CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.4 Kiểm định chẩn đoán
Các kiểm định chẩn đoán khác nhau đã được tiến hành để xác nhận hiệu quả của mơ hình, như trong bảng 4.6. Tất cả p_values đều lớn hơn các giá trị tới hạn 0,05; không đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết 𝐻0. Các thử nghiệm đã khẳng định sự phù hợp của mơ hình đang sử dụng.
Bảng 4.6 Kiểm định chẩn đoán.
Kiểm định Giá trị
thống kê P_value
Việt Nam
Tương quan chuỗi (Serial correlation LM) 0.460764 0.6415 Phương sai sai số thay đổi (Heteroskedasticity) 0.729826 0.7118 Phân phối chuẩn (Normality test) 0.336302 0.8452
Dạng hàm (Functional Form) 0.332309 0.7450
Ấn Độ
Tương quan chuỗi (Serial correlation LM) 1.928633 0.1821 Phương sai sai số thay đổi (Heteroskedasticity) 0.811516 0.6304 Phân phối chuẩn (Normality test) 0.083327 0.9591
Dạng hàm (Functional Form) 0.363486 0.7213
Trung Quốc
Tương quan chuỗi (Serial correlation LM) 0.887653 0.4392 Phương sai sai số thay đổi (Heteroskedasticity) 0.839171 0.6266 Phân phối chuẩn (Normality test) 0.486163 0.7842
Dạng hàm (Functional Form) 0.331125 0.7564
Nguồn: Tính tốn của tác giả.
Để chắn chắn về độ ổn định của mơ hình, tác giả sử dụng CUSUM và CUSUMSQ được đề xuất bởi Brown và cộng sự (1975). Đường CUSUM và CUSUMSQ (Hình 4.2 a, b và c) đều nằm trong giới hạn quan trọng tại mức ý nghĩa 5 %, xác nhận mức độ ổn định của các hệ số ước lượng ở cả ba nước.
(a) (b) ( b) C ( c) C -12 -8 -4 0 4 8 12 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16 17 CUSUM 5% Significance -0.4 0.0 0.4 0.8 1.2 1.6 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16 17 CUSUM of Squares 5% Significance
-12 -8 -4 0 4 8 12 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16 17 CUSUM 5% Significance -0.4 0.0 0.4 0.8 1.2 1.6 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16 17 CUSUM of Squares 5% Significance
(c)
Hình 4.2 (a), (b), (c): Kết quả kiểm định tính ổn định của hệ số ước lượng
với chuỗi dữ liệu của Việt Nam, Ấn Độ, Trung Quốc.
.5 Kiểm định nhân quả Granger
Bảng 4.7
Kết quả Granger-causality
Biến LEXP LFDI LGDP
Việt Nam LEXP - 15.90921***
(0.0004) 53.43110*** (0.0000) LFDI 5.781439* (0.0555) - 5.465801* (0.0650) LGDP 6.713072** (0.0349) 14.98963*** (0.0006) - Ấn Độ LEXP - 14.79905*** (0.0006) 1.950236 (0.3771) LFDI 1.682356 (0.4312) - 16.96694*** (0.0002) ( c) C -12 -8 -4 0 4 8 12 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16 17 CUSUM 5% Significance -0.4 0.0 0.4 0.8 1.2 1.6 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16 17 CUSUM of Squares 5% Significance
LGDP 5.518516* (0.0633)
11.53814*** (0.0031)
-
Trung Quôc LEXP - 3.696432
(0.1575) 5.532516* (0.0629) LFDI 2.002728 (0.3674) - 1.243796 (0.5369) LGDP 7.270668** (0.0264) 2.719803*** (0.2567) -
***, ** và * lần lượt biểu diễn mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%. Nguồn: Tính tốn của tác giả.
Từ kết quả kiểm định nhân quả Granger được thể hiện ở Bảng 4.7, nhận thấy mỗi quan hệ nhân quả hai chiều cho cả ba biến LGDP, LEXP và LFDI trong trường hợp của Việt Nam. Trong đó mối quan hệ của xuất khẩu và tổng sản phầm quốc nội được nhấn mạnh vì tương quan với mức ý nghĩa cao, khẳng định vai trong quan trọng của kim nghạch xuất khẩu đến tình hình tăng trưởng kinh tế quốc gia. Việt Nam là quốc gia phụ thuộc xuất khẩu, tỉ trọng xuất khẩu trong GDP luôn cao trong những năm gần đây. Do đó việc gia tăng trong xuất khẩu được kì vọng kéo theo kinh tế tăng trưởng. Đồng thời cùng với tác động tích cực từ FDI lên xuất khẩu, lượng vốn FDI hơn 19 tỷ USD đã giải ngân năm 2018 sẽ tiếp tục tạo động lực cho sự khởi sắc hơn trong lĩnh vực xuất khẩu.
Trong trường hợp của Ấn Độ, kết của Granger-causality chỉ ra mối quan hệ hai chiều giữa FDI và GDP, trong khi GDP và EXP chỉ có mối quan hệ một chiều từ GDP đến EXP, tương tự với EXP và FDI. Điều này lí giải cho tầm quan trọng của FDI đến nền kinh tế Ấn Độ khi mà trong những năm qua nước này đã liên tục cải cách về chính sách để thu hút và mang lại tính thiết thực cho cơ chế FDI. Chỉ trong năm 2015, 40 tỷ USD đầu tư nước ngoài đã đỏ vào Ấn Độ.
Nhận thấy tại Trung Quốc khơng có mối quan hệ giữa FDI và xuất khẩu. Tuy nhiên tác động hai chiều của EXP và GDP lại củng cố cho vị trí của xuất khẩu đối với quốc gia luôn được mệnh danh là cường quốc xuất khẩu như nước này.
Mối quan hệ nhân quả Granger được tóm tắt trong Hình 4.3 a,b và c dưới đây.
(a) (b)
(c)
Hình 4.3 (a), (b), (c): Biểu diễn kết quả kiểm định quan hệ nhân quả Granger của
Việt Nam, Ấn Độ, Trung Quốc. LGDP LFDI LEXP LGDP LFDI LEXP LGDP LFDI LEXP
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN
Nghiên cứu này xem xét bằng chứng kinh tế lượng thực nghiệm về cả mối quan hệ dài hạn và nhân quả giữa dòng vốn FDI, EXP và GDP ở Việt Nam, Trung Quốc và Ấn Độ trong giai đoạn 1986 - 2017. Tác giả sử dụng phương pháp ARDL vì những lợi thế của nó so với những phương pháp hồi quy khác. Ngoài ra, chiều của mối quan hệ giữa ba biến trong ARDL được kiểm tra bằng cách áp dụng thử nghiệm quan hệ nhân quả Granger của Toda và Yamamoto (1995).
Kết quả của của nghiên cứu thực nghiệm trên đây cung cấp một số ý nghĩa quan trọng cho chính sách hướng ngoại của Việt Nam, Trung Quốc và Ấn Độ. Thứ nhất, có mối tương quan hai chiều giữa FDI và GDP và mối quan hệ nhân quả một chiều từ GDP đến FDI, tức tăng trưởng kinh tế cao hơn chắc chắn đã thu hút vốn FDI vào Việt Nam, Trung Quốc và Ấn Độ tăng. Trên thực tế, tăng trưởng sản lượng đã được biết đến như một chỉ số về quy mô thị trường đang phát triển, điều này báo hiệu tiềm năng lớn cho các nhà đầu tư nước ngoài và xây dựng niềm tin của họ để đầu tư vào nước sở tại (OECD, 1983; Moore, 1993; Meyer, 1998). Phát hiện này nhấn mạnh khả năng cạnh tranh của Việt Nam và các quốc gia đang phát triển như là một điểm đến FDI trong vài thập kỷ qua nhờ tốc độ tăng trưởng GDP cao. Có ý kiến cho rằng Việt Nam nên tiếp tục nắm bắt lợi thế lớn này bằng cách kiên trì theo đuổi các chính sách hỗ trợ tăng trưởng trong tương lai.
Dịng vốn FDI được phát hiện đóng góp đáng kể vào tăng trưởng kinh tế, rất phù hợp với các tài liệu hiện có cho Việt Nam (Nguyen 2006; Anwar & Nguyen, 2010). Bằng chứng thực nghiệm này xác nhận những nỗ lực to lớn cho đến nay của chính phủ trong việc thu hút FDI. Mặt khác, nó hỗ trợ các chính sách tiếp theo để thu hút dịng vốn này, điều này có thể tăng cường vai trị quan trọng của nó như là động cơ chính của Việt Nam tăng trưởng bền vững trong dài hạn.
Ấn Độ là quốc gia làm tốt nhất trong việc tận dụng mối liên kết chặt chẽ giữa FDI và tăng trưởng kinh tế. Trong những giai đoạn đầu, Ấn Độ phải đứng trước nhiều thách thức khi từ bỏ mơ hình kinh tế cổ điển của các nước Châu Á để hướng đến đẩu
mạnh tiêu thụ trong nước, bỏ qua đầu tư từ nước ngồi và các ngành cơng nghiệp. Nhận thấy tác động trực tiếp đến từ FDI, Ấn Độ đã chuyển mình tạo nên những đột phát trong việc thu hút dòng vốn FDI. Với chiến dịch “Made in India” Ấn Độ đã nhận được 230 tỷ đôla, đưa ngành sản xuất lên con số lên 25% GDP. Trung Quốc cũng là nước đứng đầu những nỗ lực mạnh mẽ nhằm thu hút dòng FDI khoảng 15% FDI của thế giới theo báo cáo của Hội nghị Thương mại và Phát triển Liên hợp quốc (UNCTAD)
Thứ hai, mối quan hệ giữa xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế được đại diện bởi tổng sản phầm quốc nội (GDP) được tìm thấy ở cả ba quốc gia với tác động đáng kể. Kết quả kiểm nghiệm Granger cho thấy tương tác hai chiều giữa EXP và GDP ở Việt Nam và Ấn Độ ủng hộ cả hai giả thuyết trụ cột hiện nay là “xuất khẩu thúc đẩy tăng trưởng” (ELG) và “tăng trưởng dẫn đến xuất khẩu” (GLE). Tăng trưởng xuất khẩu tích cực năm đã góp phần quan trọng vào tăng trưởng GDP, cải thiện cán cân thanh tốn, ổn định kinh tế vĩ mơ, tạo hiệu ứng lan toả tại Việt Nam. Chính sách mở cửa, các doanh nghiệp trong nước có cơ hội xuất khẩu hàng hóa ra nước ngồi, khi Việt Nam có nguồn nguyên liệu giá rẻ cộng với tỷ giá hối đối thấp góp phần làm xuất khẩu có tính cạnh tranh với các hàng hóa cùng chủng loại của các quốc gia khác. Điều này, gián tiếp thúc đẩy các doanh nghiệp trong nước phải chun mơn hóa các dây chuyền sản xuất để tạo ra sản lượng cao hơn và với giá vốn thấp hơn để duy trì lợi thế cạnh tranh.
Tuy nhiên mối quan hệ một chiều từ GDP đến EXP tại Trung Quốc chỉ củng cố giả thuyết “tăng trưởng dẫn dắt xuất khẩu” (GDE). Các nghiên cứu của Athar Iqbal, Irfan Hameed, Komal Devi (2012) đã điều tra mối quan hệ nhân quả giữa xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế của Pakistan, với phương pháp kiểm định nhân quả Granger các tác giả đã chỉ ra rõ ràng rằng có tồn tại quan hệ nhân quả đơn phương từ GDP sang xuất khẩu ở Pakistan nhưng không phải ngược lại.
Từ kết quả nghiên cứu cho Việt Nam, Ấn Độ, Trung Quốc và các nghiên cứu trước về vấn đề liên quan. Các quốc gia đang chuyển mình phát triển đặc biệt là Việt
Nam thì chính sách mở cửa hướng ngoại là hướng đi hợp lý để thức đẩy phát triển kinh tế. Khi mà tiềm năng tăng trưởng và dư địa xuất tại các nước đang phát triển còn lớn, việc thực hiện những nỗ lực để thu hút dịng vốn đầu tư nước ngồi và đẩy mạnh xuất khẩu hàng hóa, dịch vụ đang và sẽ tạo động lực cho kinh tế quốc gia phát triển bền vững.
Cần lưu ý rằng việc sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian trong nghiên cứu này có những hạn chế về sự khơng ổn định của các tham số theo thời gian cũng như sự hạn chế trong việc lấy mẫu hạn chế thời gian gian.
Trong nghiên cứu này, thử nghiệm thực nghiệm được áp dụng cho ba quốc gia liên quan là Việt Nam, Trung Quốc và Ấn Độ để xem xét ảnh hưởng của đầu tư trực tiếp nước ngoài và xuất khẩu ở cấp quốc gia nhưng việc áp dụng nghiên cứu có thể được mở rộng đến phạm vi khu vực với các quốc gia khác nhau. Đồng thời bài nghiên cứu chỉ đề cập đến hai yếu tố là FDI và EXP mà chưa phân tích sâu đến các nhân tố khác góp phần quyết định đến mức độ ảnh hưởng trong từng biến. Điều này có thể được trình bày trong các nghiên cứu tiếp theo về mối quan hệ của các biến đến tăng trưởng kinh tế.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Ahumada, H., & Sanguinetti, P. (1995). The export-led growth hypothesis revisited: theory and evidence. Estudios de Economía, 22(2), 327-355.
Anwar, S., & Nguyen, L. P. (2011). Foreign direct investment and export spillovers: Evidence from Vietnam. International Business Review, 20(2), 177-193.
Al-Yousif, Y. K. (1997). Exports and economic growth: Some empirical evidence from the Arab Gulf countries. Applied Economics, 29(6), 693-697.
Blomstrom, M., Lipsey, R. E., & Zejan, M. (1992). What explains developing country growth? (No. w4132). National bureau of economic research.
Borensztein, E., De Gregorio, J., & Lee, J. W. (1998). How does foreign direct investment affect economic growth?. Journal of international Economics, 45(1), 115- 135.
Chakraborty, C. and Nunnenkamp, P. (2006) Economic reforms, foreign direct investment and its economic effects in India. Kiel Working Paper.
Choe, J. Il (2003) ‘Do foreign direct investment and gross domestic investment promote economic growth?’, Review of Development Economics. Wiley Online Library, 7(1), pp. 44–57.
Chowdhury, A., & Mavrotas, G. (2003). Foreign direct investment and growth: What causes what. Department of Economics, Marquette University.
De Gregorio, J. (1992). Economic growth in latin america. Journal of development economics, 39(1), 59-84.
Ibrahim, M. H. (2002). An empirical note on the export-led growth hypothesis: The case of Malaysia. Economic Analysis and Policy, 32(2), 221-232.
Gylfason, T. (2001). Natural resources, education, and economic development. European economic review, 45(4-6), 847-859.
Khaliq, A. and Noy, I. (2007) ‘Foreign direct investment and economic growth: Empirical evidence from sectoral data in Indonesia’, Journal of Economic Literature, 45(1), pp. 313–325.
Kónya, L. (2006). Exports and growth: Granger causality analysis on OECD countries with a panel data approach. Economic Modelling, 23(6), 978-992.
Nishiyama, H., & Yamaguchi, M. (2010). Foreign direct investment, international trade, and firm heterogeneity. Economic Modelling, 27(1), 184-195.
Pesaran, M. H., Shin, Y., & Smith, R. P. (1999). Pooled mean group estimation of dynamic heterogeneous panels. Journal of the American Statistical Association, 94(446), 621-634.
Phan Minh Ngọc và các cộng sự (2003). Exports and long-run growth in Vietnam, 1975-2001
Phan Thế Cơng (2011). Mơ hình tăng trưởng kinh tế dựa vào xuất khẩu của Việt Nam.
D.G. Richards (2001). Exports as a Determinant of Long-Run Growth in Paraguay, 1966-96
Reppas, P. A., & Christopoulos, D. K. (2005). The export-output growth nexus: Evidence from African and Asian countries. Journal of Policy Modeling, 27(8), 929-940. Romer, P. M. (1986). Inereasing Returns and Long-Run Growth Journal of Political Economy. Vol94, pp1002-1037.
Rahman, M., & Mustafa, M. (1997). Dynamics of real exports and real economic growth in 13 selected Asian countries. journal of Economic Development, 22(2), 81-95. Sachs, J. D., & Warner, A. M. (1995). Natural resource abundance and economic growth (No. w5398). National Bureau of Economic Research.
Sharma, A., & Panagiotidis, T. (2005). An analysis of exports and growth in India: cointegration and causality evidence (1971–2001). Review of Development Economics, 9(2), 232-248.
Thai, T. D. (2006). A gravity model for trade between Vietnam and twenty-three European countries.
Yamada, H. (1998). A note on the causality between export and productivity:: an empirical re-examination. Economics Letters, 61(1), 111-114.
Zakari, Y., & Mohammed, H. (2012). Does FDI cause economic growth? Evidence from selected countries in Africa and Asia.
PHỤ LỤC
1. Kết quả của Việt Nam
LGDP LEX LFDI Mean 24.49949 23.67783 20.81354 Median 24.30267 23.64566 21.34419 Maximum 26.13393 26.14974 23.36944 Minimum 22.56275 20.72631 10.59663 Std. Dev. 1.044240 1.624614 2.787856 Skewness -0.056144 -0.139861 -2.057263 Kurtosis 2.052552 1.831438 7.281584 Jarque-Bera 1.213689 1.925043 47.01505 Probability 0.545068 0.381929 0.000000 Sum 783.9837 757.6906 666.0333 Sum Sq. Dev. 33.80352 81.82053 240.9364 Observations 32 32 32
Null Hypothesis: LGDP has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=7)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -6.811353 0.0000
Test critical values: 1% level -4.296729
5% level -3.568379
10% level -3.218382
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: D(LGDP) has a unit root
Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=7)
Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.395224 0.0079
Test critical values: 1% level -4.296729
5% level -3.568379
10%
level -3.218382
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: LEX has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=7)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.424819 0.0663
Test critical values: 1% level -4.284580
5% level -3.562882
10%
level -3.215267
Null Hypothesis: D(LEX) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=7)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -6.088430 0.0001
Test critical values: 1% level -4.296729
5% level -3.568379
10% level -3.218382
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Null Hypothesis: LFDI has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 3 (Automatic - based on SIC, maxlag=7)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -6.701349 0.0000
Test critical values: 1% level -4.323979
5% level -3.580623
10% level -3.225334
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Null Hypothesis: D(LFDI) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -9.347600 0.0000
Test critical values: 1% level -4.296729
5% level -3.568379
10% level -3.218382
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Null Hypothesis: LGDP has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Bandwidth: 12 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel
Adj. t-Stat Prob.*
Phillips-Perron test statistic -4.379155 0.0080
Test critical values: 1% level -4.284580
5% level -3.562882
10% level -3.215267
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: D(LGDP) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Bandwidth: 0 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel
Adj. t-Stat Prob.*
Phillips-Perron test statistic -4.395224 0.0079
Test critical values: 1% level -4.296729
5% level -3.568379
10% level -3.218382
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Null Hypothesis: LEX has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Bandwidth: 1 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel
Adj. t-Stat Prob.*