CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1 Mô tả dữ liệu nghiên cứu
4.1.3 Quy mô tổng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) trên địa bàn cấp tỉnh
Theo số liệu Tổng cục Thống kê, số dự án FDI cịn hiệu lực có đến 31/12/2017 là 24.803 dự án (trong đó có 51 dự án dầu khí), cụ thể: vùng Đông Nam Bộ có 12.946 dự án (chiếm 52,2%), vùng Đồng bằng sơng Hồng có 7.896 dự án (chiếm 31,8%), vùng Bắc Trung Bộ và Duyên hải miền Trung có 1.511 dự án (chiếm 6,1%), vùng Đồng bằng sơng Cửu Long có 1.426 dự án (chiếm 5,7%), vùng Trung du và miền núi phía Bắc hiện có 826 dự án FDI (chiếm 3,3%) và vùng Tây Nguyên chỉ có 147 dự án (chiếm 0,6% tổng số dự án FDI của cả nước).
Tổng vốn đăng ký của các dự án FDI cịn hiệu lực có đến 31/12/2017 đạt mức 316,8 tỷ USD, trong đó tổng vốn các dự án FDI tập trung nhiều nhất ở vùng Đông
Nam Bộ với 135,4 tỷ USD (chiếm 42,7%) trung bình mỗi dự án FDI có vốn đăng ký đạt 10,5 triệu USD/dự án; vùng Đồng bằng sông Hồng chiếm 27,9% tổng vốn đăng ký FDI và với vốn đăng ký các dự án FDI bình quân đạt 11,2 triệu USD/dự án và Vùng Tây Nguyên chiếm tỷ trọng thấp nhất (chiếm 0,3%) với mức đầu tư bình quân 6,2 triệu USD/dự án. Cụ thể:
Hình 4.3: Số dự án và tổng vốn đăng ký FDI lũy kế có đến 31/12/2017
Nguồn: Tác giả tính tốn từ dữ liệu thu thập.
Tổng vốn đăng ký của các dự án FDI cịn hiệu lực có đến 31/12/2017 của các tỉnh thành được biểu diễn qua biểu đồ Hình A.4 (Phụ lục A), trong đó TP.HCM là địa phương dẫn đầu với nguồn vốn FDI đăng ký đạt 43,8 tỷ USD (chiếm 13,8% tổng vốn FDI tại Việt Nam), tiếp đến là Bình Dương với tổng vốn FDI đạt 30,3 tỷ USD (chiếm 9,6%), Hà Nội chiếm 8,7%, Đồng Nai chiếm 8,6%, tỉnh Bà Rịa Vũng Tàu chiếm 8,5% tổng vốn FDI và tỉnh Điện Biên hiện chỉ có 1 dự án FDI với vốn đăng ký 3 triệu USD.
Quy mô tổng vốn FDI đăng ký lũy kế đến 31/12/2017 của các tỉnh thành cịn được mơ phỏng trên bản đồ địa lý bằng công cụ Mapifo với các gam màu vàng có cường độ màu sắc đậm, nhạt khác nhau tương ứng với quy mô tổng vốn FDI khác
88,445 15,125 56,860 910 135,419 20,085 7,896 826 1,511 147 12,946 1,426 Đồng Bằng sông Hồng Trung du và miền núi Phía
Bắc
Bắc trung bộ và duyên hải Miền
Trung
Tây Nguyên Đông Nam Bộ Đồng bằng sông Cửu Long Tổng vốn (Triệu USD) Số dự án
phân bố gần nhau, nghĩa là các tỉnh thành có tương quan khơng gian với nhau về quy mô tổng vốn đầu tư FDI. Để kiểm định sự tồn tại tương quan không gian giữa các địa phương về quy mô FDI, nghiên cứu sẽ tiến hành kiểm định qua hệ số Moran’s I và ý nghĩa của các hệ số tương quan khơng gian phần dư được trình bày trong các phần tiếp theo.
4.1.4 Quy mô dân số thành thị, nông thôn và dân số trung bình trên địa bàn cấp tỉnh.
Theo Tổng cục Thống kê, năm 2017 Việt Nam có 93,7 triệu dân, trong đó vùng Đồng bằng sơng Hồng có 21,3 triệu dân (chiếm 22,8%), vùng Bắc Trung Bộ và Duyên hải miền Trung có 19,9 triệu dân (chiếm 21,3%), vùng Đông Nam Bộ với 16,7 triệu dân (chiếm 17,9%) và vùng Tây Nguyên chỉ có 5,8 triệu dân (chiếm 6,2% dân số cả nước). Trong giai đoạn 2010-2017, mỗi năm dân số Việt Nam tăng bình quân 1,07%, trong đó vùng có mức tăng dân số cao nhất là vùng Đơng Nam Bộ với mức tăng trung bình 2,09%/năm – đây là khu vực có hoạt động kinh tế sơi động là vùng kinh tế trọng điểm phía Nam, tuy nhiên sự gia tăng dân số này chủ yếu là do tăng dân số cơ học.
Đối với dân số sống trong khu vực thành thị, theo Tổng cục Thống kê năm 2017 Việt Nam có 32,8 triệu dân sống tại khu vực thành thị, trong đó: 32,0% dân số thành thị tập trung tại vùng kinh tế sôi động Đông Nam Bộ với 10,5 triệu dân; khu vực Đồng bằng sông Hồng với trung tâm là thủ đô Hà Nội hiện có 8,1 triệu dân (chiếm 24,8% ) và vùng Tây Nguyên chỉ với 1,7 triệu dân thành thị (chiếm 5,1% tổng dân số thành thị của cả nước). Trong giai đoạn 2010-2017, tốc độ tăng dân số thành thị của cả nước bình quân đạt 3,09%/năm cao hơn mức tăng dân số chung của cả nước. Qua đó nhận thấy q trình đơ thị hóa đã và đang diễn ra mạnh mẽ tại các địa phương tại Việt Nam, trong đó khu vực Đồng bằng sơng Hồng có mức tăng dân số thành thị cao nhất với 4,34%/năm, vùng Đông Nam Bộ tăng 3,40%/năm và vùng Đồng bằng sông Cửa Long dân số thành thị chỉ tăng 1,51%/năm, tuy nhiên mức tăng này vẫn cao hơn mức tăng dân số chung của vùng này (mức tăng dân số chung là 0,4%/năm).
Đối với dân số sống tại khu vực nông thôn, hiện cả nước có 60,9 triệu dân sống tại khu vực nông thôn (chiếm 64,97% dân số của cả nước). Trong đó, dân số nơng thơn tập trung nhiều nhất ở vùng Bắc Trung Bộ và Duyên hải miền Trung với 14,2 triệu dân, vùng Đồng bằng sông Hồng và Đồng bằng sơng Cửu Long có khoảng 13,2 triệu dân - đây được xem là vùng tập trung sản xuất nông nghiệp chủ yếu của cả nước. Trong giai đoạn 2010-2017, tốc độ tăng dân số khu vực nông thôn chỉ đạt 0,1%/năm, trong đó vùng Tây Nguyên, vùng Đông Nam Bộ, Đồng bằng sông Cửa Long và Trung du và miền núi phía Bắc có tốc độ tăng dân số nơng thơn trên dưới 1%, riêng khu vực Đồng bằng Sông Hông và vùng Bắc Trung Bộ và Dun hải miền Trung có quy mơ dân số tại khu vực nông thôn giảm.
Nghiên cứu đã mô tả mật độ phân bố về quy mô dân số chung của tỉnh và quy mô dân số thành thị với các gam màu sáng tối khác nhau tương ứng với các quy mô khác nhau và được thể hiện qua Hình A.7, Hình A.8 (Phụ lục A). Đánh giá bước đầu cho thấy các tỉnh thành có quy mơ dân số trung bình lớn thường phân bố xung quanh các địa phương có quy mơ dân số lớn khác và điều này xảy ra tương tự với quy mô dân số thành thị. Để đánh giá mức tương quan khơng gian đó, nghiên cứu sẽ tiếp tục tìm kiếm các bằng chứng thống kê như kiểm định Moran’s I và các hệ số rho, lambda.
4.2 Kiểm định tương quan không gian của các địa phương về các biến nghiên cứu. cứu.
Mối quan hệ không gian cứu giữa các địa phương tại Việt Nam về các biến nghiên cứu được tiến hành bằng kiểm định hệ số Moran’s I và được trình bày trực quan qua biểu đồ phân tán Moran, trong đó:
Kiểm định hệ số Moran’s I được tính tốn theo cơng thức (2.10), kết quả hệ số tương quan Moran’ I có ý nghĩa thống kê sẽ cho biết về mối tương quan không gian giữa các địa phương về các biến nghiên cứu. Nếu hệ số Moran’s I mang dấu dương, nghĩa là các địa phương có tương quan khơng gian thuận chiều với nhau và ngược lại, nếu hệ số Moran’s I mang dấu âm, mang ý nghĩa là tương quan không gian ngược chiều giữa các địa phương về biến nghiên cứu.
Biểu đồ phân tán Moran biểu diễn mối quan hệ giữa biến nghiên cứu đã được chuẩn hóa (trục hồnh) và biến trễ khơng gian của chính nó với ma trận trọng số đã được chuẩn hóa (trục tung). Biểu đồ này được thực hiện dễ dàng nhờ sự hỗ trợ từ phần mềm Stata, kết quả biểu đồ phân tán được chia thành 4 góc phần tư như sau:
LH LL
HH HL
Hình 4.4: Mơ phỏng biểu đồ phân tán Moran
Trong đó:
- Góc phần tư thứ nhất (HH): Mô tả các địa phương với biến nghiên cứu có giá trị cao được bao bọc bởi các địa phương có giá trị cao khác. Các giá trị phân tán trong khu vực này tương ứng với hệ số Moran’s I mang giá trị dương.
- Góc phần tư thứ hai (LH): Mơ tả các địa phương có biến nghiên cứu có giá trị thấp được bao bọc bởi các địa phương có giá trị cao. Các giá trị phân tán trong khu vực này tương ứng với hệ số Moran’s I mang giá trị âm.
- Góc phần tư thứ ba (LL): Mơ tả các địa phương có biến nghiên cứu có giá trị thấp được bao bọc bởi các địa phương có giá trị thấp khác. Các giá trị phân tán trong khu vực này tương ứng với hệ số Moran’s I mang giá trị dương.
- Góc phần tư thứ tư (HL): Mơ tả các địa phương có biến nghiên cứu có giá trị cao được bao bọc bởi các địa phương có giá trị thấp. Các giá trị phân tán trong khu vực này tương ứng với hệ số Moran’s I mang giá trị âm.
Khi hệ số Moran’I dương, có ý nghĩa thống kê sẽ được thể hiện bằng đường thẳng trên đồ thị phân tán với hệ số góc dương nghĩa là đi qua góc phần tư HH và LL, ngược lại nếu hệ số Moran’s I âm sẽ được thể hiện bằng đường thẳng trên đồ thị phân tán có hệ số góc âm tương ứng đường thẳng đi qua góc phần tư LH và HL.
4.2.1 Tương quan không gian giữa các địa phương về quy mô tổng sản phẩm trên địa bàn cấp tỉnh (lnGRDP). trên địa bàn cấp tỉnh (lnGRDP).
Để thuận tiện cho việc gọi tên các ma trận trọng số được sử dụng trong nghiên cứu này, tác giả xin gọi tắt các ma trận như sau: Ma trận trọng số khoảng cách lũy thừa được đo theo khoảng cách đường bộ (gọi là ma trận đường bộ), ma trận trọng số khoảng cách lũy thừa đo theo khoảng cách tọa độ địa lý (gọi là ma trận tọa độ) và ma trận trọng số liền kề (gọi là ma trận liền kề).
4.2.1.1 Với ma trận đường bộ.
Kiểm định Moran’s I về quy mô GRDP cấp tỉnh với ma trận đường bộ được chuẩn hóa theo hàng và thực hiện trên Stata thu được kết quả trong Bảng 4.1:
Bảng 4.1: Kiểm định Moran'I về lnGRDP cấp tỉnh với ma trận đường bộ
Thống kê chuẩn hóa Giá trị ngẫu nhiên Giá trị
Hệ số Moran' I 0,0873 0,0873
Trung bình -0,0161 -0,0161
Sai số chuẩn (Std dev) 0,0255 0,0251
Giá trị phân phối (Z-score) 4,0559 4,1158
Giá trị P-value 0,0000 0,0000
Nguồn: Tác giả tính tốn từ dữ liệu thu thập
Hệ số Moran’s I trong Bảng 4.1 mang dấu dương (+), có độ lớn bằng 0,0873 và có ý nghĩa ở mức 1%, điều này đã cung cấp bằng chứng thống kê về sự tồn tại tương quan không gian thuận chiều giữa các địa phương tại Việt Nam về quy mô kinh tế (lnGRDP). Nghĩa là theo phân bố địa lý thì các tỉnh thành có quy mơ GRDP lớn thường được phân bố xung quanh các tỉnh thành có quy mơ GRDP lớn khác. Hệ số Moran’I có miền giá trị từ -1 đến 1, với kết quả hệ số Moran’I=0,0873 cho thấy mức độ tương quan dương này là khá yếu. Mặt khác, mối quan hệ không gian thuận chiều về quy mô GRDP giữa các tỉnh thành được biểu diễn bằng đồ thị phân tán (Hình 4.5) với đường thẳng Moran’s I có hệ số góc dương đi qua góc phần tư HH và LL:
Hình 4.5: Đồ thị phân tán Moran của lnGRDP với ma trận đường bộ
Nguồn: Tác giả tính tốn từ dữ liệu thu thập.
4.2.1.2 Với ma trận tọa độ và ma trận liền kề
Nhằm củng cố thêm các chứng cứ thống kê về tương quan không gian giữa các địa phương tại Việt Nam về quy mô nền kinh tế (lnGRDP), nghiên cứu sử dụng ma trận tọa độ và ma trận liền kề, kết quả thu được từ Stata được mô tả trong Bảng 4.2:
Bảng 4.2: Kiểm định Moran'I về GRDP cấp tỉnh với ma trận tọa độ và liền kề
Thống kê Giá trị Ma trận tọa độ Ma trận liền kề
chuẩn hóa Giá trị ngẫu nhiên Giá trị chuẩn hóa Giá trị ngẫu nhiên Hệ số Moran' I 0,0934 0,0934 0,4534 0,4534 Trung bình -0,0161 -0,0161 -0,0161 -0,0161
Sai số chuẩn (Std dev) 0,0260 0,0256 0,0874 0,0861
Giá trị phân phối (Z-score) 4,2197 4,2824 5,3726 5,4537
Giá trị P-value 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000
Nguồn: Tác giả tính tốn từ dữ liệu thu thập.
Với hai ma trận trên, kiểm định Moran’s I cho kết quả dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Qua đó cho thấy, việc sử dụng các ma trận khác nhau đều chứng minh rằng có sự tương quan khơng gian thuận chiều giữa các địa phương về quy mô nền kinh tế (lnGRDP), nghĩa là các tỉnh thành có khoảng cách theo tọa độ gần nhau, hay liền kề nhau thì có tương quan dương về quy mô GRDP và ngược lại.
-. 4 -. 2 0 .2 .4 Sp at ia lly la gg ed ln G R D P -2 0 2 4 lnGRDP WlnGRDP Fitted values
Trong đó, ma trận liền kề cho thấy mức tương quan khá mạnh so với các ma trận khác (I=0,4534).
4.2.2 Tương quan không gian giữa các địa phương về quy mô tổng vốn đầu tư trong năm (lnCapital) trong năm (lnCapital)
4.2.2.1 Với ma trận đường bộ
Kết quả thực nghiệm trên ma trận đường bộ cho thấy quy mô vốn đầu tư trong năm (lnCapital) giữa các địa phương có tương quan khơng gian thuận chiều với nhau thông qua kiểm định Moran’s I với hệ số dương, có giá trị 0,0636 với mức ý nghĩa 1%. Điều này đồng nghĩa, giữa các địa phương có khoảng cách đường bộ càng gần nhau thì có tương quan dương với nhau về quy mô đầu tư trong năm (lnCapital) và ngược lại.
Bảng 4.3: Kiểm định Moran'I về lnCaptital cấp tỉnh với ma trận đường bộ
Thống kê Giá trị chuẩn hóa Giá trị ngẫu nhiên Hệ số Moran' I 0,0636 0,0636 Trung bình -0,0161 -0,0161
Sai số chuẩn (Std dev) 0,0255 0,0252
Giá trị phân phối (Z-score) 3,1273 3,1591
Giá trị P-value 0,0018 0,0016
Nguồn: Tác giả tính tốn từ dữ liệu thu thập.
Mối quan hệ giữa vốn đầu tư trong năm (lnCapital) và biến trễ khơng gian của chính nó được thể hiện thơng qua đồ thị phân tán Moran với ma trận đường bộ được chuẩn hóa theo hàng. Đồ thị (Hình 4.6) cho thấy mối tương quan dương về quy mô vốn đầu tư trong năm (lnCapital) giữa các địa phương với đường thẳng Moran’s I có hệ số góc dương đi qua góc phần tư HH và LL:
Hình 4.6: Đồ thị phân tán Moran của lnCapital với ma trận đường bộ.
Nguồn: Tác giả tính tốn từ dữ liệu thu thập.
4.2.2.2 Với ma trận tọa độ và ma trận liền kề
Lặp lại các bước kiểm định Moran’s I với ma trận tọa độ và ma trận liền kề, kết quả về mối quan hệ tương quan không gian giữa các địa phương về quy mô vốn đầu tư được thể hiện qua Bảng 4.4:
Bảng 4.4: Kiểm định Moran'I về lnCapital cấp tỉnh với ma trận tọa độ và liền kề
Thống kê Giá trị Ma trận tọa độ Ma trận liền kề
chuẩn hóa Giá trị ngẫu nhiên Giá trị chuẩn hóa Giá trị ngẫu nhiên Hệ số Moran' I 0,0708 0,0708 0,3483 0,3483 Trung bình -0,0161 -0,0161 -0,0161 -0,0161
Sai số chuẩn (Std dev) 0,0260 0,0257 0,0874 0,0865
Giá trị phân phối (Z-score) 3,3490 3,3833 4,1704 4,2138
Giá trị P-value 0,0008 0,0007 0,0000 0,0000
Nguồn: Tác giả tính tốn từ dữ liệu thu thập.
Kết quả tính tốn cho thấy, hệ số Moran’s I cho giá trị dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Với hai ma trận này, nghiên cứu đã cung cấp thêm bằng chứng thống kê về quan hệ không gian giữa các địa phương về quy mơ vốn đầu tư. Qua đó cho thấy việc sử dụng các ma trận khác nhau đều chứng minh sự tồn tại mối tương quan không gian các địa phương về quy mô vốn đầu tư, việc sử dụng ma trận đường
-. 4 -. 2 0 .2 .4 Sp at ia lly la gg ed ln C ap ita l -2 -1 0 1 2 3 lnCapital
WlnCapital Fitted values
bộ và ma trận tọa độ cho kết quả khá tương đồng, riêng ma trận liền kề cho thấy mức độ tương quan không gian khá mạnh so với hai ma trận cịn lại.
4.2.3 Tương quan khơng gian giữa các địa phương về quy mô tổng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (lnFDI). trực tiếp nước ngoài (lnFDI).
4.2.3.1 Với ma trận đường bộ
Đồ thị phân tán Moran của Hình 4.7 với ma trận đường bộ được chuẩn hóa theo hàng cho thấy quan hệ khơng gian giữa quy mơ FDI và biến trễ của nó có hệ số góc dương, tuy nhiên các giá trị phân tán rời rạc, ít tập trung, điều này cũng được