Lượng hóa tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế miền trung Việt Nam

Nội dung text: Lượng hóa tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế miền trung Việt Nam

1. Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 PHỤ LỤC Phụ lục 1 – Inflation, CPI over past 10 years (2007-2017) in Vietnam Phụ lục 2 – GDP growth rate past 10 years (2007-2018) in Vietnam 482
2. Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 LƯỢNG HÓA TÁC ĐỘNG CỦA ĐẦU TƯ TRỰC TIẾP NƯỚC NGOÀI ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ MIỀN TRUNG VIỆT NAM Dương Nguyễn Minh Huy Trường Đại học Kinh tế, Đại học Đà Nẵng TÓM TẮT Bài báo nghiên cứu tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) lên phát triển kinh tế của vùng Trung Bộ Việt Nam thông qua việc sử dụng số liệu bảng của mười bốn tỉnh thành Trung Bộ trong giai đoạn 2005- 2011. Kết quả nghiên cứu cho thấy sự tăng lên của FDI góp phần thúc đẩy sự tăng trưởng kinh tế của các địa phương trong vùng. Nghiên cứu còn nhận thấy sự tăng lên của chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh (PCI) và tỷ lệ đầu tư tư nhân trên GDP tác động tích cực đáng kể lên tăng trưởng kinh tế của khu vực này trong giai đoạn 2005-2011. Từ khóa: Đầu tư trực tiếp nước ngoài, FDI, tăng trưởng kinh tế, đầu tư công, đầu tư tư nhân, các tỉnh thành Trung Bộ. 1. Đặt vấn đề Phát triển kinh tế là một đề tài nghiên cứu nhận được sự quan tâm lớn của xã hội trong những năm gần đây. Các nghiên cứu ban đầu của Solow (1956) cho rằng thông thường tăng trưởng kinh tế của các quốc gia chịu ảnh hưởng bởi tỷ lệ đầu tư và tăng trưởng dân số của các quốc gia đó. Mankiw và cộng sự (1992) sau đó đã kiểm chứng mô hình Solow bằng cách sử dụng dữ liệu chéo (cross-sectional data) của nhiều quốc gia. Kết quả thực nghiệm của nghiên cứu này một lần nữa khẳng định vai trò quan trọng của đầu tư đến tăng trưởng kinh tế. Khan và Kumar (1997) mở rộng mô hình Solow khi phân tích ảnh hưởng của tỷ lệ đầu tư công và tỷ lệ đầu tư tư nhân đến tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển. Tiếp đó, một số công trình như Ramirez và Nazmi (2003), Gonzalez-Paramo và Martinez (2003), Milbourne, Otto và Voss (2003), Florio và Myles (2011) đã nghiên cứu tác động của đầu tư công và đầu tư tư nhân đến tăng trưởng kinh tế ở cấp khu vực và cấp địa phương. Theo các nghiên cứu của Aoki Masahiko, Kim Hyung-Ki và Masahiro Okuno-Fujiwara (1997), Hall và Charles (1999), Kauffman, Kraay và Pablo Zoido-Lobatón (1999), Khan (2007), Emara và Jhonsa (2014), bên cạnh đầu tư, năng lực điều hành của chính quyền cũng là một nhân tố quan trọng quyết định đến tăng trưởng. Một nhân tố khác cũng được giới nghiên cứu xem xét ảnh hưởng đến thúc đẩy phát triển kinh tế là đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI). FDI được nhìn nhận như một nguồn vốn từ nước ngoài kèm theo cách thức quản trị cùng kiến thức và công nghệ hiện đại góp phần tác động đến tăng trưởng (Johnson, 2006; Neuhaus, 2006; Ewing & Yang, 2009; Alfaro & Johnson, 2013). Với lý do đó, bài nghiên cứu này sẽ lượng hóa nhằm nghiên cứu, xem xét tác động của FDI đến tăng trưởng kinh tế của các tỉnh, thành phố thuộc vùng Trung Bộ Việt Nam. Đây là đề tài có tính cấp thiết đối với vùng Trung Bộ, góp phần ban hành chính sách thích hợp cho sự tăng trưởng khu vực miền Trung Việt Nam. 2. Mô hình, dữ liệu và phương pháp ước lượng 2.1. Mô hình Nghiên cứu xem xét mối quan hệ giữa tổng sản phẩm quốc nội (GDP) bình quân đầu người và tỷ lệ vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài bằng mô hình sau: yit = ( 푖it, 푅 퐿it) (1) Trong đó: i là địa phương trong vùng Trung Bộ Việt Nam, 483
3. Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 t là chỉ số thời gian, y biểu thị GDP bình quân đầu người, fdi là tỷ lệ vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) trên GDP, CONTROL biểu thị các biến được cho là tác động phổ biến lên tăng trưởng dựa trên các nghiên cứu của Solow (1956), Khan & Reinhart (1990); Coutinho & Gallo (1991), Mankiw & cộng sự (1992), Khan & Kumar (1997), Yamarik (2000), Wang & O’Brien (2003), Jose Manuel Gonzalez-Paramo & Diego Martinez (2003), Milbourne, Otto & Voss (2003), Florio & Myles (2011), Kauffman, Kraay & Pablo Zoido-Lobatón (1999), Khan (2007), Emara & Jhonsa (2014). Các biến phổ biến này được chọn dựa trên sự có sẵn về dữ liệu đối với các tỉnh thành Trung bộ. Theo đó, CONTROL bao gồm các biến về tỷ lệ đầu tư công (Ig), tỷ lệ đầu tư tư nhân (Ip), tăng trưởng dân số (n) và chỉ số năng lực cạnh tranh các tỉnh thành (PCI). Do đó, mô hình (1) có thể được thể hiện dưới dạng sau: 훽1푖 훽2푖 훽3푖 훽4푖 훽5푖 푖푡 = 푖푖푡 푖푡 푖푡 푛푖푡 푃 푖푡 푒 (휀푖푡) (2) trong đó, 훽s là độ co giãn và 휀it là sai số. Lấy logarit tự nhiên của phương trình (2), ta có phương trình log-tuyến tính như sau: 푙푛 푖푡 = 훽1푖 푙푛 푖푖푡 + 훽2푖 푙푛 푖푡 + 훽3푖 푙푛 푖푡 + 훽4푖 푙푛 푛푖푡 + 훽5푖 푙푛 푃 푖푡 + 휀푖푡 (3) trong đó, ln biểu thị logarit tự nhiên. Dạng log-tuyến tính này cho phép giải thích các hệ số trong phương trình (3) như độ co giãn. Ngoài ra, dạng phương trình này còn góp phần khắc phục hiện tượng phương sai của sai số thay đổi (Gurajati và Porter, 2009; Wooldridge, 2013). Biến phụ thuộc, y, trong nghiên cứu này được đo bằng GDP bình quân đầu người ở mỗi địa phương trong vùng Trung Bộ Việt Nam. Các số liệu về GDP bình quân đầu người danh nghĩa được thu thập từ Tổng cục Thống kê Việt Nam và được chuyển đổi thành giá so sánh năm 2010. 2.2. Dữ liệu Dữ liệu về các biến giải thích gồm tỷ lệ đầu tư công, Ig, và tỷ lệ đầu tư tư nhân, Ip, được thu thập từ Niên giám thống kê hàng năm của từng địa phương và được chuyển đổi thành giá so sánh năm 2010. Biến giải thích sự tăng trưởng dân số, n, được tính toán từ số liệu về dân số hàng năm của từng địa phương, được thu thập từ Niên giám thống kê hàng năm. Dữ liệu về FDI được thu thập từ nguồn vốn của doanh nghiệp đầu tư trực tiếp nước ngoài được thống kê điều tra trong các sách “Đầu tư nước ngoài tại Việt Nam 7 năm đầu thế kỷ XXI” và “Doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài giai đoạn 2006-2011” của Nhà xuất bản Thống kê (Tổng cục thống kê, Bộ Kế hoạch và Đầu tư)1 và được chuyển đổi thành giá so sánh năm 2010. Đối với biến số PCI, chúng tôi sử dụng chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh từ Phòng Thương mại và Công nghiệp Việt Nam (VCCI) và Cơ quan Phát triển quốc tế Hoa Kỳ (USAID). Chỉ số này được VCCI phối hợp với USAID khảo sát và thực hiện hàng năm từ năm 2005. Theo VCCI và USAID, chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh phản ánh chất lượng điều hành của chính quyền địa phương, chỉ số này càng cao khi đảm bảo được các khía cạnh sau: 1) chi phí gia nhập thị trường thấp; 2) tiếp cận đất đai dễ dàng và sử dụng đất ổn định; 3) môi trường kinh doanh minh bạch và thông tin kinh doanh công khai; 4) chi phí không chính thức thấp; 5) thời gian thanh tra, kiểm tra và thực hiện các quy định, thủ tục hành chính nhanh chóng; 6) môi trường cạnh tranh bình đẳng; 7) lãnh đạo tỉnh năng động, sáng tạo trong giải quyết vấn đề cho doanh nghiệp; 8) dịch vụ hỗ trợ doanh nghiệp phát triển, chất lượng cao; 9) chính sách đào tạo lao động tốt; và 10) thủ tục giải quyết tranh chấp công bằng, hiệu quả. 1 Thu thập dữ liệu về FDI tại các tỉnh thành ở Việt Nam là một thách thức đối với các nghiên cứu trong bối cảnh thống kê trong nước. May mắn thay, Tổng cục Thống kê Việt Nam thực hiện điều tra doanh nghiệp FDI và thống kê nguồn vốn FDI của các tỉnh thành hàng năm từ năm 2000 đến 2011 và xuất bản trong các sách “Đầu tư nước ngoài tại Việt Nam 7 năm đầu thế kỷ XXI” và “Doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài giai đoạn 2006-2011” của Nhà xuất bản Thống kê. Do đó, bài nghiên cứu này sử dụng các dữ liệu về vốn FDI được xuất bản trong các sách này của Tổng cục Thống kê. Do số liệu về vốn FDI trong các tài liệu này chỉ có trong các năm 2000 đến 2011, kết hợp với số liệu về chỉ sổ cạnh tranh cấp tỉnh, PCI, chỉ có từ năm 2005 trở đi; dẫn đến bộ số liệu (dataset) dùng được trong bài nghiên cứu này là trong giai đoạn từ năm 2005 đến năm 2011. 484
4. Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 Theo đó, nghiên cứu sẽ sử dụng dữ liệu bảng (panel data) của 14 tỉnh thành của vùng Trung Bộ, bao gồm Thanh Hóa, Nghệ An, Hà Tĩnh, Quảng Bình, Quảng Trị, Thừa Thiên Huế, Đà Nẵng, Quảng Nam, Quảng Ngãi, Bình Định, Phú Yên, Khánh Hòa, Ninh Thuận và Bình Thuận, trong giai đoạn 2005-2011. 2.3. Phương pháp ước lượng Về phương pháp ước lượng, mô hình tăng trưởng có dạng tổng quát sau: 푖푡 = 훽푖 푖푡 + 휀푖푡 (4) trong đó y là biến phụ thuộc, x chỉ các biến độc lập và β là hệ số. Mô hình (4) thường được ước tính theo phương pháp Pooled OLS (POLS), phương pháp ảnh hưởng ngẫu nhiên (RE) và phương pháp ảnh hưởng cố định (FE) (Greene, 2007; Baltagi, 2013). Phương pháp POLS sử dụng phương pháp hồi quy bình phương bé nhất trên cơ sở gộp chung tất cả các quan sát mà bỏ qua sự khác biệt của các địa phương. Nói cách khác, phương pháp này không xem xét các tác động không thay đổi theo thời gian của từng địa phương như khí hậu, tài nguyên thiên nhiên và những nguồn lực sẵn có khác. Đây là những nhân tố có tác động đến tăng trưởng kinh tế. Do vậy, những ước lượng được tính dựa vào phương pháp này có thể có độ tin cậy cao nhưng sẽ bị thiên lệch (biased). Trong khi đó, đối với phương pháp RE và FE, ảnh hưởng bất biến theo thời gian của từng địa phương được xem xét và đưa vào mô hình hồi quy như những ảnh hưởng ngẫu nhiên và cố định. Các mô hình ước lượng RE và FE có dạng tổng quát sau đây: 푖푡 = 훽푖 푖푡 + 휇푖 + 휀푖푡 (5) trong đó 휇푖 biểu thị sự khác biệt giữa các địa phương. Theo Wooldrige (2002) và Baltagi (2013), để chọn POLS hay RE, kiểm định Breusch-Pagan Lagrange multiplier (LM) nên được sử dụng. Giả thiết Ho trong kiểm định LM là không tồn tại ảnh hưởng cố định của các địa phương trong mô hình. Nếu giả thuyết này bị bác bỏ, mô hình RE sẽ được sử dụng thay vì POLS, và ngược lại. Ở một khía cạnh khác, Greene (2007) và Baltagi (2013) cho rằng cần sử dụng kiểm định Hausman để quyết định sử dụng mô hình FE hay mô hình RE. Theo Greene (2007) và Baltagi (2013), nếu giả thiết Ho trong kiểm định Hausman bị bác bỏ, mô hình FE nên được sử dụng, và ngược lại. Trong nghiên cứu này, nhóm tác giả sử dụng cả ba phương pháp trên (POLS, RE, FE) để ước lượng và sau đó thực hiện các kiểm định LM và Hausman để lựa chọn mô hình thích hợp. Các kết quả ước lượng thực nghiệm sẽ được trình bày trong phần tiếp theo. 3. Kết quả và thảo luận Bảng 1 mô tả ma trận tương quan giữa các biến trong mô hình nghiên cứu. Kết quả cho thấy các cặp biến trong mô hình đều có hệ số tương quan với giá trị tuyệt đối nhỏ hơn 0,8 (trong trường hợp nghiên cứu nhỏ hơn 0,55). Thông thường, hệ số tương quan giữa các biến nhỏ hơn 0,8 có thể được xem không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình nghiên cứu. Do vậy, chúng ta có thể kết luận dữ liệu nghiên cứu không xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến.2 Bảng 1: Ma trận tương quan giữa các biến trong mô hình nghiên cứu Biến số y ln fdi ln Ig ln Ip ln n ln PCI y 1,000 ln fdi 0,488 1,000 2 Như một quy tắc theo kinh nghiệm, đa cộng tuyến không phải là vấn đề nghiêm trọng nếu hệ số tương quan giữa hai biến độc lập nhỏ hơn 0.8 (Gurajati và Porter, 2009). 485
5. Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 ln Ig -0,059 -0,202 1,000 ln Ip -0,062 -0,353 -0,298 1,000 ln n 0,322 0,303 0,027 -0,327 1,000 ln PCI 0,540 0,489 0,126 0,300 0,200 1,000 Nguồn: Tính toán của tác giả. Các ước lượng theo phương pháp OLS, FE và RE được trình bày trong Bảng 2, Trong ước lượng POLS, biến số đầu tư trực tiếp nước ngoài, 푙푛 푖푖푡, có ý nghĩa thống kê ở mức 1 phần trăm với hệ số được tìm thấy là 0,078. Kết quả này chỉ ra rằng FDI có tác dụng thúc đẩy tăng trưởng kinh tế vùng Trung Bộ, cụ thể là khi tỷ lệ đầu tư FDI trên GDP vào khu vực Trung Bộ tăng 1 phần trăm sẽ thúc đẩy GDP bình quân đầu người ở khu vực này tăng thêm ở mức xấp xỉ 0,078 phần trăm. Các hệ số của các biến: chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh, 푙푛 푃 푖푡, và tỷ lệ đầu tư tư nhân, 푙푛 푖푡, cũng có độ tin cậy cao (99%) và độ co giãn tương ứng được ước đoán là 1,228 và 0,201. Điều này ngụ ý rằng trung bình một phần trăm gia tăng trong chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh làm gia tăng GDP bình quân đầu người của các địa phương trong vùng Trung Bộ Việt Nam trong giai đoạn 2005-2011 lên 1,228 phần trăm; đồng thời, mức tăng một phần trăm của tỷ lệ đầu tư tư nhân làm GDP bình quân đầu người tăng xấp xỉ 0,201 phần trăm. Trong khi đó, biến đầu tư công cũng được tìm thấy với hệ số 0,013, tuy nhiên không có ý nghĩa thống kê. Hệ số của biến tăng trưởng dân số là có độ tin cậy khá cao (95%) khi sử dụng ước lượng POLS với giá trị 0,089; ngụ ý rằng sự tăng trưởng dân số có tác động tích cực và đáng kể đến GDP bình quân đầu người của các tỉnh thành. Lưu ý rằng các ước lượng bằng phương pháp POLS có thể bị thiên lệch vì sử dụng phương pháp POLS đã bỏ qua sự khác biệt giữa các địa phương. Điều này cũng giống như việc bỏ qua các biến giải thích có liên quan, cho nên các kết quả ước lượng sẽ không chính xác. Ngoài ra, kết quả từ kiểm định LM cũng đã bác bỏ giả thiết Ho tại 1% mức ý nghĩa, có nghĩa rằng phương pháp RE là thích hợp hơn so với phương pháp POLS. Trong ước lượng FE, hệ số ước lượng của biến số tỷ lệ đầu tư được tìm thấy là 0,098 có nghĩa thống kê ở mức 1 phần trăm, hàm ý rằng tỷ lệ FDI trên GDP tăng thêm 1 phần trăm thì sẽ thúc đẩy GDP đầu người của các tỉnh thành Trung Bộ tăng thêm 0,098 phần trăm. Các hệ số của các biến về chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh, 푙푛 푃 푖푡 và tỷ lệ đầu tư tư nhân, 푙푛 푖푡, có độ tin cậy 99% với giá trị tương ứng xấp xỉ là 0,836 và 0,292. Điều này có nghĩa năng lực cạnh tranh và tỷ lệ đầu tư tư nhân tác động tích cực đến GDP bình quân đầu người của các tỉnh thành trong vùng Trung Bộ Việt Nam. Hai biến còn lại là tỷ lệ đầu tư công và sự tăng trưởng dân số được tìm thấy không có ý nghĩa thống kê trong ước lượng FE. Trong ước lượng RE, biến số tỷ lệ đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI có hệ số ước đoán là 0,103 với độ tin cậy cao (99%). Điều này chỉ ra rằng FDI có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế, cụ thể là nếu tỷ lệ đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI tăng thêm 1 phần trăm thì sẽ thúc đẩy GDP bình quân đầu người của các tỉnh thành thuộc vùng Trung Bộ Việt Nam trong giai đoạn 2005-2011 tăng thêm 0,103 phần trăm. Biến số về năng lực cạnh tranh cấp tỉnh, PCI, có ý nghĩa thống kê ở mức 1 phần trăm với hệ số được tìm thấy là 0,927, hàm ý rằng khi chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh tăng một phần trăm thì GDP bình quân đầu người của tỉnh thành Trung bộ tương ứng sẽ tăng 0,927 phần trăm. Hệ số của các biến của tỷ lệ đầu tư tư nhân là có ý nghĩa thống kê ở mức xấp xỉ 1 phần trăm và có tác động tích cực với giá trị là 0,277. Điều này cho thấy khi gia tăng một phần trăm trong tỷ lệ đầu tư tư nhân sẽ làm cho GDP bình quân đầu người của các tỉnh/thành phố thuộc vùng Trung Bộ Việt Nam trong giai đoạn 2005-2011 tăng lên khoảng 0,277 phần trăm. Trong khi đó, tương tự như ước lượng FE, các biến tỷ lệ đầu tư công và tỷ lệ tăng dân số được tìm thấy là không có ý nghĩa thống kê trong ước lượng RE. 486
6. Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 Bảng 2: Kết quả ước lượng (1) (2) (3) POLS FE RE Đầu tư trực tiếp nước ngoài, 풍풏 풇풅풊풊풕 0,078 0,098 0,103 (0,026) (0,040) (0,031) Tỷ lệ đầu tư công, 푙푛 푖푡 0,013 -0,115 -0,065 (0,057) (0,151) (0,125) Tỷ lệ đầu tư tư nhân, 푙푛 푖푡 0,201 0,292 0,277 (0,057) (0,057) (0,087) Tốc độ tăng dân số, 푙푛 푛푖푡 0,089 0,183 0,040 (0,036) (0,223) (0,050) Năng lực cạnh tranh cấp tỉnh, 푙푛 푃 푖푡 1,228 0,836 0,927 (1,050) (1,140) (0,214) Ghi chú: có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, * có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Sai số chuẩn trong ngoặc đơn. Trong mô hình hồi quy POLS, RE và FE, sai số chuẩn đã được điều chỉnh để không bị hiện tượng phương sai không đồng nhất và tương quan chuỗi (robust to heteroskedasticity and serial correlation). Kiểm định LM khuyến nghị nên sử dụng ước lượng RE thay vì ước lượng POLS (p-value=0,01). Kiểm định Hausman khuyến nghị nên sử dụng ước lượng RE thay cho ước lượng FE (p-value=0,71). Nguồn: Tính toán của tác giả. Điều đáng lưu ý, tác động của đầu tư trực tiếp nước người đến tăng trưởng kinh tế trong vùng được tìm thấy có độ tinh cậy cao (99%) và có tác động tích cực trong cả ba phương pháp ước lượng (POLS, FE, RE), qua đó thể hiện tính bền vững của nhận định FDI có tác động tích cực lên tăng trường kinh tế của vùng Trung Bộ. Tương tự như vậy, các tác động của năng lực cạnh tranh cấp tỉnh và tỷ lệ đầu tư tư nhân cũng có độ tin cậy cao và có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế của vùng Trung bộ trong cả ba phương pháp ước lượng. Tuy nhiên, biến số đầu tư công lại được tìm thấy không có ý nghĩa thống kê đối với tăng trưởng kinh tế vùng Trung Bộ trong các phương pháp ước lượng. Đối với biến còn lại, khi sử dụng POLS, tăng trưởng dân số được tìm thấy có tác động dương đến tăng trưởng kinh tế tuy nhiên khi sử dụng các phương pháp FE và RE, tăng trưởng dân số được tìm thấy không có tác động đến GDP bình quân đầu người của các địa phương trong trong vùng Trung Bộ trong giai đoạn 2005-2011. Kiểm định Hausman (với giá trị p là 0,71) đã cho thấy rằng việc ước lượng bằng phương pháp RE sẽ là thích hợp hơn so với phương pháp FE. Vì vậy, trong các phương pháp POLS, RE và FE, kết quả của ước lượng RE là có giá trị tham khảo nhất trong nghiên cứu này. 4. Kết luận và gợi ý chính sách Nghiên cứu đã sử dụng dữ liệu bảng của 14 tỉnh thành tại vùng Trung Bộ trong giai đoạn 2005-2011 nhằm lượng hóa tác động của tỷ lệ đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI, tỷ lệ đầu tư công, tỷ lệ đầu tư tư nhân, tốc độ tăng dân số và chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh đối với tăng trưởng kinh tế của vùng. Kết quả thực nghiệm cho thấy đầu tư trực tiếp nước ngoài có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế của các tỉnh thành miền Trung Việt Nam. Điều này cho thấy rằng các tỉnh thành ở khu vực miền Trung nên chú trọng, ban hành các chính sách và tạo điều kiện hơn nữa trong việc phát triển, thu hút nguồn vốn FDI từ các 487
7. Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 nhà đầu tư nước ngoài nhằm mang đến sự phát triển kinh tế trong vùng. Cùng với đó, năng lực cạnh tranh cấp tỉnh, đại diện bởi chỉ số tổng hợp PCI, cũng được tìm thấy có tác động tích cực đáng kể đến tăng trưởng kinh tế các địa phương trong vùng. Điều này chỉ ra rằng năng lực, hiệu quả điều hành của chính quyền địa phương, sự minh bạch, công bằng và bình đẳng trong các quy định và chính sách pháp luật, chất lượng lao động và môi trường kinh doanh thuận lợi là những nhân tố vô cùng quan trọng cho tăng trưởng của các địa phương. Bên cạnh đó, đầu tư từ khu vực công và khu vực tư nhân có tác động khác nhau đến tăng trưởng kinh tế. Trong khi tỷ lệ đầu tư công được tìm thấy không có tác động ý nghĩa đến tăng trưởng của các tỉnh thành tại vùng Trung Bộ trong giai đoạn 2005-2011, thì tỷ lệ đầu tư tư nhân lại có tác động tích cực đáng kể đến tăng trưởng với độ tin cậy ở mức cao trong các kết quả thực nghiệm. Điều này cho thấy đầu tư công tại vùng Trung Bộ trong các năm qua là chưa thực sự hiệu quả và chưa góp phần quan trọng vào tăng trưởng kinh tế của vùng. Kết quả thực nghiệm này cho thấy rằng chính phủ và các chính quyền địa phương nên chú trọng vào việc nâng cao hiệu quả đầu tư từ khu vực công cũng như tạo ra một môi trường cạnh tranh bình đẳng đối với các doanh nghiệp quốc doanh và ngoài quốc doanh; từng bước cổ phần hóa hiệu quả các doanh nghiệp nhà nước, đồng thời khuyến khích các doanh nghiệp ngoài nhà nước hoạt động trong các ngành công nghiệp hay dịch vụ mà nhà nước hiện đang hoạt động chưa hiệu quả. TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Alfaro, L. and Johnson, M, (2013) Foreign Direct Investment and Growth, Chap, 20. In: The Evidence and Impact of Financial Globalization, edited by Gerard Caprio, pp. 299–307, Elsevier. [2] Aoki Masahiko, Kim Hyung-Ki, and Masahiro Okuno-Fujiwara (eds) (1997) The role of government in East Asian economic development: Comparative institutional analysis. Oxford: Clarendon Press. [3] Baltagi, B,H, (2013) Econometric analysis of panel data, 5th ed, Chichester: John Wiley and Sons, [4] Eastly, W. and Rebelo, S. (1993) Fiscal policy and economic growth: An empirical investigation. Journal of Monetary Economics. Vol.32, pp.417-458. [5] Emara, N. and Jhonsa, E. (2014), Governance and economic growth: The case of Middle East and North African countries. Journal of Development and Economic Policies, Vol.16(1), pp.47-71. [6] Ewing, B.T. and Yang, B. (2009) The diferential growth effect of FDI across US regions. International Economic Journal. Vol,23(4), pp,511-525. [7] Gonzalez-Paramo, J.M. and Martinez, D. (2003) Convergence across Spanish regions: New evidence on the effects of public investment. Review of Regional Studies. Vol. 33(2), pp.184-205. [8] Greene, W.H. (2007) Econometric analysis, 6th ed, New Jersey: Prentice Hall. [9] Gurajati, D. and Porter, D.C. (2009) Basic econometrics, 5th ed, London: McGraw-Hill. [10] Hall, Robert and Charles Jones (1999) Why do some countries produce so much more output per worker than others? Quarterly Journal of Economics. Vol. 114 (1), pp.83-116. [11] Johnson, A. (2006) The Effects of FDI Inflows on Host Country Economic Growth, CESIS Working Paper Series in Economics and Institutions of Innovation. [12] Kauffman, D., Kraay, A. and Pablo Zoido-Lobatón (1999) Governance matters. World Bank Policy Working Paper No. 2196. Washington DC: World Bank. [13] Kaufmann, D., Kraay, A. and Massimo Mastruzzi (2005) Governance matters IV: Governance indicators for 1996-2004. Washington DC: World Bank. [14] Khan, M.S. and Kumar, M.S. (1997) Public and private investment and the growth process in developing countries. Oxford Bulletin of Economics and Statistics. Vol. 59, pp.69–88. [15] Khan, Mushtaq H. (2007) Governance, economic growth and development since the 1960s. Department of Economics and Social Affairs Working Papers No. 54. United Nations. [16] Mankiw, N.G., Romer, D. and Weil, D.N. (1992) A contribution to the empirics of economic growth. 488
8. Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 Quarterly Journal of Economics. Vol.107(2), pp.407-437. [17] McQuinn, Kieran and Whelan, Karl (2006) Solow (1956) as a model of cross-country growth dynamics. Central Bank and Financial Services Authority of Ireland. [18] Milboune, G., Otto, G. and Voss, G. (2003) Public investment and economic growth. Applied Economics. Vol.35(5), pp.515-526. [19] Neuhaus, M. (2006) The impact of FDI on economic growth: An analysis for the transition countries of Central and Eastern Europe. Physica-Verlag, Heidelberg. [20] Ramirez, M.D. and Nazmi, N. (2003) Public investment and economic growth in Latin America: An empirical test. Review of Development Economics. Vol.7(1), pp.115-126. [21] Solow, R.M. (1956) A contribution to the theory of economic growth. Quarterly Journal of Economics. Vol.70(1), pp.65-94. [22] Tatom, J.A. (1991) Public capital and private sector performance. Federal Reserve Bank of St. Louis Review, 7, pp.3-15. [23] Wang, Zheng and O’Brien, Raymond (2003) The coastal-inland income gap in China during the 1990s: The role of geography and policy. Department of Economics, University of Southampton. [24] Wooldridge, J.M. (2002) Econometric analysis of cross section and panel data. London: MIT Press. [25] Wooldridge, J.M. (2013) Introductory econometrics: A modern approach, 2nd ed, London: Cengage Learning. [26] Yamarik, S. (2000) Solow and the States: A panel data approach. Department of Economics, University of Akron. 489