Chương III. Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu
3.3. Mô tả dữ liệu
Trong phần này sẽ mô tả chi tiết các dữ liệu của tác giả, nguồn dữ liệu, ý nghĩa thống kê và cuối cùng là phân tích kết quả. Các biến được sử dụng trong các mô hình thực nghiệm là tổng sản phẩm quốc nội (GDP), nguồn lao động (L), tổng vốn đầu tư trong nước (K), vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI), lạm phát (INF) và tỷ trọng xuất khẩu (EX). Trong luận văn này, tác giả sử dụng dữ liệu theo năm từ năm 1993 đến năm 2012 để ước tính tác động của FDI tới tăng trưởng kinh tế. Nguồn cung cấp dữ liệu chính được mô tả như sau:
- Dữ liệu thống kê về FDI, GDP, EX, INF, K, nguồn: ADB, WB, MOEF, IMF, NBC.
- Dữ liệu thống kê về L, nguồn: NIS, MOP, ADB, WB, ILO, CDC.
Tổng sản phẩm quốc nội được sử dụng để đo lường sự tăng trưởng kinh tế, K và FDI được xác định là vốn đầu tư đóng góp vào nền kinh tế, xuất khẩu được xác định là tác động của chính sách mở cửa ký hiệu EX.
Hình 1 dưới đây là biến động các biến nghiên cứu theo thời gian và Hình 2 biểu hiện xu hướng theo thời gian của các biến độc lập và tổng sản phẩm quốc nội dưới dạng tuyến tính.
10 20 30 40 50 60 70
94 96 98 00 02 04 06 08 10 12
EX
Hình 1: Biến động của các biến nghiên cứu từ năm 1993 đến 2012
Trung bình của biến GDP (triệu USD) Trung bình của biến FDI (triệu USD)
Trung bình của biến K (triệu USD) Trung bình của biến EX (%/GDP)
Trung bình của biến L (triệu lao động) Trung bình của biến INF (%/năm)
2,000 4,000 6,000 8,000 10,000 12,000 14,000 16,000
94 96 98 00 02 04 06 08 10 12 GDP
0 200 400 600 800 1,000 1,200 1,400 1,600
94 96 98 00 02 04 06 08 10 12 FDI
0 400 800 1,200 1,600 2,000 2,400 2,800
94 96 98 00 02 04 06 08 10 12
K
-5.0 -2.5 0.0 2.5 5.0 7.5 10.0 12.5
94 96 98 00 02 04 06 08 10 12 INF
Dựa vào hình 1 về biến động của các biến nghiên cứu cho thấy, từ năm 1993 sau khi đất nước Campuchia ổn định chính trị thì chỉ số GDP có xu hướng tăng dần mức 2,533.73 triệu USD vào năm 1993 và còn tiếp túc tăng ở mức 3,443.41 triệu USD tại thời điểm năm 1997. Vào năm 1998, do tình hình chính trị không ổn định sau cuộc bầu cử quốc hội lần thứ 2 kể tiếp lần thứ 1 vào năm 1993, GDP bị giảm xuống một chút so với năm 1997 ở mức 3,120.43 triệu USD. Sau đó trở lại tăng dần ở mức 4,658.25 triệu USD vào năm 2003, tình hình ngày càng mở cửa tiếp nhận vốn đầu tư nước ngoài và gia nhập WTO vào năm 2004 thì GDP ngày càng tăng mạnh ở mức 6,293.05 triệu USD. Và cho đến thời điểm năm 2012 GDP đạt ở mức 14,061.80 triệu USD. Nguồn vốn FDI đóng góp vào tăng trưởng kinh tế Campuchia khá đáng kể trong những năm gần đây, nhưng đã gặp nhiều khó khăn trong việc thu hút nguồn vốn này bởi chính sách cũng như tình hình đất nước Campuchia chưa phù hợp và đạt yêu cầu đối với nhà đầu tư nước ngoài.
Vào năm 1993, Campuchia đã tiếp nhận vốn FDI đăng ký ở mức 54.12 triệu USD và tăng dần cho đến năm 1999 ở mức 232.24 triệu USD. Năm 2000 đến 2003 việc thu hút vốn FDI trở nên khó khăn do tính bất ổn chính trị, cho nên mức thu hút đã giảm dần cho tới mức 83.98 triệu USD vào năm 2003. Sau tình hình ổn định chính trị trở lại và việc cố gắng bắt kịp nền kinh tế thế giới, chính phủ Campuchia đã động lực gia nhập WTO và tăng được vốn FDI ở mức 131.42 triệu USD, và con số này ngày càng tăng cho tới thời điểm năm 2012 duy trì được vốn FDI ở mức 1,489.14 triệu USD. Vốn FDI thực chất đã và đang thúc đẩy đầu tư trong nước (K), họ ngày càng tiếp cận kiến thức, tiến bộ công nghệ và kết quả cho thấy con số vốn đầu tư trong nước ở mức 272.63 triệu USD và tăng dần cho đến năm 2012 là 2,404.57 triệu USD. Tăng trưởng kinh tế trong những năm gần đây đã thể hiện rõ nét ở nguồn lao động (L) ngày càng tăng từ 4.58 triệu lao động vào năm 1993 và tăng dần cho đến năm 2012 ở mức 8.3 triệu lao động.
Lạm phát (INF) trong những năm gần đây đã giao động từ -4.41% đến 12.25%
tính từ năm 1993 đến 2012. Campuchia là một đất nước đang phát triển và chỉ số
2,000 4,000 6,000 8,000 10,000 12,000 14,000 16,000
4.5 5.0 5.5 6.0 6.5 7.0 7.5 8.0 8.5 L
GDP
2,000 4,000 6,000 8,000 10,000 12,000 14,000 16,000
10 20 30 40 50 60 70
EX
GDP
nhập khẩu cao hơn so với xuất khẩu các mặt hàng như nông sản, quần áo… còn các sản phẩm tiêu dung chú yếu là nhập khẩu từ các nước làng giếng như Việt Nam, Trung Quốc, Thái Lan... Vào năm 1993 tỷ trọng xuất khẩu đạt con số 16.06% và tình hình kinh tế ngày càng phát triển làm con số này tăng dần đến năm 2006 đạt ở mức 68.59%, sau đó lại giảm dần ở mức 41.20% vào năm 2012 do tính cạnh tranh các mặt hàng xuất khẩu với các nước làng giếng ngày trở nên gay gắt.
Hình 2: Tác động của các biến độc lập tới GDP
Mối quan hệ tuyến tính giữa biến K và GDP Mối quan hệ tuyến tính giữa biến FDI và GDP
Mối quan hệ tuyến tính giữa biến L và GDP Mối quan hệ tuyến tính giữa biến EX và GDP
2,000 4,000 6,000 8,000 10,000 12,000 14,000 16,000
0 500 1,000 1,500 2,000 2,500
K
GDP
2,000 4,000 6,000 8,000 10,000 12,000 14,000 16,000
0 400 800 1,200 1,600
FDI
GDP
Mối quan hệ tuyến tính giữa biến INF và GDP
Dựa vào hình 2 về tác động của các biến độc lập đến biến phụ thuộc GDP, nó thể hiện mối quan hệ tuyến tính giữa biến độc lập và GDP. Ta thấy, mối quan hệ giữa biến K với GDP có mối quan hệ thuận chiều và có tương quan rất chặt chẽ. Tác động của biến FDI lên GDP có mối quan hệ thuận chiều và có tương quan rất chặt chẽ. Biến L có tác động tới GDP có mối quan hệ thuận chiều và có tương quan rất chặt chẽ. Tuy nhiên, đối với tác động của biến EX và INF tới GDP chưa thể hiện được mối quan hệ tương quan.
2,000 4,000 6,000 8,000 10,000 12,000 14,000 16,000
-5 0 5 10 15
INF
GDP
CHƯƠNG IV. PHÂN TÍCH KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Kiểm định tính dừng (Stationary) của các biến bằng phương pháp ADF (Augmented Dickey-Fuller)
Kết quả kiểm định trong bài này khá giới hạn vì số lượng các khảo sát ít (chỉ có 20 khảo sát cho mỗi chuỗi thời gian). Để kết quả ước lượng không bị thiên lệch, kiểm định tính dừng cho các biến nghiên cứu là cần thiết. Tác giả thực hiện kiểm định tính dừng theo tiêu chuẩn ADF. Kết quả kiểm định tính dừng cho thấy các biến GDP, L, K, FDI, INF và EX được trình bày vào bảng dưới đây.
Bảng 4.1. Kiểm định nghiệm đơn vị theo phương pháp ADF
Chuỗi ADF Mức 1% Mức 5% Mức 10% Kết quả
D(GDP,2) -4.823791 -3.920350 -3.065585 -2.673459 Dừng ở mức 1%
D(L,2) -2.008442 -3.959148 -3.081002 -2.681330 Không dừng D(K,2) -3.552111 -4.057910 -3.119910 -2.701103 Dừng ở mức 5%
D(FDI,2) -3.623200 -4.004425 -3.098896 -2.690439 Dừng ở mức 5%
D(INF,2) -3.576017 -3.959148 -3.081002 -2.681330 Dừng ở mức 5%
D(EX,2) -5.455206 -3.920350 -3.065585 -2.673459 Dừng ở mức 1%
Nguồn: Tính toán của tác giả Ghi chú: phương pháp ADF, kiểm định tính dừng ở chuỗi gốc có tính đến hệ số chặn và xu hướng (intercept and trend), còn kiểm định tính dừng ở sai phân bậc I chỉ tính đến hệ số chặn mà thôi (intercept).
Kết quả cho thấy tất cả các biến đều không dừng ở chuỗi gốc, sau khi tiến hành kiểm định ở sai phân bậc nhất thì thấy biến GDP, K, FDI, INF và EX dừng trừ biến L không dừng. Điều này có nghĩa rằng ta có thể đưa biến đầu GDP, K,
FDI, INF và EX vào mô hình hồi quy để phân tích trong bài nghiên cứu này, còn biến L ta loại bỏ từ mô hình hồi quy vì biến này có thể làm cho kết quả ước lượng bị thiên lệch dẫn đến mô hình không tin cậy.
4.2. Kiểm định Wald
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 định Breusch-Godfrey
Bảng 4.3.Kiểm định tự tương quan theo Breusch-Godfrey
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
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
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.