Hồi quy biến phụ thuộc GDP theo các biến độc lập K, FDI, INF và EX trên phương pháp bình phương nhỏ nhất để tính các hệ số và ý nghĩa thống kê của các biến độc lập. Theo bảng 4.2.1 ta thấy mô hình chưa phù hợp vì giá trị Prob () của các biến lớn hơn mức ý nghĩa # = 5%.
Bảng 4.2.1. Hồi quy mô hình bằng phương pháp LS
Biến độc lập Tham số β Sai số Thống kê t Giá trị P K 4.083805 0.599806 6.808549 0.0000 FDI 2.246425 1.004822 2.235645 0.0410 INF -15.8238 14.18922 -1.1152 0.2823 EX -7.86276 37.04176 -0.21227 0.8348 Hệ số chặn C 1566.178 490.1916 3.195032 0.0060 Nguồn: Tính toán của tác giả
Để xem xét mô hình hồi quy có ý nghĩa thống kê ta tiến hành lần lượt bỏ dần những biến có giá trị ?@AB () > # với mức ý nghĩa # = 5%. Do biến INF và EX có giá trị ?@AB () > #, tức là không có ý nghĩa thống kê trong mô hình hồi quy này, cho nên ta loại bỏ những biến này. Sau khi loại bỏ một số biến không có tác động, kiểm định Wald được xác định việc loại bỏ sự có mặt của những biến không cần thiết trong mô hình hồi quy.
Bảng 4.2.2. Báo cáo kiểm định Wald
Wald Test: Equation: Untitled
Test Statistic Value df Probability F-statistic 0.797425 (2, 15) 0.4687 Chi-square 1.594849 2 0.4505
Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err.
C(3) -15.82383 14.18922
C(4) -7.862758 37.04176
Restrictions are linear in coefficients.
Theo kết quả ?@AB() = 0.4687 > # = 0.05 ⟹ kiểm định có thể bỏ những biến không cần thiết INF và EX. Như vậy, các biến được đưa vào mô hình hồi quy là biến FDI và biến K, có nghĩa rằng trong bài nghiên cứu thực nghiệm này chỉ có hai yếu tố được quyết định đến tăng trưởng kinh tế Campuchia, đó là vốn đầu tư nước ngoài và vốn đầu tư trong nước. Bước tiếp theo ta hồi quy lại mô hình mới là biến K và FDI theo biến GDP, ta được kết qua hồi quy như bảng 4.2.3 sau:
Bảng 4.2.3. Hồi quy mô hình bằng phương pháp LS
Biến độc lập Tham số Sai số Thống kê t Giá trị P K 3.628289 0.429665 8.444463 0.0000 FDI 2.783069 0.822466 3.383812 0.0035 Hệ số chặn C 1080.677 280.7874 3.848737 0.0013 Nguồn: Tính toán của tác giả
Theo bảng trên ta thu được:
= 1080.677; = 3.628289; = 2.783069
Mô hình hồi quy mẫu:
+ = 1,080.677 + 3.628289++ 2.783069+ + U+
Trong đó:
• = 1,080.677 điều đó cho ta biết khi tổng đầu tư trong nước (K)
và đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) bằng 0 thì trung bình của tổng sản phẩm quốc nội (GDP) là 1,080.677 triệu USD. ?@AB < 5%, điều này phù hợp với lý thuyết kinh tế.
• = 3.628289 cho biết khi K tăng lên 1 triệu USD thì GDP tăng
lên 3.628289 triệu USD, với điều kiện FDI không đổi. ?@AB < 5%, điều này phù hợp với lý thuyết kinh tế.
• = 2.783069 cho biết khi FDI tăng lên 1 triệu USD thì GDP
tăng lên 2.783069 triệu USD, với điều kiện K không đổi. ?@AB < 5%, điều này phù hợp với lý thuyết kinh tế.
K = 303.2461 > .(2, 17) = 3.59 ⇒ vậy với mức ý nghĩa 0.05
chứng tỏ mô hình hồi quy phù hợp.
4.3. Kiểm địnhBreusch-Godfrey
Bảng 4.3.Kiểm định tự tương quan theo Breusch-Godfrey
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
F-statistic 2.679875 Prob. F(2,15) 0.1011 Obs*R-squared 5.265045 Prob. Chi-Square(2) 0.0719
Test Equation:
Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 10/04/13 Time: 14:42
Sample: 1993 2012 Included observations: 20
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. K -0.221087 0.478082 -0.462445 0.6504 FDI 0.297899 0.897030 0.332095 0.7444 C 96.04219 269.9738 0.355746 0.7270 RESID(-1) 0.565538 0.249749 2.264430 0.0388 RESID(-2) -0.466236 0.341417 -1.365592 0.1922 R-squared 0.263252 Mean dependent var 9.94E-13 Adjusted R-squared 0.066786 S.D. dependent var 605.5233 S.E. of regression 584.9536 Akaike info criterion 15.79326 Sum squared resid 5132561. Schwarz criterion 16.04219 Log likelihood -152.9326 Hannan-Quinn criter. 15.84185 F-statistic 1.339937 Durbin-Watson stat 2.191340 Prob(F-statistic) 0.300808
Theo bảng báo cáo ?@AB() = 0.300808 > # = 0.05 ⇒ chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết , như vậy mô hình mới không có hiện tượng tự tương quan bậc.
4.4. Kiểm định White
Bảng 4.4.Kiểm định phương sai sai số theo White
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic 2.591592 Prob. F(5,14) 0.0734 Obs*R-squared 9.613457 Prob. Chi-Square(5) 0.0870 Scaled explained SS 11.04405 Prob. Chi-Square(5) 0.0505
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 10/04/13 Time: 14:39 Sample: 1993 2012 Included observations: 20
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -323697.0 540881.4 -0.598462 0.5591 K 1180.990 1147.682 1.029022 0.3209 K^2 -1.370649 0.795879 -1.722183 0.1070 K*FDI 5.662839 3.530007 1.604200 0.1310 FDI -612.5643 2693.533 -0.227420 0.8234 FDI^2 -6.228300 3.125213 -1.992920 0.0661 R-squared 0.480673 Mean dependent var 348325.5 Adjusted R-squared 0.295199 S.D. dependent var 637300.1
S.E. of regression 535028.9 Akaike info criterion 29.46135 Sum squared resid 4.01E+12 Schwarz criterion 29.76007 Log likelihood -288.6135 Hannan-Quinn criter. 29.51967 F-statistic 2.591592 Durbin-Watson stat 2.597471 Prob(F-statistic) 0.073398
Theo bảng báo cáo ?@AB() = 0.073398 > # = 0.05 ⇒ chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết , như vậy mô hình có phương sai đồng đều.
4.5. Kiểm định Ramsey
Bảng 4.5.Kiểm định bỏ sót biến giải thích theo Ramsey
Ramsey RESET Test:
F-statistic 1.634534 Prob. F(2,15) 0.2279 Log likelihood ratio 3.943184 Prob. Chi-Square(2) 0.1392
Test Equation:
Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 10/04/13 Time: 14:46 Sample: 1993 2012 Included observations: 20
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. K 2.014649 2.578456 0.781339 0.4468 FDI -0.252990 2.343401 -0.107959 0.9155 C 1917.318 774.9643 2.474073 0.0258 FITTED^2 4.67E-05 9.40E-05 0.496563 0.6267 FITTED^3 -4.11E-10 3.90E-09 -0.105294 0.9175 R-squared 0.977613 Mean dependent var 6268.106 Adjusted R-squared 0.971643 S.D. dependent var 3667.092 S.E. of regression 617.5177 Akaike info criterion 15.90161 Sum squared resid 5719922. Schwarz criterion 16.15054 Log likelihood -154.0161 Hannan-Quinn criter. 15.95020 F-statistic 163.7591 Durbin-Watson stat 1.777983 Prob(F-statistic) 0.000000
Theo bảng báo cáo K = 1.634534 < .(2, 15) = 3.68 ⇒ chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết , như vậy mô hình không bị bỏ sót biến. Tới đây ta nhận xét là mô hình đã chỉ định đúng và cho phép phân tích kết quả nghiên cứu.
4.6. Kiểm định Jarque-Bera
Bảng 4.6.Kiểm định phân phối chuẩn theo Jarque-Bera
Theo bảng báo cáo mn = 1.579069 < I.() = 5.99147 ⇒ chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết , như vậy sai số ngẫu nhiên U có phân phối chuẩn.
4.7. Kiểm tra đa cộng tuyến Theil
Theo giá trị hồi quy ban đầu biến GDP theo biến K và FDI
G = 0.972734 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Độ đo ℎUN (l) = G− (G− G) − (G− G)
= 0.972734-(0.972734-0.954370)-(0.972734-0.858364) = 0.84
Như vậy mô hình mắc phải hiện tượng đa cộng tuyến với mức độ đo Theil 0.84.
4.8. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến giải thích
Mục tiêu của kiểm định ma trận tương quan là kiểm tra xem hệ số tương quan của mỗi biến có mức tương quan với nhau cao không. Nếu có mối tương quan cao (hệ số tương quan gần tới 1) thì ta sẽ bỏ bớt đi một biến để tránh trường hợp đa cộng tuyến giữa hai biến với nhau. Riêng trường hợp này, ta thấy hệ số tương quan rất cao. Vì vậy ta bỏ biến K.
0 2 4 6 8 10 -2000 -1500 -1000 -500 0 500 1000 1500 Series: Residuals Sample 1993 2012 Observations 20 Mean 9.94e-13 Median -33.58620 Maximum 1279.532 Minimum -1500.455 Std. Dev. 605.5233 Skewness -0.354345 Kurtosis 4.180102 Jarque-Bera 1.579069 Probability 0.454056
Bảng 4.7. Ma trận tương quan (Correlation Matrix) GDP K FDI GDP 1.000000 0.976918 0.926479 K 0.976918 1.000000 0.883350 FDI 0.926479 0.883350 1.000000 Nguồn: Tính toán của tác giả Theo bảng kết quả ma trận tương quan, ta thấy tương quan giữa biến K và GDP cao cho nên phải bỏ biến K để tránh hiện tượng đa cộng tuyến. Sau đó ta được mô hình hồi quy mới GDP theo biến FDI.
Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 09/10/13 Time: 12:00 Sample: 1993 2012 Included observations: 20
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 2628.609 471.1157 5.579540 0.0000 FDI 8.918183 0.853869 10.44444 0.0000
Dựa vào bảng hồi quy mới, ta viết mô hình hồi quy:
= 2628.609 + 8.918183FDI
Theo các phương pháp kiểm định mô hình trên cho thấy, bài nghiên cứu này xác định được rằng nền kinh tế Campuchia phụ thuộc rất nhiều vào nguồn vốn FDI và nó có tác động tích cực tới tăng trưởng kinh tế, giữa FDI và GDP có mối quan hệ tương quan thuận chiều. Có nghĩa rằng, khi Campuchia thu hút được vốn FDI một triệu USD thì GDP đạt được con số 8.92 triệu USD (trong khi các yếu tố khác không đổi).
Từ bảng 4.7 về ma trận tương quan giữa FDI và GDP từ năm 1993 đến năm 2012 cho thấy có một mối quan hệ tích cực mạnh mẽ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài và tăng trưởng kinh tế ở Campuchia. Mối quan hệ tích cực này có nghĩa là có một mối quan hệ tương ứng trực tiếp giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài và tăng trưởng kinh tế. Kết quả của ước lượng hồi quy cho thấy biến nguồn lao động, chính sách mở cửa thương mại không có ảnh hưởng đối với tăng trưởng kinh tế và FDI.
CHƯƠNG V. KẾT LUẬN
Luận văn này xem xét mối quan hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài và tăng trưởng Campuchia, tác giả dựa trên các dữ liệu vĩ mô tính theo năm từ 1993 đến 2012. Sau khi tiến hành các kiểm định nghiệm đơn vị của các biến, mô hình hồi quy được ước lượng bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất. Sau đó, khi một số thử nghiệm được xác định kết quả, phương pháp kiểm định tình dừng chuỗi thời gian dữ liệu được sử dụng để biết nó có bị lệch hay không. Kiểm định giả thuyết sự tồn tại của các biến tham gia vào mô hình được áp dụng để phát hiện các mối quan hệ giữa các biến. Ngoài ra, phương pháp kiểm định ma trận tương quan được thực hiện để biết mức độ ảnh hưởng giữa các biến.
Theo mô hình hồi quy cho thấy tác động tương quan thuận chiều giữa đầu tư trong nước và đầu tư trực tiếp nước ngoài với tăng trưởng kinh tế. Điều này chỉ ra rằng, sự đóng góp của vốn đầu tư có thể cải thiện tổng sản phẩm quốc nội và tăng vốn đầu tư có thể dẫn đến sự phát triển kinh tế. Vì vốn đầu tư đã tăng đáng kể từ năm 2004 sau khi Campuchia gia nhập tổ chức thương mại quốc tế, nó là một trong những yếu tố tác động tích cực rất lớn cho tăng trưởng kinh tế. Trong gần 10 năm này Campuchia đã thu được những kết quả khá ẩn tượng về thu hút FDI. Cùng với sự tăng trưởng nhanh về GDP chung của cả nền kinh tế, lĩnh vực có vốn FDI chiếm tỷ trong ngày càng tăng trong GDP. Thành quả trên được đánh giá là kết quả của cải cách chính sách kinh tế ở Campuchia thực hiện trong giai đoạn vừa qua.
Ngoài ra FDI có tác động tới các thành phần khác của nền kinh tế Campuchia đó là giúp phát triển nguồn nhân lực về kiến thức, tay nghề, kỹ năng quản lý tổ chức và tạo công ăn việc làm cho người dân tăng được thu nhập. Đặc biệt là FDI trong lĩnh vực nông nghiệp có thể góp phần xóa đói giảm nghèo bằng cách tăng cường sự phát triển trong khu vực nông thôn, nơi mà có tỷ lệ nghèo cao nhất.
Đến nay cơ chế tác động của FDI tới tăng trưởng chưa được nghiên cứu một cách kỹ lưỡng. Trong khi đó, việc hiểu sâu và đánh giá được tác động của FDI tới tăng trưởng có thể cung cấp một số căn cứ có ích cho việc xây dựng chính sách nhằm tối đa hóa những lợi ích mà FDI có thể mang lại cho đất nước Campuchia. Dựa vào các kết quả phân tích, tác giả đề xuất một số kiến nghị chính sách thu hút FDI như sau:
- Tiếp tục đổi mới cách tiếp cận trong xây dựng chính sách đầu tư nước ngoài cho giai đoạn tới. Cải thiện môi trường đầu tư, tăng trình độ của lực lượng lao động, cơ sở hạ tầng, tiếp tục mở rộng hoạt động đầu tư ra nước ngoài và ở trong nước, tạo môi trường thuận lợi cho việc trao đổi thông tin lĩnh vực đầu tư giữa các nhà đầu tư trong và ngoài nước, giữa các nhà đầu tư và các cơ quan quản lý nhà nước và các cơ quan liên quan.
- Tiếp tục cải thiện môi trường đầu tư, tăng sư hấp dẫn cho các nhà đầu tư nước ngoài để có thể cạnh tranh được với các nước trong khu vực về thu hút FDI. Tạo điều kiện thuận lợi hơn, ngày càng hấp dẫn hơn, chi phí đầu tư và kinh doanh thấp hơn cho đầu tư hiệu quả sẽ thu hút FDI nhiều hơn. - Ổn định chính trị-xã hội, tạo sân chơi bình đẳng cho tất cả các nhà đầu tư.
Sự ổn định chính trị-xã hội sẽ làm cho nhà đầu tư an tâm thoái mái và kinh doanh lâu dài.
- Tạo cơ hội cho các doanh nghiệp trong nước có khả năng hấp thụ từ các dự án FDI. Thực hiện chính sách cổ phần hóa doanh nghiệp nhà nước, tạo cơ hội chuyển giao công nghệ, đào tạo trình độ lao động trong nước và cải cách quản lý hiệu quả của dự án FDI.
Các kiến nghị trên đây chỉ chú trọng tới tác động tích cực của FDI đến tăng trưởng kinh tế và mang tính tham khảo cho xây dựng chính sách. Ngoài ra, phần đánh giá định lượng về tác động chỉ dựa vào số liệu chuỗi thời gian những năm gần đây sau đất nước Campuchia ổn định chính trị-xã hội năm 1993 cho nên đã hạn chế về số lượng năm quan sát và hạn chế đến kết quả nghiên cứu.
Cuối cùng, mặc dù luận văn này khẳng định rằng chỉ có đầu tư trực tiếp nước ngoài và đầu tư trong nước có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế, nhưng trên thực tế nền kinh tế Campuchia phụ thuộc vào nhiều yếu tố khác như chính sách chính phủ, tài nguyên thiên nhiên, nguồn con người, cơ sở hạ tầng và các yếu tố khác.
Tài liệu tham khảo Tiếng Việt
1. Đặng Thành Cương (2012), Luận án tiến sỹ “Tăng cường thu hút vốn FDI vào tỉnh Nghệ An”.
2. Nguyễn Thị Tuệ Anh và cộng sự (2006), “Tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài tới tăng trưởng kinh tế Việt Nam”. Bài nghiên cứu của dự án SIDA.
Tiếng Anh
3. Andreas Johnson (2005), “Host Country Effects of Foreign Direct Investment”. Thesis, Jonkoping International Business University.
http://hj.diva-portal.org/smash/get/diva2:4009/FULLTEXT01 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
4. Beatrice Farkas (2012), “Absorptive Capacities and the Impact of FDI on Economic Growth”. Research paper, DIW Berlin German Institute for
Economic research.
http://www.diw.de/documents/publikationen/73/diw_01.c.396264.de/dp12 02.pdf
5. Brian J.Aitken and Ann E.Harrison (1999), “Do Domestic firms benefit from direct Foreign Investment: Evidence from Venezuela”. http://siteresources.worldbank.org/INTTRADERESEARCH/Resources/54 4824-1282767179859/Venezuela.pdf
6. Carlas Pestana Barros, Zhongfei Chen, Bruno Damasio (2013), “Attracting FDI: an analysis of ASEAN countries”. Working paper, Instituto Superior de Economia e Gestão-Technical University of Lisbon; Rua Miguel Lupi.
http://pascal.iseg.utl.pt/~cesa/files/Doc_trabalho/WP116-1.pdf
7. Chun Ho and coworker (2007), “A growth theory perspective on B2C e- commerce growth in Europe: An exploratory study” http://www.ecrc.nsysu.edu.tw/liang/paper/1/Growth%20Theory%20%28E CRA%202007%29.pdf
8. De Jager (2004), “Exogenous and Endogenous growth” http://upetd.up.ac.za/thesis/available/etd-03152004-
9. Dierk Herzer and coworker (2008), “How does FDI really affect developing countries’ growth? http://www.uni- graz.at/socialpolitik/papers/Herzer.pdf
10. Egwaikhi Christian Imoudu “The impact of Foreign Direct Investment on Nigeria’s Economic growth; 1980-2009”. Department of Economics and Management Sciences, Nigerian Defence Academy, March 2012.
http://www.ijbssnet.com/journals/Vol_3_No_6_Special_Issue_March_20 12/16.pdf
11. Elboiashi, Hosein Ali (2011), “The effect of FDI and foreign capital inflows on growth and investment in developing economics”. PhD thesis, Department Economics School of Business University of Glasgow.
http://theses.gla.ac.uk/3026/1/2011elboiashiphd.pdf
12. Florian Schutt (2003), “The importance of Human capital for Economic growth” http://www.iwim.uni-bremen.de/publikationen/pdf/W027.pdf 13. Hanrik Hansen and Finn Tarp (2000), “Aid and growth regressions”
https://www.nottingham.ac.uk/credit/documents/papers/00-07.pdf
14. Kim Antony Musau (2011), “The impact of Foreign Direct Investment on Economic growth and development in Kenya”. Risk and Revenue Assurance Manager, MBA Finance (University of Nairobi).
http://www.aibuma.org/archive/proceedings2011/aibuma2011_submissio n_7.pdf
15. Laura Alfaro (2003), “FDI and growth: Does the sector Matter?”