CHƯƠNG 4: TÁC ĐỘNG CỦA ĐẦU TƯ TRỰC TIẾP NƯỚC NGOÀI ĐẾN CÔNG NGHIỆP HÓA TỈNH THÁI NGUYÊN
4.4. Tác động của FDI tới công nghiệp hóa tỉnh Thái Nguyên
4.4.2. Kết quả ước lượng
Ước lượng OLS được thực hiện để ước lượng các tham số β0, β1, β2, β3, β4 trong các mô hình (4.1), (4.2), (4.3) và (4.4). Kết quả ước lượng được thể hiện ở Bảng 4.6 dưới đây.
Bảng 4.6: Kết quả ước lượng tác động của FDI tới các biến đo lường CNH tỉnh Thái Nguyên Tăng trưởng
kinh tế (GDP/người)
Chuyển dịch cơ cấu kinh
tế (Tốc độ CDCCKT)
Chuyển dịch cơ cấu lao động (Tốc
độ CDCCLĐ)
Đô thị hóa (dân số
đô thị)
Chỉ số CNH
FDI 0,0288**
(0,036)
0,7605**
(0,029)
2,7600***
(0,002)
0,0153**
(0,025)
1,96.10-9***
(0,001) Vốn trong nước - 0,0523
(0,455) 4,6136**
(0,017)
1,08.10-8**
(0,016) Lao động 3,7724***
(0,000) 23,6807**
(0,014) 0,8404***
(0,000) 5,46.10-7**
(0,029) Chuyển dịch cơ
cấu kinh tế
0,4147***
(0,002) Chuyển dịch cơ
cấu lao động
0,0077***
(0,003)
Hội nhập kinh tế 0,0475**
(0,017) Constant -47,2498***
(0,000)
-380,306***
(0,002)
5,1628***
(0,009)
1,0297 (0,672)
0,1181 (0,308)
R-squared 0,9855 0,9614 0,7562 0,9676 0,9799
*** có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và ** ở mức 5%. Số trong ngoặc đơn là giá trị p.
Nguồn: Kết quả hồi quy của tác giả
Tiếp đến, nghiên cứu cũng tiến hành kiểm tra các khuyết tật của mỗi mô hình hồi quy như kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến, hiện tượng phương sai của sai số thay đổi, hiện tượng tự tương quan và hiện tượng thiếu biến. Kết quả kiểm tra khuyết tật của các mô hình hồi quy được thể hiện ở Bảng 4.7.
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định khuyết tật của các mô hình hồi quy Kiểm định Mô hình
tác động của FDI tới
TTKT
Mô hình tác động của FDI tới
CDCCKT
Mô hình tác động của FDI tới
CDCCLĐ
Mô hình tác động của FDI tới
ĐTH
Mô hình tác động của FDI tới chỉ số CNH Đa cộng tuyến
(chỉ số VIF)
6,47 6,47 1,39 4,54 7,85
Phương sai của sai số thay đổi
(White’s test)
Prob = 0,4213
Prob = 0,8500
Prob = 0,1278
Prob = 0,2305
Prob = 0,1730 Tự tương quan
(Breusch- Godfrey’s test)
Prob = 0,4837
Prob = 0,2813
Prob = 0,1290
Prob = 0,6475
Prob = 0,1940 Thiếu biến độc
lập
Prob = 0,1653
Prob = 0,2817
Prob = 0,7840
Prob = 0,2078
Prob = 0,4521 Nguồn: Tính toán của tác giả.
Kết quả kiểm tra cho thấy các mô hình không vi phạm các giả thuyết, hay nói cách khác, các ước lượng tham số trong mỗi mô hình đảm bảo độ tin cậy và có ý nghĩa thống kê.
Như vậy, kết quả ước lượng tác động của FDI tới các biến đo lường CNH ở Bảng 4.6 chỉ ra rằng:
(i) Mô hình hàm sản xuất dạng Cobb – Douglas về tác động của yếu tố vốn (gồm vốn trong nước, vốn FDI) và lao động đến tăng trưởng kinh tế đảm bảo ý nghĩa thống kê. Kết quả ước lượng chỉ ra rằng, 98,55% sự thay đổi trong tăng trưởng kinh tế tỉnh Thái Nguyên trong giai đoạn vừa qua được giải thích bởi tác động của vốn FDI, vốn trong nước và lao động. Cụ thể, khi vốn FDI tăng lên 1% thì GDP/người tỉnh Thái Nguyên tăng lên 0,0288% ở mức ý nghĩa thống kê 5%. Cũng như vốn FDI, lao động và GDP/người có tác động thuận chiều lên tăng trưởng kinh tế. Ở mức ý nghĩa 1%, khi lao động tăng lên 1% làm cho GDP/người tăng 3,7724%. Tác động của vốn trong nước đến tăng trưởng kinh tế không có ý nghĩa ở mô hình này. Kết quả này cho thấy, tăng trưởng kinh tế tỉnh Thái Nguyên trong thời gian qua có sự đóng góp rất lớn của vốn
FDI và lao động, đặc biệt là yếu tố lao động. Kết quả này cũng phù hợp với phân tích trước đó về những đóng góp của nguồn vốn FDI đối các yếu tố tăng trưởng như: tỷ trọng vốn FDI ngày càng lớn trong tổng vốn đầu tư phát triển toàn xã hội, xuất khẩu của khu vực FDI chiếm 98,43% tổng kim ngạch xuất khẩu toàn tỉnh vào năm 2015.
Bên cạnh đó, đóng góp của khu vực FDI vào nguồn thu ngân sách nhà nước của tỉnh khá cao, đạt 18,7%. Ngoài ra, FDI có ảnh hương tích cực đến năng lực cạnh tranh của tỉnh, đến năng suất lao động và thúc đẩy mạnh sự phát triển ngành công nghiệp, tạo ra bước đột phá quan trọng trong tốc độ tăng GDP của tỉnh trong những năm gần đây.
Cuối cùng, kết quả thực nghiệm trong nghiên cứu này phù hợp với nhiều nghiên cứu thực nghiệm về tác động của FDI đến tăng trưởng kinh tế, trong đó FDI có tác động thuận chiều và có ảnh hưởng đáng kể đến tăng trưởng kinh tế.
(ii) Sử dụng mô hình (4.1) để ước lượng tác động giữa các biến độc lập, trong đó có FDI đến chuyển dịch cơ cấu kinh tế tỉnh Thái Nguyên. Kết quả ước lượng ở Bảng 4.6 cho thấy rằng 96,14% sự thay đổi trong tốc độ chuyển dịch cơ cấu kinh tế tỉnh Thái Nguyên được giải thích bởi tác động của các biến độc lập là vốn FDI, vốn trong nước và lao động. Tất cả các biến độc lập đưa vào mô hình đều có ý nghĩa thống kê. Cụ thể, FDI có tác động thuận chiều lên chuyển dịch cơ cấu kinh tế và khi FDI tăng lên 1% thì chuyển dịch cơ cấu kinh tế tăng lên 0,7605%. Khác với mô hình tăng trưởng kinh tế ở trên, trong mô hình này vốn trong nước có tác động tích cực đến chuyển dịch cơ cấu kinh tế và khi vốn trong nước tăng 1% thì tốc độ chuyển dịch cơ cấu kinh tế tăng 4,6136% ở mức ý nghĩa 5%. Giống như vai trò đối với tăng trưởng kinh tế của tỉnh, lao động là yếu tố có ảnh hưởng rất lớn đến chuyển dịch cơ cấu kinh tế. Ở mức ý nghĩa 5%, khi lao động tăng 1% thì tốc độ chuyển dịch cơ cấu kinh tế tăng 23,6807%. Điều đó cho thấy vai trò quan trọng của lao động đối với tăng trưởng và phát triển kinh tế tỉnh Thái Nguyên trong thời gian qua. Kết quả nghiên cứu này một lần nữa khẳng định vai trò của nguồn vốn FDI đối với việc thúc đẩy quá trình chuyển dịch cơ cấu kinh tế của tỉnh Thái Nguyên, góp phần bổ sung thêm bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa FDI và chuyển dịch cơ cấu kinh tế ở địa phương cấp tỉnh.
(iii) Kết quả ước lượng mô hình (4.2) được thể hiện ở Bảng 4.6 cho thấy, mô hình hồi quy có ý nghĩa thống kê và tất cả các biến số đưa vào mô hình đều có ý nghĩa ở mức 1%. Trong mô hình này, 75,62% sự thay đổi của tốc độ chuyển dịch cơ cấu lao động được giải thích bởi sự tác động của yếu tố vốn FDI và chuyển dịch cơ cấu kinh tế. Trong đó, vốn FDI tăng thêm 1 triệu đồng thì cơ cấu lao động chuyển dịch tăng 2,76 điểm phần trăm và khi tốc độ chuyển dịch cơ cấu kinh tế tăng 1 điểm phần trăm thì tốc độ chuyển dịch cơ cấu lao động tăng 0,4147 điểm phần trăm. Kết quả ước
lượng này phù hợp với những phân tích thống kê và tương quan về tác động của FDI đối với cơ cấu lao động và chuyển dịch cơ cấu lao động tỉnh Thái Nguyên. Kết quả ước lượng này một lần nữa khẳng định rằng FDI là nhân tố quan trọng thúc đẩy quá trình chuyển dịch cơ cấu lao động tỉnh Thái Nguyên trong thời gian qua.
(iv) Kết quả ước lượng mô hình (4.3) được thể hiện ở Bảng 4.6 cho thấy mô hình hồi quy này cũng đảm bảo ý nghĩa thống kê khi chỉ số R-squared đạt 96,76% và các biến độc lập chính đưa vào mô hình đều có ý nghĩa thống kê. Chỉ số R-squared của mô hình cho thấy 96,76% sự thay đổi của biến số đô thị hóa được giải thích bởi sự tác động của các biến độc lập của mô hình là vốn FDI, quy mô lao động và tốc độ chuyển dịch cơ cấu lao động. Kết quả ước lượng cũng cho thấy, các biến độc lập này đều có tác động tích cực đối với quá trình đô thị hóa tỉnh Thái Nguyên trong giai đoạn nghiên cứu. Cụ thể, khi FDI tăng lên 1% thì dân số đô thị tăng 0,0153%; khi lao động tăng 1% thì dân số đô thị tăng 0,8404% và khi chuyển dịch cơ cấu lao động tăng lên 1% thì dân số đô thị tỉnh Thái Nguyên tăng 0,007%. Quá trình đô thị hóa tỉnh Thái Nguyên trong những năm gần đây tăng mạnh, nhờ sự chuyển dịch lao động từ khu vực nông thôn, lao động nông nghiệp sang lao động công nghiệp ở khu vực đô thị dẫn đến đẩy nhanh tốc độ đô thị hóa của tỉnh. Quá trình này cũng có vai trò tích cực của nguồn vốn FDI và khu vực có vốn FDI trên địa bàn tỉnh Thái Nguyên khi góp phần phát triển các khu công nghiệp, cụm công nghiệp dẫn đến đẩy nhanh quá trình di dân nông thôn ra thành thị. Bên cạnh đó, FDI góp phần hoàn thiện cơ sở hạ tầng kỹ thuật và hạ tầng xã hội, góp phần nâng cao mức sống người dân đô thị thông qua tác động đến tăng trưởng và phát triển kinh tế của tỉnh trong thời gian qua. Kết quả này một lần nữa khẳng định vai trò của FDI trong việc thúc đẩy quá trình đô thị hóa tỉnh Thái Nguyên theo cả chiều rộng và chiều sâu.
(v) Kết quả ước lượng mô hình (4.4) về tác động của các biến độc lập, trong đó có FDI đến chỉ số CNH được thể hiện ở Bảng 4.6 cũng cho thấy, mô hình hồi quy có ý nghĩa thống kê và tất cả các biến số đưa vào mô hình đều có ý nghĩa ở mức 1% và 5%. Trong mô hình này, 97,99% sự thay đổi của chỉ số CNH được giải thích bởi sự tác động của yếu tố vốn FDI, vốn trong nước, lao động và hội nhập kinh tế. Kết quả ước lượng cũng cho thấy FDI có tác động cùng chiều đến chỉ số CNH. Cụ thể, khi vốn FDI tăng thêm 1 triệu đồng thì chỉ số CNH tăng 1,96.10-9 điểm phần trăm. Hội nhập kinh tế cũng là yếu tố có ảnh hưởng quan trọng đến quá trình CNH tỉnh Thái Nguyên trong giai đoạn nghiên cứu.
Dựa trên kết quả ước lượng và những phân tích ở trên có thể thấy rằng, FDI có tác động tích cực, thúc đẩy quá trình CNH thông qua tác động tích cực đến các biến số đo lường CNH tỉnh Thái Nguyên. Kết quả thực nghiệm trong nghiên cứu này phù hợp với kết quả của nhiều nghiên cứu trước đó, ở phạm vi quốc gia cũng như địa phương.
Đối với tỉnh Thái Nguyên, sự gia tăng mạnh dòng vốn FDI trong những năm gần đây có thể nói làm thay đổi diện mạo của tỉnh, đưa Thái Nguyên đạt được nhiều chỉ tiêu phát triển kinh tế – xã hội và có thể sớm bắt kịp với nhịp độ phát triển của cả nước.