Nghiên cứu sử dụng mô hình ARDL để tìm kiếm bằng chứng thực nghiệm về ảnh hưởng/tác động của một số yếu tố/biến số vĩ mô chủ yếu (sản lượng/GDP, cung tiền M2, độ mở của nền kinh tế) đến đầu tư của Việt Nam trong giai đoạn 1990 – 2018. Kết quả nghiên cứu cho thấy, sản lượng/GDP, cung tiền M2 có ảnh hưởng/tác động đến đầu tư trong ngắn hạn và dài hạn.
Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài – Ngân hàng với phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN ĐẦU TƯ Ở VIỆT NAM: THỰC NGHIỆM TỪ MƠ HÌNH ARDL FACTORS EFFECT TO INVESTMENTS IN VIETNAM: EXPERIMENT WITH ARDL MODEL Dương Bá Vũ Thi Ngân hàng TMCP Cơng thương Việt Nam (VietinBank) TĨM TẮT Nghiên cứu sử dụng mơ hình ARDL để tìm kiếm chứng thực nghiệm ảnh hưởng/tác động số yếu tố/biến số vĩ mô chủ yếu (sản lượng/GDP, cung tiền M2, độ mở kinh tế) đến đầu tư Việt Nam giai đoạn 1990 – 2018 Kết nghiên cứu cho thấy, sản lượng/GDP, cung tiền M2 có ảnh hưởng/tác động đến đầu tư ngắn hạn dài hạn Riêng độ mở kinh tế chưa tìm thấy chứng có ý nghĩa thống kê ảnh hưởng/tác động đến đầu tư Từ kết thực nghiệm, nghiên cứu đề xuất số kiến nghị để thúc đẩy nâng cao hiệu đầu tư Việt Nam Từ khóa: Đầu tư, Tác động, Việt Nam, ARDL ABSTRACT The research used ARDL model to find empirical evidence on the effects of some key macro factors/variables (output/GDP, money supply (M2), openness) on investments of Vietnam in the period 1990 - 2018 The results has showed that the output/GDP, money supply (M2) effects to investments in the short and long term Particularly, openness has not found statistically significant evidence of its influence on investments From the results, the research proposes recommendations to promote and improve investments efficiency in Vietnam Keywords: Giới thiệu Đối với kinh tế, đầu tư có ý nghĩa đặc biệt quan trọng, vừa tác động đến tổng cung tổng cầu kinh tế Ở góc độ tổng cầu, đầu tư phận chiếm tỷ trọng lớn tổng cầu Khi tổng cung chưa kịp thay đổi, gia tăng đầu tư làm cho tổng cầu tăng lên Ở góc độ tổng cung, việc tăng quy mô đầu tư nguyên nhân trực tiếp làm tăng tổng cung kinh tế Mặt khác, đầu tư gián tiếp làm tăng tổng cung kinh tế thông qua hoạt động đầu tư chất lượng nguồn nhân lực, đổi công nghệ Một cách khái quát, tăng quy mô đầu tư sử dụng vốn đầu tư hợp lý góp phần quan trọng việc cải thiện suất nhân tố tổng hợp, chuyển dịch cấu kinh tế theo hướng đại, nâng cao sức cạnh tranh kinh tế chất lượng tăng trưởng kinh tế (Từ Quang Phương Phạm Văn Hùng, 2012) Về mặt thực nghiệm, nghiên cứu ngồi nước nỗ lực tìm kiếm tác nhân ảnh hưởng đến biến động đầu tư Tuy nhiên, thời gian qua, nghiên cứu tác nhân ảnh hưởng đến đầu tư Việt Nam cung cấp chứng tác động yếu tố “truyền thống” (sản lượng/tăng trưởng kinh tế, lãi suất) đến đầu tư Trong đó, độ mở kinh tế - tiền đề quan trọng việc gia tăng đầu tư thông qua việc thu hút nguồn lực bên mở rộng thị trường chưa xem xét cách rõ ràng.Vì vậy, nghiên cứu thực để tìm kiếm chứng ảnh hưởng/tác động yếu tố “truyền thống” độ mở kinh tế đến đầu tư Việt Nam giai đoạn 1990 – 20181 Đây giai đoạn vừa phản ánh kết cơng “Đổi Mới” vừa phản ánh tính thời vấn đề nghiên cứu Việt Nam 490 Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài – Ngân hàng với phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 Cơ sở lý thuyết 2.1 Cơ sở lý thuyết Mối quan hệ sản lượng/GDP đầu tư Lý thuyết gia tốc Clark (1917) cho đầu tư phụ thuộc vào thay đổi kỳ vọng đầu ra/sản lượng (GDP) Lý thuyết lập luận thay đổi đầu ra/GDP dẫn tới thay đổi đầu tư (Gordon, 2009) Bên cạnh đó, từ tảng hàm số đầu tư Hicks (1937), Tobin (1969) tiếp tục củng cố khẳng định đầu tư phụ thuộc vào mức độ thay đổi GDP, lãi suất hệ số Tobin’s q Hay nói cách khác, mơ hình hàm số đầu tư Tobin ủng hộ cho luận điểm sản lượng quốc gia/GDP có ảnh hưởng theo chiều hướng tỷ lệ thuận với đầu tư Mối quan hệ cung tiền đầu tư Theo trường phái kinh tế học Keynes, kênh lãi suất kênh truyền dẫn sách tiền tệ (Friedman, 1956) Theo đó, ngân hàng trung ương (NHTW) thực sách tiền tệ nới lỏng cách tăng lượng cung tiền, mặt lãi suất thực kinh tế giảm, từ đó, kích thức tăng chi tiêu cho đầu tư làm thay đổi sản lượng kinh tế (Mishkin, 2009) Mối quan hệ độ mở kinh tế đầu tư Barro & Sala-i-Martin (2004) lập luận rằng, chế độ thương mại cởi mở hay độ mở kinh tế cao dẫn đến khả lớn để hấp thụ tiến công nghệ hàng hóa xuất việc giảm bớt, loại bỏ hàng rào thuế quan phi thuế quan Vì vậy, giác độ đóng góp đầu tư, độ mở kinh tế mong đợi thúc đẩy đầu tư (M Hamuda cộng sự, 2013) 2.2 Lược khảo nghiên cứu trước Đã có nghiên cứu nước kiểm chứng quan hệ biến số vĩ mô với đầu tư Đối với nghiên cứu nước ngồi, kể đến số nghiên cứu điển hình Hendershott (1981), Epstein Denny (1983), Fazzari Mott (1987), Acemoglu (1993), Hein Ochsen (2003) (Lê Thanh Tùng, 2013) Gần đây, nghiên cứu M Hamuda cộng (2013) sử dụng mơ hình ARDL để kiểm chứng ảnh hưởng GDP, cung tiền độ mở kinh tế đến đầu tư Tunisia giai đoạn 1961 – 2011; kết cho thấy, cung tiền giải thích phần lớn cho biến số đầu tư Tunisia Đối với nghiên cứu nước, nghiên cứu Nguyễn Thị Kim Thanh (2008) cho thấy tác động ngược chiều lãi suất đến đầu tư nhà nước đầu tư tư nhân Việt Nam; nghiên cứu ADB (2010) cho thấy quan hệ thuận chiều tăng trưởng kinh tế tăng trưởng vốn đầu tư Việt Nam (trích từ Lê Thanh Tùng, 2013) Và cách không lâu, với liệu giai đoạn 2000 – 2012 (dữ liệu theo quý), Lê Thanh Tùng (2013) tìm thấy chứng ảnh hưởng rõ rệt sản lượng lãi suất đến đầu tư Nhìn chung, với phương pháp ước lượng loại liệu khác (dữ liệu theo năm, quý), nghiên cứu nước xác định ảnh hưởng/tác động số biến số vĩ mô đến đầu tư Tại Việt Nam, nghiên cứu Lê Thanh Tùng (2013) xem bao quát kiểm chứng tìm thấy ảnh hưởng/tác động sản lượng, lãi suất đến đầu tư, nghiên cứu trước tìm thấy ảnh hưởng/tác động 01 biến số lãi suất tăng trưởng kinh tế/GDP đến đầu tư Mặt khác, với đặc điểm hội nhập kinh tế quốc tế Việt Nam ngày sâu rộng, thể qua độ mở kinh tế vai trị yếu tố đến đầu tư chưa nghiên cứu trước Việt Nam đề cập Vì vậy, nghiên cứu bổ sung biến số độ mở kinh tế để tìm kiếm chứng thực nghiệm ảnh hưởng/tác động sản lượng (GDP), cung tiền (M2) độ mở kinh tế đến đầu tư Việt Nam 491 Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài – Ngân hàng với phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 Phương pháp nghiên cứu 3.1 Mơ hình nghiên cứu Từ phân tích mục 2.2 nêu trên, kết hợp với kế thừa có chọn lọc kết nghiên cứu M Hamuda cộng (2013), chúng tơi đề xuất mơ hình để khảo nghiệm yếu tố ảnh hưởng/tác động đến đầu tư Việt Nam giai đoạn 1990 – 2018 sau: INVt = F (GDPt, M2t, OPENt, ut) (1) Trong đó: - INVt: Gross capita formation - Tổng tích lũy tài sản đại diện cho biến đầu tư năm t - GDPt: Gross domestic product - Tổng sản phẩm quốc nội đại diện cho biến sản lượng năm t - M2t: Cung tiền M2 năm t - OPENt: Độ mở kinh tế năm t (Tổng xuất + nhập khẩu)/GDP (%) 3.2 Dữ liệu Dữ liệu biến INV, GDP, M2, OPEN thu thập từ nguồn liệu World Bank (ngân hàng giới), ADB (ngân hàng phát triển châu Á) Các biến chuyển đổi sang dạng log để trở nên “mượt” hơn, đồng thời tránh việc che giấu đặc tính khác liệu (Phạm Thế Anh, 2018) 3.3 Phương pháp ước lượng Nghiên cứu tiếp cận mơ hình phân phối trễ tự hồi quy – ARDL (Autoregressive Distributed Lag) để ước lượng mơ hình Theo Pesaran & Pesaran (1997), phương pháp ARDL có nhiều ưu điểm so với phương pháp đồng liên kết khác: Thứ nhất, trường hợp số lượng mẫu nhỏ, mơ hình ARDL cách tiếp cận có ý nghĩa thống kê để kiểm định tính đồng liên kết, kỹ thuật đồng liên kết Johansen yêu cầu số mẫu lớn để đạt độ tin cậy; Thứ hai, trái với phương pháp thơng thường để tìm mối quan hệ dài hạn, phương pháp ARDL khơng ước tính hệ phương trình, thay vào đó, ước tính phương trình nhất; Thứ ba, kỹ thuật đồng liên kết khác yêu cầu biến hồi quy đưa vào liên kết có độ trễ cách tiếp cận ARDL, biến hồi quy dung nạp độ trễ tối ưu khác nhau; Thứ tư, khơng đảm bảo thuộc tính nghiệm đơn vị hay tính dừng hệ thống liệu, mức liên kết I(1) I(0) áp dụng thủ tục ARDL thích hợp cho nghiên cứu thực nghiệm Kết nghiên cứu (i) Kiểm định tính dừng Kết kiểm định tính dừng biến mơ hình cho thấy biến INV, GDP, OPEN tích hợp bậc 0; biến M2 tích hợp bậc Bảng 1: Kiểm định tính dừng biến mơ hình Biến Giá trị thống kê t P-value Bậc tích hợp Kết luận INV -4.097*** 0.0037 I(0) Dừng GDP -4.032** 0.0197 I(0) Dừng M2 -0.98 0.9309 D(M2) -4.942*** 0.0005 I(1) Dừng OPEN -3.992 0.0210 I(0) Dừng Không dừng Nguồn: Kết tính tốn từ Eviews, với D() sai phân bậc biến 492 Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài – Ngân hàng với phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 (ii) Kết kiểm định đường bao bảng cho thấy giá trị thống kê F (6.73) lớn giá trị tới hạn đường bao ứng với mức ý nghĩa 1% (6.36) nên bác bỏ giả thuyết H0: không tồn mối quan hệ đồng liên kết biến, chấp nhận giả thuyết H1: tồn mối quan hệ đồng liên kết biến (mối quan hệ dài hạn biến mơ hình) Bảng 2: Kết kiểm định đường bao (bound test) Số bậc Giá trị thống kê F k F-statistic 6.73 Giá trị tới hạn đường bao 90% 95% 97.5% 99% I(0) I(1) I(0) I(1) I(0) I(1) I(0) I(1) 3.47 4.45 4.01 5.07 4.52 5.62 5.17 6.36 Nguồn: Kết tính tốn từ Eviews (iii) Lựa chọn độ trễ tối ưu mơ hình ARDL (Đối với liệu có tần suất năm, theo khuyến nghị Pesaran Shin (1999) độ trễ tối đa để lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình 2): độ trễ tối ưu mơ hình ARDL dựa vào tiêu chí AIC bảng ARDL (2,0,2,2) Kết ước lượng cho thấy, tác động chiều sản lượng, cung tiền M2 (tác động đồng thời), độ mở kinh tế (tác động độ trễ năm) đến đầu tư với mức ý nghĩa 5% Kết ước lượng cho thấy, tác động chiều sản lượng, cung tiền M2 (tác động đồng thời), độ mở kinh tế (tác động độ trễ năm) đến đầu tư với mức ý nghĩa 5% Bảng 3: Kết ước lượng mơ hình ARDL Dependent Variable: LNINV Method: ARDL Sample (adjusted): 1992 2018 Included observations: 27 after adjustments Maximum dependent lags: (Automatic selection) Model selection method: Akaike info criterion (AIC) Dynamic regressors (2 lags, automatic): LNGDP LNM2 LNOPEN Fixed regressors: C @TREND Number of models evalulated: 54 Selected Model: ARDL(2, 0, 2, 2) Variable Coefficient Std Error t-Statistic LNINV(-1) 0.820460 0.152468 5.381202 0.0001 LNINV(-2) -0.536857 0.110024 -4.879435 0.0002 LNGDP 3.403890 1.115585 3.051214 0.0076 LNM2 0.297145 0.126864 2.342227 0.0324 LNM2(-1) -0.330405 0.164169 -2.012591 0.0613 LNM2(-2) 0.173269 0.112259 1.543484 0.1423 LNOPEN -0.015092 0.177578 -0.084990 0.9333 493 Prob.* Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài – Ngân hàng với phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 LNOPEN(-1) -0.226386 0.145072 -1.560516 0.1382 LNOPEN(-2) 0.264946 0.139479 1.899541 0.0757 C -94.21700 34.02152 -2.769335 0.0137 @TREND -0.182589 0.060280 -3.029007 0.0080 R-squared 0.998624 Mean dependent var 33.63629 Adjusted R-squared 0.997765 S.D dependent var 0.767815 S.E of regression 0.036302 Akaike info criterion -3.502335 Sum squared resid 0.021085 Schwarz criterion -2.974402 Log likelihood 58.28153 Hannan-Quinn criter -3.345353 F-statistic 1161.539 Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0.000000 2.533382 Nguồn: Kết ước lượng từ Eviews (iv) Ước lượng hệ số dài hạn mơ hình ARDL Kết ước lượng hệ số dài hạn mơ hình ARDL (2,0,2,2) thể bảng Bảng 4: Kết ước lượng hệ số dài hạn mơ hình ARDL (2,0,2,2) Long Run Coefficients Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LNGDP 4.751405 0.928763 5.115843 0.0001 LNM2 0.195435 0.090008 2.171305 0.0453 LNOPEN 0.032757 0.329951 0.099279 0.9222 -131.515158 30.451947 -4.318777 0.0005 -0.254871 0.046989 -5.424078 0.0001 C @TREND Nguồn: Kết ước lượng từ Eviews Kết cho thấy, sản lượng, cung tiền M2 có tác động chiều đến đầu tư dài hạn với mức ý nghĩa 5% Trong đó, độ mở kinh tế lại không tác động đến đầu tư dài hạn (v) Ước lượng hệ số ngắn hạn mô hình ARDL Sau ghi nhận đồng liên kết biến qua kiểm định đường bao, nghiên cứu ước lượng hệ số ngắn hạn từ mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM dựa cách tiếp cận ARDL (2,0,2,2) Như kỳ vọng, hệ số ECM âm (-0.716) có ý nghĩa mức 1%, thể điều chỉnh mơ hình hướng tới cân dài hạn Kết ước lượng cho thấy, mức ý nghĩa 5%, ngắn hạn, sản lượng cung tiền M2 tác động chiều đến đầu tư, tác động độ mở kinh tế đến đầu tư khơng có ý nghĩa Bảng 5: Kết ước lượng tác động ngắn hạn từ mơ hình hiệu chỉnh sai số (ECM) Cointegrating Form Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob D(LNINV(-1)) 0.536857 0.110024 4.879435 0.0002 D(LNGDP) 3.403890 1.115585 3.051214 0.0076 D(LNM2) 0.297145 0.126864 2.342227 0.0324 494 Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài – Ngân hàng với phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 D(LNM2(-1)) -0.173269 0.112259 -1.543484 0.1423 D(LNOPEN) -0.015092 0.177578 -0.084990 0.9333 D(LNOPEN(-1)) -0.264946 0.139479 -1.899541 0.0757 D(@TREND()) -0.182589 0.060280 -3.029007 0.0080 CointEq(-1) -0.716397 0.131040 -5.467000 0.0001 Cointeq = LNINV - (4.7514*LNGDP + 0.1954*LNM2 + 0.0328*LNOPEN -131.5152 -0.2549*@TREND ) Nguồn: Kết ước lượng từ Eviews (vi) Kết kiểm định chẩn đoán Để đánh giá tính phù hợp tin cậy mơ hình, nghiên cứu tiến hành kiểm định chẩn đốn sau: kiểm định Normality test phần dư, kiểm định dạng mơ hình - kiểm định Reset Ramsey, kiểm định tự tương quan Larange multiplier, kiểm định phương sai sai số thay đổi, kiểm định tính ổn định phần dư mơ hình qua kiểm định tổng tích lũy phần dư (CUSUM: Cumulative Sum of Recursive Residuals) tổng tích lũy hiệu chỉnh phần dư (CUSUMSQ: Cumulative Sum of Square of Recursive Residuals) Kết thể bảng Hình 1a, 1b Bảng 6: Tổng hợp kết kiểm định chẩn đoán Kiểm định STT Kết Normality Test Kết luận Phần dư có phân phối chuẩn Jarque-Bera= 1.713, p-value= 0.4245 Ramsey Reset Test F-statistic = 0.0958, (dạng hàm) p-value= 0.7612 Mơ hình dạng đúng/chuẩn Breusch-Godfrey Serial F-statistic = 1.8858, Correlation LM Test (tự p-value= 0.1883 tương quan) Khơng có tượng tự tương quan Heteroskedasticity Test: F-statistic = 0.3221, Breusch-Pagan-Godfrey p-value= 0.9629 Phương sai sai số không đổi Nguồn: Kết tính tốn từ Eviews 12 1.6 1.2 0.8 0.4 -4 0.0 -8 -12 -0.4 03 04 05 06 07 08 09 CUSUM 10 11 12 13 14 15 16 17 18 03 5% Significance 04 05 06 07 08 09 10 CUSUM of Squares Hình 1a: Tổng tích lũy phần dư 11 12 13 14 15 16 17 18 5% Significance Hình 1b: Tổng tích lũy hiệu chỉnh phần dư 495 Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài – Ngân hàng với phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên bối cảnh cách mạng cơng nghệ”– DCFB 2020 Kết kiểm định tính ổn định phần dư cho thấy tổng tích lũy phần dư tổng tích lũy hiệu chỉnh phần dư nằm dải tiêu chuẩn ứng với mức ý nghĩa 5% nên kết luận phần dư mơ hình có tính ổn định Như vậy, kết kiểm định chẩn đốn cho thấy mơ hình ARDL ổn định, đảm bảo độ tin cậy cho hệ số ước lượng dài hạn ngắn hạn Kết luận khuyến nghị Cùng với tiêu dùng cuối cùng, đầu tư (tích lũy tài sản) có đóng góp lớn vào tăng trưởng kinh tế Việt Nam thời gian vừa qua (Nguyễn Đức Thành Ohno Kenichi, 2018) Vốn đầu tư thường biến động theo thời gian, vậy, việc xác định mối liên hệ đầu tư với yếu tố/biến số vĩ mô chủ yếu quan trọng Kết nghiên cứu cho thấy ngắn hạn dài hạn, sản lượng/GDP cung tiền M2 có tác động tích cực đến đầu tư (INV) Việt Nam Kết phù hợp với lý thuyết gia tốc Clark (1917), lý thuyết Keynes Hơn nữa, mặt thực nghiệm, kết tương đồng với kết nghiên cứu M Hamuda cộng (2013) ảnh hưởng/tác động cung tiền đến đầu tư, Lê Thanh Tùng (2013) ảnh hưởng/tác động sản lượng đến đầu tư Bên cạnh đó, có lưu ý, nghiên cứu chưa tìm thấy chứng thực nghiệm ảnh hưởng/tác động độ mở kinh tế đến đầu tư vai trị đầu tư nhận định chuẩn tắc chuyên gia kinh tế xác nhận Việt Nam giai đoạn giai đoạn phát triển kinh tế theo phân loại diễn đàn kinh tế giới (WEF) Ở giai đoạn này, phát triển kinh tế chủ yếu dựa vào yếu tố sản xuất (factor – driven) vốn đầu tư nguồn lực quan trọng cho trình Vì vậy, từ kết nghiên cứu, để thúc đẩy nâng cao hiệu đầu tư thời gian tới, cần lưu ý số vấn đề sau: (i) Thứ nhất, với mơ hình tăng trưởng chưa khỏi qn tính tăng trưởng theo chiều rộng, để tăng trưởng theo chiều sâu, Chính phủ cần đẩy nhanh trình cải cách thể chế cải thiện môi trường kinh doanh Đặc biệt, cần thúc đẩy mạnh mẽ phát triển khu vực tư nhân thơng qua hoạt động cải cách hành (vân hành hiệu phủ điện tử quản lý điều hành2, cắt giảm bớt thủ tục kinh doanh không cần thiết, ), hoàn thiện luật pháp hỗ trợ khu vực (ban hành văn luật văn luật hỗ trợ khu vực kinh tế tư nhân) Đồng thời, bám sát chiến lược tăng trưởng xanh Thủ tướng Chính phủ phê duyệt vào tháng 9/2012 (Nguyễn Trọng Hoài, 2013) để định hướng cho hoạt động kinh tế nhằm đạt mục tiêu tăng trưởng ngắn, trung dài hạn Và kinh tế tăng trưởng với yếu tố cốt lõi “quỹ đạo” tạo động lực cho hoạt động đầu tư đạt hiệu mang lại nhiều dư địa cho kinh tế (ii) Thứ hai, tốc độ tăng cung tiền (M2) tỷ lệ M2/GDP hàng năm Việt Nam bỏ xa nước khu vực ASEAN kể từ năm 2016, chí bỏ xa đa số nước châu Á Hiện, tỷ lệ M2/GDP Việt Nam vào khoảng 180%3 Việc bơm tiền nhiều vào kinh tế gây nguy lớn lạm phát tiền tệ Nếu lạm phát tiền tệ xảy ra, đến lượt gây ảnh hưởng tiêu cực đến hoạt động đầu tư qua làm suy giảm tăng trưởng Do vậy, Ngân hàng nhà nước (NHNN) cần thực thi sách tiền tệ thận trọng, linh hoạt, chủ động phối hợp hài hịa với sách tài khóa để lượng cung tiền bơm vào kinh tế “đúng liều lượng, đối Chính phủ ban hành Nghị 17/NQ-CP ngày 07/03/2019 số nhiệm vụ, giải pháp trọng tâm phát triển Chính phủ điện tử giai đoạn 2019-2020, tầm nhìn đến năm 2025 nhằm tăng cường hiệu hoạt động cung cấp dịch vụ công Phạm Thế Anh (2020) Tăng trưởng Việt Nam dựa vào bơm tiền Truy cập từ https://vietnamfinance.vn/pgsts-pham-the-anh-tang-truong-cua-viet-nam-van-dua-vao-bom-tien-la-chinh20180504224233810.htm?fbclid=IwAR1CA7e6751T61zA0XUaQCfPevpgaZuwEMbC55Gkuf3vElg7AP0XQE8MGQ 496 Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài – Ngân hàng với phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 tượng, thời điểm” nhằm ổn định mặt hướng tới giảm lãi suất điều kiện cho phép để thúc đẩy đầu tư, góp phần đạt mục tiêu tăng trưởng (iii) Thứ ba, Chính phủ cần sử dụng cơng cụ để định hướng đầu tư vào ngành công nghiệp chế biến, chế tạo theo chiều sâu để tạo sản phẩm có tỷ lệ nội địa hóa cao, có thương hiệu quốc gia có sức cạnh tranh chuỗi giá trị tồn cầu (iv) Thứ tư, cần tận dụng lợi hội từ việc tham gia Hiệp định thương mại tự hệ để mở rộng thị trường, phát triển đầu tư, đồng thời tận dụng thành tựu CMCN 4.0 giới nhằm nâng cao suất hiệu đầu tư nước TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Abdulbaset M Hamuda et al (2013) ARDL investment model in Tunisia Theoretical and Applied Economics, Vol XX (2013), No 2(579), 57 – 68 [2] Phạm Thế Anh (2018) Kinh tế lượng ứng dụng phân tích chuỗi thời gian Hà Nội: NXB Lao động [3] Barro, R and Sala-i-Martin, X (2004) Economic growth (2nd ed.) Cambridge, Massachusetts: The MIT Press [4] Chính phủ (2019) Nghị số 17/NQ-CP Chính phủ : Về số nhiệm vụ, giải pháp trọng tâm phát triển Chính phủ điện tử giai đoạn 2019 - 2020, định hướng đến 2025 Hà Nội [5] J.M.Clark (1917) Business Acceleration and the Law of Demand: A Technical Factor in Economic Cycles The Journal of Political Economy, Vol 25, No 3, 217 – 235 [6] Friedman, M (1956) The Quantity Theory of Money: A Restatement Studies in the Quantity Theory of Money Chicago University Press, Chicago [7] Gordon, R.J (2009) Macroeconomics, 11th edition Pearson Addison-Wesley [8] John Hicks (1937) Mr.Keynes and the “Classics”: A Suggested Interpretation Econometrica, Vol 5, No 2, 147 – 159 [9] Nguyễn Trọng Hoài (2013) Các chủ đề phát triển chọn lọc – Khung phân tích chứng thực nghiệm cho Việt Nam TP Hồ Chí Minh: NXB Kinh tế TP Hồ Chí Minh [10] Mishkin, F.S (2009) Monetary policy strategy Cambridge: The MIT Press, ISBN: 978-0-262- 134828 [11] Pesaran, M.H., Pesaran, B (1997) Working with Microfit 4.0: Interactive Econometric Analysis United Kingdom: Oxford University Press [12] Pesaran, M.H and Shin, Y (1999) An Autoregressive Distributed Lag Modelling Approach to Cointegration Analysis Econometrics and Economic Theory in the 20th Century: The Ragnar Frisch Centennial Symposium, Strom, S (ed.) Cambridge University Press [13] Từ Quang Phương Phạm Văn Hùng (2012) Giáo trình Kinh tế đầu tư Hà Nội: NXB Đại học Kinh tế Quốc Dân [14] Nguyễn Đức Thành Ohno Kenichi (2018) Báo cáo thường niên kinh tế Việt Nam 2018: Hiểu thị trường lao động để tăng suất Hà Nội: NXB Đại học Quốc gia Hà Nội [15] James Tobin (1969) The general equilibrium approach to monetary Theory Journal of Money, Credit and Banking, Vol 1, No 1, 19-29 [16] Lê Thanh Tùng (2013) Ảnh hưởng trễ sản lượng lãi suất đến đầu tư Việt Nam Tạp chí Nghiên cứu kinh tế, số 418, 35 – 41 497 ... thấy tác động ngược chiều lãi suất đến đầu tư nhà nước đầu tư tư nhân Việt Nam; nghiên cứu ADB (2010) cho thấy quan hệ thuận chiều tăng trưởng kinh tế tăng trưởng vốn đầu tư Việt Nam (trích từ. .. (2013) ảnh hưởng /tác động sản lượng đến đầu tư Bên cạnh đó, có lưu ý, nghiên cứu chưa tìm thấy chứng thực nghiệm ảnh hưởng /tác động độ mở kinh tế đến đầu tư vai trị đầu tư nhận định chuẩn tắc... ảnh hưởng /tác động 01 biến số lãi suất tăng trưởng kinh tế/GDP đến đầu tư Mặt khác, với đặc điểm hội nhập kinh tế quốc tế Việt Nam ngày sâu rộng, thể qua độ mở kinh tế vai trị yếu tố đến đầu tư