CHƢƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3. Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình thực nghiệ m Phƣơng pháp Pooled OLS
Bảng 4.2. Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình thực nghiệm - Phƣơng pháp Pooled OLS
Biến số Hệ số
hồi quy
Độ lệch
chuẩn t p>|t| Logarit của đầu tƣ tƣ nhân 0,272*** 0,025 10,700 0,000
Logarit của FDI 0,012* 0,006 1,950 0,052
Logarit của đầu tƣ công 0,020 0,016 1,230 0,218
Lao động -0,0007*** 0,0000 -16,9200 0,0000
Thuê bao internet -0,000 0,000 -0,680 0,497
Độ mở thƣơng mại 0,050*** 0,007 6,870 0,000
Chỉ số giá tiêu dùng -0,011*** 0,002 -7,280 0,000 Đặc tính của địa phƣơng 0,113*** 0,027 4,180 0,000 Khoảng cách với GDP 18,412*** 1,370 13,430 0,000 Năng lực cạnh tranh cấp tỉnh 0,006*** 0,002 2,900 0,004
Số quan sát 324
R-squared 0,8387
Ghi chú: *** có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, * có ý nghĩa thống kê ở mức 10%,
Nguồn: Tính tốn từ dữ liệu Niên giám thống kê các địa phương
Thực hiện bƣớc kiểm định hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi bằng kiểm định White Test. Tác giả thấy P-value = 0,0047 < α nên có khả năng xảy ra hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi.
Hình 4.4: Mơ tả phần dƣ của mơ hình theo phuong pháp Pooled OLS
Nguồn số liệu: Hình minh họa của tác giả
Nhìn vào hình minh họa cho thấy phần dƣ của mơ hình biến thiên một cách ngẫu nhiên.
4.4. Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình thực nghiệm - Phƣơng pháp REM
Bảng 4.3. Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình thực nghiệm - Phƣơng pháp REM
Biến số Hệ số
hồi quy
Độ lệch
chuẩn z p>|t| Logarit của đầu tƣ tƣ nhân 0,296*** 0,029 10,300 0,000
Logarit của FDI 0,006 0,007 0,840 0,403
Logarit của đầu tƣ công 0,021 0,020 1,030 0,302
Lao động -0,0006*** 0,0000 -7,9800 0,0000
Thuê bao internet 0,00007** 0,00000 2,21000 0,02700
Độ mở thƣơng mại 0,041*** 0,007 6,090 0,000 Chỉ số giá tiêu dùng -0,010*** 0,001 -8,450 0,000 -.6 -.4 -.2 0 .2 .4 R esi du al s 2 2.5 3 3.5 4 4.5 Fitted values
Đặc tính của địa phƣơng 0,147*** 0,057 2,570 0,010 Khoảng cách với GDP 18,776*** 2,249 6,570 0,000 Năng lực cạnh tranh cấp tỉnh 0,001 0,002 0,680 0,499
Số quan sát 324
F-test 0,0000
Thực hiện bƣớc kiểm định hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi bằng kiểm định Chi2 với lệnh xttest1. Theo kết quả phân tích ta thấy xác suất của kiểm định Chi2 đạt 0% < α nên có căn cứ cho rằng nhiều khả năng mơ hình xảy ra hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi.
4.5. Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình thực nghiệm - Phƣơng pháp FEM
Bảng 4.4. Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình thực nghiệm - Phƣơng pháp FEM
Biến số Hệ số
hồi quy
Độ lệch
chuẩn t P>|t| Logarit của đầu tƣ tƣ nhân 0,208*** 0,032 6,450 0,000
Logarit của FDI 0,006 0,008 0,760 0,447
Logarit của đầu tƣ công 0,031 0,021 1,470 0,142
Lao động 0,0009*** 0,0000 3,6900 0,0000
Thuê bao internet -0,000 0,000 -0,910 0,365
Độ mở thƣơng mại 0,035*** 0,007 5,220 0,000 Chỉ số giá tiêu dùng -0,009*** 0,001 -7,090 0,000 Khoảng cách với GDP 17,974*** 3,804 4,730 0,000 Năng lực cạnh tranh cấp tỉnh 0,001 0,002 0,420 0,675 Số quan sát 324 F-test 0,0000
0% < α nên có căn cứ cho rằng nhiều khả năng mơ hình xảy ra hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi.
4.6. Kết quả lựa chọn mơ hình và độ trễ
Tiếp tục thực hiện bƣớc kiểm định Hausman test để lựa chọn phƣơng pháp ƣớc lƣợng phù hợp cho mơ hình thực nghiệm của luận văn theo Baltagi (2008) và Gujarati (2004). Theo kết quả phân tích ta thấy xác suất của kiểm định Hausman test đạt 0% < α nên có căn cứ để chọn phƣơng pháp FEM.
Tiếp nối theo kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thế Khang (2016) và do luận văn sử dụng bộ dữ liệu có thời gian t = 9, n = 36 thì mơ hình thực nghiệm của luận văn sẽ lựa chọn độ trễ tối ƣu cho những biến đầu tƣ tƣ nhân (lndttn), đầu tƣ công (lndtc), đầu tƣ trực tiếp nƣớc ngoài (lnfdi) phù hợp với tiêu chuẩn Schwartz Information Criterion là 1. Và cuối cùng, các kết quả chi tiết của mơ hình thực nghiệm sẽ đƣợc trình bày chi tiết tại bảng 4.5 nhƣ sau:
Bảng 4.5. Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình thực nghiệm - Phƣơng pháp FEM với độ trễ 1
Biến số Hệ số
hồi quy
Độ lệch
chuẩn t P>|t| Logarit của đầu tƣ tƣ nhân 0,100** 0,041 2,430 0,016
Logarit của FDI 0,007 0,008 0,840 0,399
Logarit của đầu tƣ công 0,037 0,031 1,19 0,236
Lao động 0,001*** 0,000 4,650 0,000
Thuê bao internet -0,000 0,000 -0,340 0,732
Độ mở thƣơng mại 0,026*** 0,006 4,000 0,000 Chỉ số giá tiêu dùng -0,006*** 0,001 -4,750 0,000 Khoảng cách với GDP 23,009*** 4,130 5,570 0,000 Năng lực cạnh tranh cấp tỉnh -0,001 0,002 -0,620 0,536 Số quan sát 288 F-test 0,0000
Phân tích ý nghĩa hệ số hồi quy của các biến giải thích nhƣ sau:
độ trễ 1, ta thấy khi vốn đầu tƣ tƣ nhân tăng thêm 1% thì góp phần làm cho tổng sản phẩm trên địa bàn bình quân đầu ngƣời (GRDP) tăng thêm 0,1% ở mức ý nghĩa 5%, hay tăng trƣởng kinh tế sẽ tăng thêm 0,1% khi lƣợng vốn đầu tƣ tƣ nhân tăng thêm 1%. Và kết quả ƣớc lƣợng này cũng phù hợp với xu hƣớng tăng lƣợng vốn đầu tƣ tƣ nhân bình quân 12,3%/năm trong giai đoạn 2005-2016 cho nền kinh tế Việt Nam thì sẽ làm cho kinh tế giai đoạn này tăng trƣởng bình qn 6,2%/năm. Nhƣ vậy, có thể thấy biến giải thích cần kiểm định là biến đầu tƣ tƣ nhân có tác động tích cực đến tăng trƣởng kinh tế khá rõ ràng và phù hợp với các nghiên cứu trƣớc của Nguyễn Thế Khang (2016), James (2014), Kongphet và Masaru (2012), Kandenge (2010), Syed và cộng sự (2007), Khan.M và Rinluhart.C (1990), v.v.
Khi lực lƣợng lao động đang làm việc trong nền kinh tế đƣợc bổ sung tăng thêm 1 nghìn lao động thì làm cho GRDP bình quân đầu ngƣời tăng nhỏ, không đáng kể chỉ 0,001% ở mức ý nghĩa 5%. Có thể thấy lực lƣợng lao động đang làm việc trong nền kinh tế có tác động dƣơng đến tăng trƣởng kinh tế nhƣng tác động không lớn. Tác động rất nhỏ của lực lƣợng lao động đang làm việc đến tăng trƣởng kinh tế của các địa phƣơng ở Việt Nam, đã nói lên trình độ của lao động ở nƣớc ta cịn thấp, khơng tạo ra đƣợc sản phẩm có giá trị gia tăng cao, phản ánh nền kinh tế còn nặng về nông nghiệp và công nghiệp chủ yếu là gia công, lắp ráp. Kết quả ƣớc lƣợng này cũng phù hợp với xu hƣớng tăng số lƣợng lao động đang làm việc bình quân 1,4%/năm trong giai đoạn 2005-2016 cho nền kinh tế Việt Nam và khi đó tăng trƣởng kinh tế giai đoạn này bình qn đạt 6,2%/năm. Tóm lại, kết quả ƣớc lƣợng của biến lao động đang làm việc phù hợp với các kết quả nghiên cứu của Jwan and James (2014), Trần Nguyễn Ngọc Anh Thƣ và Lê Hoàng Phong (2014), Kongphet and Masaru (2012), Mahnaz (2012), Kandenge (2010), Aleksynska (2003), Wei (2008), Aschauer (1989b).
Khi độ mở thƣơng mại tăng thêm 1 thì góp phần làm cho GRDP bình quân đầu ngƣời tăng 0,026% ở mức ý nghĩa 5%. Hay tăng trƣởng kinh tế sẽ tăng gần 0,03% khi độ mở thƣơng mại tăng thêm 1. Điều này cũng phản ánh đúng với thực trạng của đất nƣớc ta sau khi đổi mới đã tiến hành hội nhập kinh tế sâu rộng với khu
vực và thế giới thông qua các hiệp định thƣơng mại song phƣơng và đa phƣơng, góp phần mở cửa thị trƣờng, thể hiện qua tổng kim ngạch xuất, nhập khẩu không ngừng tăng trƣởng qua từng năm. Nhƣ vậy, kết quả ƣớc lƣợng của biến độ mở thƣơng mại cũng đã phù hợp với những kết quả nghiên cứu của Grossman and Helpman (1991), Rodrik (1992), Balasubramanyam và cộng sự (1996), Aitken et al (1997), Makki and Somwaru (2004), Barro và Sala-I-Martin (2004), Kandenge (2010), Jwan và James (2014), Nguyễn Thế Khang (2016).
Khi khoảng cách GRDP của các địa phƣơng với GDP của cả nƣớc giảm 1% thì góp phần làm cho GRDP bình qn đầu ngƣời tăng 23% ở mức ý nghĩa 5%. Đây là biến giải thích có tác động lớn nhất đến tăng trƣởng kinh tế trong nghiên cứu này. Hay quy mô kinh tế của các địa phƣơng càng xích lại gần (càng lớn) với quy mô chung của nền kinh tế Việt Nam thì có tác động tích cực mạnh đối với tăng trƣởng kinh tế. Nhƣ vậy, kết quả ƣớc lƣợng của biến khoảng cách GRDP của các địa phƣơng với GDP của cả nƣớc cũng đã phù hợp với các kết quả nghiên cứu của Sjoholm (1999) và Elboiashi (2011).
Nhƣng chỉ số giá tiêu dùng tăng 1 điểm % thì góp phần làm cho GRDP bình quân đầu ngƣời giảm 0,006% ở mức ý nghĩa 5%. Hay tăng trƣởng kinh tế sẽ giảm 0,006% khi chỉ số tiêu dùng tăng 1 điểm % ở mức ý nghĩa 5%. Điều này cho thấy tác động tiêu cực của chỉ số giá tiêu dùng lên tăng trƣởng kinh tế. Tuy nhiên, mặc dù có tác động tiêu cực nhƣng tác động này lại rất không đáng kể lên tăng trƣởng kinh tế.
CHƢƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 5.1. Kết luận 5.1. Kết luận
Nhằm trả lời cho câu hỏi nghiên cứu để đi đến mục tiêu nghiên cứu cùng với bộ dữ liệu thu thập đƣợc từ 36 tỉnh, thành phố trực thuộc Trung ƣơng từ năm 2008 đến năm 2016 nghĩa là tổng cộng 324 quan sát của 36 địa phƣơng với biến phụ thuộc là biến thu nhập bình quân đầu ngƣời (grdp) và các biến giải thích nhƣ: dttn (biến giải thích mục tiêu), dtc, fdi, labo, internet, open, cpi, pci, gap, geo; học viên đã xử lý số liệu, chạy dữ liệu thông qua phần mềm Exel và Stata 14. Qua việc phân tích số liệu bằng phân tích thống kê miêu tả, chạy các mơ hình hồi quy và lựa chọn mơ hình hồi quy, nghiên cứu đã có thể kết luận rằng: “Có tồn tại tác động tích cực của vốn đầu tƣ tƣ nhân đến tăng trƣởng kinh tế”. Điều này chứng tỏ đầu tƣ tƣ nhân là yếu tố rất quan trọng tác động đến tăng trƣởng kinh tế của Việt Nam trong suốt những năm đổi mới đất nƣớc vừa qua. Bên cạnh vốn đầu tƣ công và đầu tƣ trực tiếp tiếp nƣớc ngồi thì vai trị và vị trí của đầu tƣ tƣ nhân kể từ khi đất nƣớc bƣớc vào giai đoạn đổi mới đã không ngừng đƣợc nâng cao và dần trở thành động lực chính thúc đẩy tăng trƣởng kinh tế khá trong những năm vừa qua, qua đó cải thiện đời sống, vật chất cho ngƣời dân và tạo tiềm lực phát triển kinh tế cho đất nƣớc. Tóm tắt các kết quả nghiên cứu chính nhƣ sau:
Khi vốn đầu tƣ tƣ nhân tăng thêm 1% thì góp phần làm cho kinh tế tăng trƣởng thêm 0,1% tại mức ý nghĩa 5%, phù hợp với các nghiên cứu trƣớc của Nguyễn Thế Khang (2016), James (2014), Kongphet và Masaru (2012), v.v.
Khi lực lƣợng lao động đang làm việc trong nền kinh tế đƣợc bổ sung tăng thêm 1 nghìn lao động thì làm cho kinh tế tăng trƣởng thêm 0,001% ở mức ý nghĩa 5% nhƣng đây là tác động không đáng kể và phù hợp với các kết quả nghiên cứu của Jwan and James (2014), v.v.
Khi độ mở thƣơng mại tăng thêm 1 thì góp phần làm cho kinh tế tăng trƣởng thêm 0,026% ở mức ý nghĩa 5%, phù hợp với các kết quả nghiên cứu của Kandenge (2010), Jwan và James (2014), Nguyễn Thế Khang (2016).
thì góp phần làm cho GRDP bình qn đầu ngƣời tăng 23% ở mức ý nghĩa 5%. Đây là biến giải thích có tác động lớn nhất đến tăng trƣởng kinh tế trong nghiên cứu này, phù hợp với các kết quả nghiên cứu của Sjoholm (1999) và Elboiashi (2011).
Nhƣng chỉ số giá tiêu dùng tăng 1 điểm % thì góp phần làm cho GRDP bình qn đầu ngƣời giảm 0,006% ở mức ý nghĩa 5%. Mặc dù có tác động tiêu cực nhƣng tác động này lại rất không đáng kể lên tăng trƣởng kinh tế.
5.2. Khuyến nghị các chính sách
Kết quả nghiên cứu của luận văn này đã chỉ ra tác động tích cực của đầu tƣ tƣ nhân đến tăng trƣởng kinh tế, trong khi thời gian qua, các nghiên cứu thƣờng tập trung nghiên cứu và đề cao về vai trò của vốn FDI đến tăng trƣởng kinh tế. Và rất nhiều chính sách của các nhà quản lý kinh tế vĩ mô quá quan tâm đến việc hỗ trợ, miễn giảm thuế cho nhà đầu tƣ nhằm thu hút vốn FDI vào nền kinh tế Việt Nam mà ít tập trung vào việc phát triển kinh tế tƣ nhân đƣợc xem nhƣ nội lực của nền kinh tế nƣớc nhà.
Thế nhƣng, cũng đã có khơng ít những nghiên cứu và các mặt tồn tại đã chứng minh những hệ quả và mặt trái của FDI. Theo Bộ Kế hoạch và Đầu tƣ đến năm 2013, có đến hơn 80% dự án FDI sử dụng cơng nghệ trung bình trên thế giới, trong khi khoảng 5 - 6% doanh nghiệp FDI áp dụng công nghệ cao và 14% dùng công nghệ lạc hậu của thế giới. Bên cạnh đó là việc chuyển giá, nhập rác công nghiệp, báo cáo lỗ liên tục, gây ô nhiễm môi trƣờng, v.v. nhằm để tối đa hóa lợi nhuận trong một thời gian dài.
Chính vì vậy mà mục tiêu quan trọng nhất của luận văn là vấn đề đầu tƣ tƣ nhân trong nƣớc. Để thu hút vốn FDI vào Việt Nam thì vấn đề kết cấu hạ tầng, kỹ thuật công nghệ nội địa phải đƣợc đảm bảo trƣớc tiên; nhất là, ngành công nghiệp phụ trợ nội địa của khu vực tƣ nhân là ngành then chốt để thu hút FDI chất lƣợng cao. Và luận văn cũng làm rõ là tác động tích cực của đầu tƣ tƣ nhân đến tăng trƣởng kinh tế. Do đó, những nhà quản lý kinh tế vĩ mô cần phải thực hiện quyết liệt các biện pháp nhằm thúc đẩy kinh tế tƣ nhân phát triển mạnh hơn nữa.
tƣ, sản xuất kinh doanh thuận lợi cho kinh tế tƣ nhân phát triển. Bằng cách bảo đảm ổn định kinh tế vĩ mô, kiểm sốt lạm phát (vì lạm phát có tác động tiêu cực đến tăng trƣởng kinh tế). Nhanh chóng hồn thiện các cơ chế, chính sách về thu hút đầu tƣ tƣ nhân. Và tạo điều kiện để khu vực kinh tế tƣ nhân đầu tƣ vào những ngành phù hợp với chiến lƣợc phát triển kinh tế - xã hội của Việt Nam. Đẩy mạnh việc xã hội hóa, thu hút và tạo điều kiện cho khu vực kinh tế tƣ nhân tham gia cung cấp các dịch vụ công. Tạo mọi điều kiện để kinh tế tƣ nhân tiếp cận, khai thác các cơ hội mở rộng thị trƣờng, đẩy mạnh đầu tƣ và tham gia vào kinh tế quốc tế. Hỗ trợ kinh tế tƣ nhân phát triển, từng bƣớc tham gia vào chuỗi giá trị của khu vực và toàn cầu.
Và nhóm giải pháp ƣu tiên tiếp theo là hỗ trợ kinh tế tƣ nhân đổi mới sáng tạo, hiện đại hóa cơng nghệ và phát triển nguồn nhân lực, nâng cao năng suất lao động. Thơng qua việc khuyến khích và hỗ trợ khu vực tƣ nhân tham gia đầu tƣ vào những hoạt động nghiên cứu, phát triển, chuyển giao công nghệ tiên tiến. Và hỗ trợ phát triển các quỹ đổi mới sáng tạo và ứng dụng khoa học cơng nghệ. Thực hiện các chính sách thuế linh hoạt, hỗ trợ tài chính, giúp doanh nghiệp tƣ nhân tiếp cận đƣợc các gói tín dụng ƣu đãi cho hoạt động nghiên cứu, đổi mới, hiện đại hóa cơng nghệ. Tập trung nâng cao chất lƣợng giáo dục đào tạo, nhất là đào tạo nguồn nhân lực có chất lƣợng cao; tạo liên kết chặt chẽ giữa các doanh nghiệp và cơ sở đào tạo nhằm thực hiện công tác đào tạo lao động theo nhu cầu của xã hội.
Bên cạnh đó, tập trung nâng cao độ mở thƣơng mại (open) của quốc gia bằng cách tiếp tục hội nhập sâu, rộng với thế giới, tham gia ký kết các hiệp định thƣơng mại tự do song phƣơng, đa phƣơng với các nƣớc trên thế giới. Về thị trƣờng xuất khẩu: cần phải đa dạng hóa thị trƣờng xuất khẩu; phát triển hệ thống cơ quan xúc tiến thƣơng mại tại các thị trƣờng lớn có tiềm năng đồng thời có biện pháp bảo vệ hàng hóa, doanh nghiệp Việt Nam trên thị trƣờng quốc tế; từng bƣớc tiến hành xây dựng mạng lƣới phân phối hàng Việt Nam tại các thị trƣờng nƣớc ngồi. Về nhập khẩu: khuyến khích nhập khẩu máy móc thiết bị và cơng nghệ cao phù hợp với trình