Âu để giúp đa dạng hóa nguồn FDI tận dụng hoạt động mang lại giá trị gia tăng cao chuyển giao công nghệ tiên tiến Vì Hoa Kỳ châu Âu hai thị trường xuất lớn Việt Nam, việc cải thiện hiệu hoạt động xuất với hai thị trường tham gia đàm phán EVFTA CPTPP coi bước quan trọng để tiếp cận chặt chẽ nguồn vốn quý giá Đối với dự án có cơng nghệ đại, khả tiếp thu Việt Nam tương đối hạn chế, cản trở tận dụng tối đa lợi đầu tư Từ đó, làm cho FDI khơng thể thúc đẩy phát triển bền vững lâu dài kinh tế Bản thân doanh nghiệp cần cải thiện khả áp dụng công nghệ tiên tiến cách trọng tích lũy nguồn nhân lực chuyên môn cao cải thiện sở hạ tầng tốt để tạo điều kiện chuyển giao ứng dụng công nghệ tiên tiến từ nhà đầu tư FDI Tóm lại, Chính phủ Việt Nam cần tạo mơi trường trị kinh tế ổn định, xây dựng sở hạ tầng vững chắc, sách quản lý phù hợp để không thu hút nhà đầu tư FDI có giá trị mà cịn thúc đẩy kinh tế nước phát triển cuối đạt phát triển toàn diện cho quốc gia Bên cạnh đó, doanh nghiệp nước nên chủ động tăng cường sức mạnh khả để nắm bắt hiệu lợi ích sách TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Abbas, Shujaat (2012) Causality between Exports and Economic Growth: Investigating Suitable Trade Policy for Pakistan Eurasian Journal of Business and Economics 2012, (10), 91-98 [2] Acaravci, A and Ozturk, I (2012) Foreign direct investment, export and economic growth: Empirical evidence from new EU countries Romanian Journal of Economic Forecasting 15 52-67 [3] Ahmad F., Draz, M U & Yang, S.C (2018) Causality nexus of exports, FDI and economic growth of the ASEAN5 economies: evidence from panel data analysis The Journal of International Trade & Economic Development, 27(6), 685-700 doi:10.1080/09638199.2018.1426035 [4] Anwar, S and L.P Nguyen, 2010 Foreign direct investment and economic growth in Vietnam Asia Pacific Business Review, 16(1-2): 183-202 [5] Belloumi, Mounir (2014) The relationship between trade, FDI and economic growth in Tunisia: An application of the autoregressive distributed lag model Economic Systems 38 269–287 10.1016/j.ecosys.2013.09.002 1256 INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 [6] Borensztein, J De Gregorio, JW Lee (1998) How does foreign direct investment affect economic growth? Journal of International Economics, 45 115-135 [7] Chowdhury, A., & Mavrotas, G (2006) FDI and Growth: What Causes What? The World Economy, 29(1), 9–19.doi:10.1111/j.1467-9701.2006.00755 [8] Conconi, Paola & Sapir, André & Zanardi, Maurizio (2016) The internationalization process of firms: From exports to FDI Journal of International Economics, Elsevier,vol.99(C),pages 16-30 [9] Dritsaki, Melina & Dritsaki, Chaido & Adamopoulos, Antonios (2004) A Causal Relationship between Trade, Foreign Direct Investment and Economic Growth in Greece American Journal of Applied Sciences 1.10.3844/ajassp.2004.230.235 [10] Dickey, David & Jansen, Dennis & Thornton, Daniel (1991) A Primer on Cointegration with an Application to Money and Income Review 73 58-78 10.1007/978-1-349-23529-2-2 [11] Güneş, Sevcan (2014) The relationship between foreign direct investment and trade: a case study for the turkish service sector Economics, Management, and Financial Markets 158-166 [12] Hussain, M., & Haque, M (2016) Foreign Direct Investment, Trade, and Economic Growth: An Empirical Analysis of Bangladesh Economies, 4(4), 7.doi:10.3390/economies4020007 [13] Javed, Khalid & Sher, Falak & Ullah Awan, Rehmat & Ashfaq, Muhammad (2012) Foreign direct investment, trade and economic growth: a comparison of selected south asian countries International Journal of Humanities and Social Science.Vol No [14] Gregory Mankiw, (2010) Spreading the Wealth Around: Reflections Inspired by Joethe Plumber Eastern Economic Journal, Palgrave Macmillan Journals, vol 36(3), pages 285-298 [15] Reppas Panayiotis A and Dimitris Christopoulos, (2005) The export-output growth nexus: Evidence from African and Asian countries Journal of Policy Modeling, 27, (8), 929-940 [16] Pham, M.A (2008) Can Vietnam's economic growth be explained by investment or export VAR analysis? Vietnam Development Forum Working Paper Series No 0815 [17] Xuan, Nguyen Thanh and Xing, Yuqing (2008) Foreign Direct Investment and Exportsthe Experiences of Vietnam Economics of Transition, Vol 16, Issue 2, pp 183-197 [18] Nhung Thi Kim Nguyen, 2017 The Long Run and Short Run Impacts of Foreign Direct Investment and Export on Economic Growth of Vietnam Asian Economic and Financial Review, vol 7(5), pages 519-527, May [19] Pham, M.A (2008) Can Vietnam's economic growth be explained by investment or export A VAR analysis? Vietnam Development Forum Working Paper Series No 0815 Retrieved from http://www.vdf.org.vn/workingpapers/vdfwp0815 1257