Nghiên cứu mối quan hệ giữa FDI, xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế của Việt Nam - Giai đoạn 1986-2015

Nội dung text: Nghiên cứu mối quan hệ giữa FDI, xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế của Việt Nam - Giai đoạn 1986-2015

1. NGHIÊN CỨUMỐI QUAN HỆ GIỮA FDI, XUẤT KHẨU VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ CỦA VIỆT NAM - GIAI ĐOẠN 1986-2015 RESEARCH ON THE RELATIONSHIP BETWEEN FDI, EXPORT AND GROWTH ECONOMY OF VIETNAM - THE PERIOD 1986-2015 ThS. Trịnh Công Sơn Trường Đại học Thương mại Tóm tắt Bài viết nghiên cứu tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài và xuất khẩu đến tăng trưởng kinh tế của Việt Nam với số liệu chuỗi thời gian trong giai đoạn 1986-2015 dựa trên một số mô hình định lượng như đồng liên kết ARDL và mô hình ARDL hiệu chỉnh sai số (ECM). Kết quả nghiên cứu chỉ ra được mối quan hệ dài hạn giữa các biến FDI, xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, trái với mong đợi,bài nghiên cứu không chỉ ra được ý nghĩa thống kê về tác động tích cực của FDI tới tăng trưởng kinh tế. Đối với tác động của xuất khẩu đến tăng trưởng kinh tế cũng chưa được thể hiện rõ nét. Kết quả nàycũng gợi mở các hướng chính sách trong thu hút vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài tại Việt Nam trong những năm tới. Từ khóa: tăng trưởng kinh tế, FDI, xuất khẩu, ARDL, ECM Abstract The article studiesthe impact of foreign direct investment and exporton Vietnam's economic growth with time series data in 1986-2015 period based on a number of quantitative models such as the ARDL co-ordinate and ARM error correction model (ECM). Research results show long-term relationships between FDI variables, export and economic growth. However, contrary to expectations, the article does not show statistical significance of FDI’s positive impacts on economic growth. The impacts of export on economic growth has not been clear, yet. This result also suggests some policy directions in attracting foreign direct investment in Vietnam in the coming years. Key words: economic growth, FDI, export, ARDL, ECM 1. Đặt vấn đề Đối với Việt Nam, trong giai đoạn đầu mở cửa đất nước, đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) là giải pháp hữu hiệu góp phần đưa đất nước ta thoát khỏi tình trạng bị bao vây, cấm vận, khẳng định xu thế mở cửa với quan điểm “Việt Nam muốn làm bạn của các nước trong cộng đồng kinh tế thế giới”. Trong giai đoạn 2016 - 2020 sắp tới, FDI vẫn được đánh giá là nguồn bổ sung vốn quan trọng trong tổng vốn đầu tư toàn xã hội, góp phần thúc đẩy chuyển dịch cơ cấu kinh tế, tăng năng lực sản xuất, đổi mới công nghệ, khai thông thị trường quốc tế, gia tăng kim ngạch xuất khẩu, cải thiện cán cân thanh toán quốc tế, đóng góp cho ngân sách nhà nước, phát triển nhân lực chất lượng cao và tạo thêm nhiều việc làm. 466
2. Trong suốt 30 năm qua, Việt Nam đã chứng kiến những đóng góp tích cực cuả FDI đối với nền kinh tế bởi FDI đã có tác động lan tỏa đến các thành phần kinh tế, trong đó khơi dậy các nguồn đầu tư trong nước, tạo sức ép cạnh tranh, thúc đẩy chuyển giao công nghệ, nâng cao hiệu quả sản xuất, phát triển ngành công nghiệp phụ trợ để từng bước đưa Việt Nam bước chân vào chuỗi giá trị toàn cầu. Theo số liệu của Viện nghiên cứu và quản lý kinh tế Trung ương, tính đến hết năm 2015, doanh nghiệp FDI tăng liên tục về doanh thu, xấp xỉ khoảng 20,3%/năm và chiếm tỷ trọng cao trong xuất nhập khẩu, khoảng 67%. Tuy nhiên, có một vấn đề đặt ra là, khu vực FDI chỉ chiếm 20% trong cơ cấu GDP và hơn 22% trong tổng vốn đầu tư, tức chỉ thay đổi khoảng 5% trong vòng 10 năm trở lại đây. Điều đó cho thấy mức đóng góp của FDI đối với GDP tại Việt Nam là chưa tương xứng. Trong khi đó, hàng loạt các câu hỏi được đặt ra như (1) liệu có sự ưu đãi quá mức của Chính phủ và các địa phương đối với các doanh nghiệp FDI, (2) các doanh nghiệp FDI liệu có hiện tượng chuyển giá, trốn tránh nghĩa vụ với Nhà nước, (3) nguy cơ FDI chèn lấn sản xuất trong nước Đứng trước những vấn đề đặt ra như vậy, việc nghiên cứu mối quan hệ giữa FDI với tăng trưởng kinh tế trong nước trở nên hết sức quan trọng. Bởi đó là chìa khóa giúp thúc đẩy hiệu quả của vốn FDI đầu tư tại Việt Nam, tạo tiền đề cho Việt Nam phát triển hơn nữa, nhất là trong bối cảnh đất nước đã thực sự hội nhập với hàng loạt các Hiệp định mới đã được kí kết. 2. Tổng quan các nghiên cứu liên quan Như ta đã biết, FDI có tác động lên rất nhiều các nhân tố khác nhau trong nền kinh tế, tuy nhiên, nêú xét riêng về mối quan hệ giữa FDI và tăng trưởng kinh tế thì có một số quan điểm như sau: Thứ nhất, về tác động của FDI đến tăng trưởng kinh tế, đã được đề cập trong nhiều lý thuyết kinh tế. Tuy nhiên, mỗi lý thuyết cũng đưa ra những quan điểm và cách giải thích tác động trên khác nhau. Lý thuyết tân cổ điển cho rằng, FDI không có ảnh hưởng dài hạn đối với tốc độ tăng trưởng kinh tế, mà chỉ có tác động ngắn hạn tới sản lượng đầu ra. Trong dài hạn năng suất cận biên của vốn sẽ làm giảm mức sinh lời của nền kinh tế. Theo Solow (1957), FDI chỉ có thể có tác động dài hạn tới tăng trưởng kinh tế khi có tiến bộ về khoa học kỹ thuật hoặc tăng trưởng lao động mà cả hai yếu tố này đều được coi là ngoại sinh. Trong các lý thuyết tăng trưởng mới, các yếu tố này được coi là nội sinh. Romer (1986), Lucas (1988) cho rằng FDI sẽ tác động đến hoạt động nghiên cứu phát triển và nguồn nhân lực, từ đó giúp tăng trưởng kinh tế ổn định. Thứ hai, đối với tác động của tăng trưởng kinh tế trong thu hút FDI, cũng đã được khẳng định trong lý thuyết chiết trung hay mô hình OLI của Dunning (1977). Theo lý thuyết này, thu hút FDI phụ thuộc vào 3 lợi thế: về sở hữu, về khu vực và về nội bộ hóa. Lợi thế về khu vực bao gồm các yếu tố tài nguyên, cơ sở hạ tầng, quy mô và tăng trưởng kinh tế và các chính sách của Chính phủ. Do đó, một quốc gia có lợi thế về quy mô và tăng trưởng kinh tế sẽ kích thích thu hút các nguồn vốn đầu tư nước ngoài. 467
3. Bên cạnh sự khác nhau về quan điểm kinh tế của các lý thuyết, rất nhiều các nghiên cứu thực nghiệm đã được tiến hành. Một số nghiên cứu tìm kiếm mối quan hệ tồn tại giữa FDI và tăng trưởng kinh tế, một số khác lại tập trung nghiên cứu chiều tác động của các biến số trên. Các phương pháp định lượng được sử dụng khác nhau, các biến lựa chọn cũng khác nhau và kết quả của các nghiên cứu thực nghiệm cũng rất đa dạng. Roy & Van der Berg (2006) cho rằng sự thiếu hụt về số liệu là nguyên nhân chính đằng sau các kết luận pha trộn đó. Các công ty đa quốc gia mới tiến hành đầu tư ra nước ngoài trong khoảng hơn ba thập kỷqua nên chúng ta không thể có đầy đủ số liệu cho các phân tích định lượng tin cậy. Blomstrom et al. (1994) khẳng định tồn tại tác động tích cực của FDI đối với tăng trưởng kinh tế trong trường hợp mức thu nhập bình quân đầu người của quốc gia chủ nhà là đủ cao. Nghiên cứu chỉ ra rằng các nước kém phát triển ít được hưởng lợi từ các công ty đa quốc gia (MNEs), bởi vì các doanh nghiệp trong nước có trình độ công nghệ lạc hậu so với các doanh nghiệp nước ngoài nên khó có thể bắt kịp hoặc trở thành đối tác của các MNEs. Borensztein et al. (1998) nghiên cứu tác động của FDI đối với tăng trưởng kinh tế theo cách tiếp cận hồi quy dữ liệu chéo giữa các quốc gia, và chỉ ra rằng FDI có thể là kênh chuyển giao công nghệ hiện đại, tuy nhiên tính hiệu quả của nó phụ thuộc vào nguồn nhân lực của quốc gia nhận FDI. Darrat et al. (2005) nghiên cứu tác động của FDI đến tăng trưởng kinh tế cho hai nhóm CEE (các nước thuộc miền Trung và Đông Âu) và MENA (các nước vùng Trung Đông và Bắc Phi) sử dụng dữ liệu bảng. Kết quả nghiên cứu cho thấy FDI kích thích tăng trưởng tại các nước CEE, trong khi với các nước vùng MENA thì không tồn tại hoặc có tác động tiêu cực của FDI.Lý giải cho sự khác biệt này, các tác giả cho rằng nguyên nhân là do các nước CEE. Nghiên cứu về tác động của GDP trong thu hút FDI, Demirhan (2008) thực hiện với số liệu của 38 quốc gia đang phát triển trong giai đoạn từ 2000-2004 với bảy biến giải thích đã cho thấy khi biến đại diện là tốc độ tăng trưởng GDP/người thì hệ số hồi quy dương và có ý nghĩa thống kê. Nhưng trong trường hợp biến đại diện là GDP hoặc GDP/người thì quy mô thị trường không tác động đến FDI. Nguyễn Thị Liên Hoa (2014) nghiên cứu trên 30 quốc gia đang phát triển có thu nhập trung bình và thấp trong giai đoạng từ 2000 đến 2012 qua phương pháp FGLS cũng chỉ ra tác động tích cực của FDI đến tăng trưởng kinh tế. Để đánh giá tác động hai chiều giữa hai biến FDI và tăng trưởng kinh tế, Ilgun et al. (2010) đã sử dụng mô hình tự hồi quy vector (VAR) với các biến số tăng trưởng, FDI, lao động, đầu tư và cán cân thương mại. Bài viết chỉ ra mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa FDI và tăng trưởng kinh tế. Cùng kết luận như trên, Pradhan et al. (2013) sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số vector (VECM) với các biến hạ tầng giao thông, FDI và tăng trưởng kinh tế. Bài viết còn chỉ ra rằng, thu hút FDI nhiều hơn có thể thúc đẩy phát triển hạ tầng giao thông và từ đó kích thích tăng trưởng kinh tế. Gần đây hơn, nghiên cứu của Dritsaki, et al. (2014) thực hiện kiểm định mô hình đồng liên kết ARDL và ARDL hiệu chỉnh sai số với các biến FDI, xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế đối với số liệu của Croatia trong giai đoạn 1994-2012. Kết quả cho thấy chỉ 468
4. có mối quan hệ dài hạn hai chiều giữa xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế, mà không tồn tại quan hệ dài hạn giữa FDI và tăng trưởng kinh tế. Nghiên cứu của Belloumi (2014) sử dụng kỹ thuật ARDL với các biến tăng trưởng kinh tế, FDI, độ mở của nền kinh tế, tổng lao động quốc gia và vốn đầu tư quốc gia cũng chỉ ra rằng không có mối quan hệ bền vững giữa FDI và tăng trưởng kinh tế. Nguyễn Hồng Hà (2016) nghiên cứu mối quan hệ giữa FDI và tăng trưởng kinh tế tỉnh Trà Vinh sử dụng mô hình VAR với các kỹ thuật phân tích phản ứng đẩy và phân rã phương sai trong giai đoạn 1999-2013 cho thấy tồn tại bằng chứng về thu hút FDI có tác động đến tăng trưởng kinh tế tỉnh Trà Vinh và ngược lại. Mặc dù còn rất nhiều các công trình nghiên cứu thực nghiệm khác về mối quan hệ giữa FDI và tăng trưởng kinh tế trên thế giới và ở Việt Nam nhưng các kết luận thu được cũng rất khác nhau. Việc phát triển các nghiên cứu tiếp theo dựa trên các phương pháp mới phù hợp hơn cũng như khắc phục được sự hạn chế về mẫu quan sát là cần thiết. 3. Phương pháp nghiên cứu 3.1. Cơ sở dữ liệu Các biến được lựa chọn nghiên cứu bao gồm: (i) tỉ lệ tăng trưởng hàng năm của tổng sản phẩm quốc nội (GDP),(ii) tỉ trọng giá trị ròng đầu tư trực tiếp nước ngoài vào Việt Nam so với GDP (FDI)và (iii) tỉ trọng giá trị xuất khẩu so với GDP. Mẫu quan sát được thu thập theo năm, từ năm 1986 đến năm 2015 (30 quan sát) từ hệ thống cơ sở dữ liệu của Ngân hàng thế giới (WDI, 2017).Số liệu qua các năm được mô tả trong hình sau: Hình 1: Biến động của FDI, EXP và GDP 100 80 60 40 20 0 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06 08 10 12 14 EXP FDI GDP Nguồn: số liệu từ Ngân hàng thế giới WDI 2017 3.2. Phương pháp nghiên cứu định lượng Khi thực hiện việc nghiên cứu trên các chuỗi thời gian, bước đầu tiên là kiểm tra tính dừng của các chuỗi dữ liệu. • Nếu các chuỗi cùng dừng ở chuỗi gốc, tiến hành thực hiện hồi quy bình phương nhỏ nhất thường (OLS). 469
5. • Nếu các chuỗi cùng dừng sau khi lấy sai phân bậc 1, tiến hành thực hiện mô hình hồi quy vector (VAR) khi không có đồng liên kết và mô hình hiệu chỉnh sai số vector (VECM) khi có hiện tượng đồng liên kết. • Trong trường hợp các chuỗi gồm cả dạng tích hợp I(0) và I(1) thì áp dụng mô hình tự hồi quy phân phối trễ ARDL (AutoRegressive Distributed Lag) là thích hợp nhất. Theo Pesaran et al. (2001), việc sử dụng mô hình ARDL, ngoài ưu điểm là linh hoạt trong xử lý các trường hợp chuỗi thời gian không cùng bậc tích hợp, còn có lợi thế hơn về độ tin cậy so với kiểm định đồng liên kết theo kỹ thuật Johansen trong trường hợp số lượng mẫu nhỏ. Hơn nữa, so với mô hình VAR, thì trong việc ước lượng các mối quan hệ dài hạn, mô hình ARDL không ước lượng hệ phương trình mà chỉ ước lượng độc lập từng phương trình và có thể chấp nhận độ trễ khác nhau của các biến số trong mô hình.Tuy nhiên, mô hình ARDL không phù hợp với các số liệu có bậc tích hợp I(2) trở lên. Để thực hiện mô hình ARDL, sau khi kiểm định nghiệm đơn vị đối với chuỗi dữ liệu, bài nghiên cứutiến hành các bước sau: i. Xác định độ trễ của các biến trong mô hình qua các chỉ tiêu AIC và SC. ii. Kiểm định đường bao (ARDL bound test) xác định đồng liên kết giữa các biến, tìm mối quan hệ dài hạn giữa các biến. iii. Hồi quy theo mô hình ARDL với các độ trễ đã được xác định để kiểm định mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong mô hình. iv. Xác định mối quan hệ ngắn hạn giữa các biến qua mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM). v. Kiểm định tính ổn định sai số của mô hình. 4. Các kết quả kiểm định và ước lượng mô hình nghiên cứu 4.1. Kiểm định nghiệm đơn vị Trong bài nghiên cứu này, bài viết sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị ADF đưa ra bởi Dickey Fuller (1979) để kiểm tra tính dừng của các chuỗi số liệu nghiên cứu. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị được thể hiện ở bảng 1 cho thấy biến FDI và EXP tích hợp bậc 1, chỉ dừng khi thực hiện sai phân bậc 1. Ngược lại biến GDP lại cho thấy tính dừng với chuỗi gốc, hay tích hợp bậc 0. Bảng 1: Kiểm định nghiệm đơn vị ADF Mô hình Mô hình Mô hình có hằng số và xu không hằng số có hằng số Biến hướng Kết luận Thống kê Thống kê Thống kê p-value p-value p-value t t t GDP -0,051 0,658 -3,087 0,038 -4,164 0,016 Chuỗi dừng Chuỗi không FDI -0,507 0,488 -2,149 0,228 -1,965 0,595 dừng 470
6. ∆FDI -0,175 0,613 -3,051 0,042 -3,693 0,044 Chuỗi dừng Chuỗi không EXP 2,061 0,989 -0,870 0,783 -3,271 0,091* dừng ∆EXP -4,369 0,000 -5,507 0,000 -5,437 0,000 Chuỗi dừng , và * thể hiện có ý nghĩa thống kê tương ứng với các mức 1%, 5% và 10% Nguồn: tổng hợp kết quả kiểm định mô hình nghiên cứu Như vậy, chuỗi thời gian nghiên cứu bao gồm cả các biến tích hợp I(0) và I(1). Theo kết quả nghiên cứu của Pesaran et al. (2001), đối với các biến không cùng bậc tích hợp I(0) hay I(1) thì việc áp dụng ARDL là phù hợp nhất cho nghiên cứu thực nghiệm. 4.2. Kiểm định đường bao xác định đồng liên kết Sau khi thực hiện kiểm định tính dừng của các chuỗi thời gian, bài viết áp dụng kiểm định đường bao theo cách tiếp cận của Perasan et al. (2001) nhằm tìm ra tính đồng liên kết trong mối quan hệ dài hạn giữa 3 biến tăng trưởng kinh tế GDP, đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI và xuất khẩu tại Việt Nam. Kiểm định đường bao được thực hiện trên 3 mô hình sau: (1) (2) (3) trong đó, ∆ thể hiện sai phân bậc 1, , , là các sai số phần dư được giả định phân phối độc lập và đồng nhất. Kiểm định đường bao ARDL phụ thuộc rất nhiều vào độ trễ được lựa chọn, bài viết chọn độ trễ tối ưu từ các giá trị sai phân bậc 1 của các biến, dựa vào tối thiểu hóa tiêu chí AIC và SBC, theo các mô hình sau: (4) (5) (6) trong đó, là các biến độc lập, là các hệ số dài hạn, (p,q,r) là độ trễ tối ưu của mô hình ARDL. 471
7. Pesaran et al. (2001), đề xuất thực hiện kiểm định F về mức ý nghĩa thống kê đối với hệ số các độ trễ của chuỗi gốc trong mô hình. Giả thuyết kiểm định như sau: • Đối với mô hình 1: Giả thuyết H0: không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến. Giả thuyết H1: tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến. • Đối với mô hình 2: Giả thuyết H0: không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến. Giả thuyết H1: tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến. • Đối với mô hình 3: Giả thuyết H0: không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến. Giả thuyết H1: tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến. Độ trễ tối ưu của mô hình được xác định dựa vào các tiêu chí AIC và SC. Kết quả cho thấy đối với mô hình 1 là ARDL(1,0,2), mô hình 2 là ARDL(1,0,0) và mô hình 3 là ARDL(1,4,3). Bảng 2: Kết quả kiểm định đường bao (ARDLBound test) Mô hình ước lượng Độ trễ tối ưu Thống kê F Kết luận FGDP(GDP/FDI,EXP) (1,0,2) 3,868 Tồn tại đồng liên kết FFDI (FDI/GDP,EXP) (1,0,0) 3,962 Tồn tại đồng liên kết FEXP(EXP/GDP,FDI) (1,4,3) 0,503 Không tồn tại đồng liên kết , và * thể hiện có ý nghĩa thống kê tương ứng với các mức 1%, 5% và 10% Giá trị giới hạn tại các mức ý nghĩa: Mức ý nghĩa I(0) Bound I(1) Bound 10% 3,17 4,14 5% 3,79 4,85 1% 5,15 6,36 Nguồn: tổng hợp kết quả kiểm định mô hình nghiên cứu Kết quả kiểm định đường bao được trình bày trong bảng 2 cho thấy chỉ tồn tại 2 mô hình đồng liên kết. Đối với mô hình 1 và 2 được lựa chọn, cần thiết phải thực hiện các kiểm định về sai số phần dư của mô hình. Bảng 3: Các kiểm định sai số phần dư Kiểm định Giả thuyết H0 Jarque Bera Phân phối chuẩn Langrage Multiplier LM Không có tự tương quan White (Chi-sq) Không có phương sai thay đổi Ramsey Reset Dạng hàm chuẩn 472
8. FGDP (GDP/ FDI, EXP) FFDI(FDI/ GDP, EXP) Mô hình GTTK Xác suất GTTK Xác suất Jarque Bera 0,844 0,655 10,821 0,004 Langrage Multiplier LM 0,381 0,688 0,114 0,893 White (Chi-sq) 1,811 0,215 0,400 0,919 Ramsey Reset 1,616 0,218 0,473 0,498 Nguồn: tổng hợp kết quả kiểm định mô hình nghiên cứu Kết quả các kiểm định phần dư của 2 mô hình được trình bày trong bảng 3 cho thấy mô hình(1) ước lượng đảm bảo đầy đủ các giả thuyết về phân phối chuẩn, không có phương sai sai số thay đổi, không có hiện tượng tự tương quan. Mô hình (2) không đảm bảo yêu cầu về giả thuyết phân phối chuẩn. Do đó, tác giả chỉ giữ lại mô hình (1) cho các ước lượng tiếp theo. 4.3. Ước lượng mối quan hệ dài hạn và ngắn hạn Bước tiếp theo là thực hiện kiểm tra mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong mô hình sau: (7) (8) (9) Để kiểm tra mối liên hệ giữa các tác động ngắn hạn và giá trị dài hạn của các biến số trong mô hình, bài viết thực hiện ước lượng đối với mô hình hiệu chỉnh sai số ARDL ECM: (10) (11) (12) trong đó, là giá trị hiệu chỉnh sai số. Hệ số λ của giá trị hiệu chỉnh được kỳ vọng là âm và có ý nghĩa thống kê. Hệ số này thể hiện tốc độ điều chỉnh về cân bằng dài hạn của mô hình khi có các tác động trong ngắn hạn. 473
9. Kết quả thực hiện ước lượng mối quan hệ dài hạn và ngắn hạn giữa các biến số của mô hình (7) và (10) được thể hiện trong các bảng 4 và 5. Bảng 4: Uớc lượng các hệ số dài hạn của mô hình ARDL (Biến phụ thuộc GDPt) Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t Xác suất GDP(t-1) 0.560 0.189 2.958 0.007 FDI 0.025 0.104 0.245 0.808 EXP 0.008 0.035 0.245 0.808 EXP(t-1) -0.105 0.044 -2.353 0.028 EXP(t-2) 0.082 0.037 2.221 0.036 C 3.831 1.122 3.413 0.025 R-squared 0.581 D-W 1.808 F-statistic 6.124 , và * thể hiện có ý nghĩa thống kê tương ứng với các mức 1%, 5% và 10% Nguồn: tổng hợp kết quả kiểm định mô hình nghiên cứu Kết quả hồi quy ở bảng 4 cho thấy trong dài hạn, nếu có thay đổi tăng 1% trong tỉ lệ tăng trưởng GDP của năm liền trước sẽ tác động đến tỉ lệ tăng trưởng GDP của năm hiện tại tăng thêm 0,56%. Tuy nhiên, tác động của FDI đến GDP trong mô hình chưa thể hiện được ý nghĩa thống kê. Tác động của xuất khẩu lên GDP có tác động pha trộn ở các độ trễ 2 và 3 năm sau. Bảng 5: Ước lượng tác động ngắn hạncủa mô hình ARDL ECM (Biến phụ thuộc ∆GDPt) Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t Xác suất ∆FDI(t-1) 0.025 0.104 0.245 0.808 ∆EXPt 0.008 0.035 0.245 0.808 ∆EXP(t-1) -0.082 0.037 -2.221 0.036 ECM(t-1) -0.439 0.189 -2.319 0.030 ECMt = GDPt - (0.058*FDIt- 0.033*EXPt+ 8.719) , và * thể hiện có ý nghĩa thống kê tương ứng với các mức 1%, 5% và 10% Nguồn: tổng hợp kết quả kiểm định mô hình nghiên cứu Giá trị hiệu chỉnh sai số ước lượng mang giá trị âm (-0,439) và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, chỉ ra rằng tồn tại mối quan hệ ngắn hạn giữa các biến trong mô hình. Điều này hàm ý rằng trong ngắn hạn, nếu có một tác động làm chệch khỏi giá trị cân bằng dài hạn của mô hình, nó có thể được điều chỉnh quay lại giá trị cân bằng dài hạn ở mức 43,9% mỗi năm. 4.4. Kiểm định tính ổn định của sai số điều chỉnh ECM Sự tồn tại đồng liên kết của mô hình 1 ở trên không hàm ý rằng các hệ số ước lượng là ổn định. Đó là lý do tại sao Pesaran et al. (1999, 2001) đề xuất thực hiện kiểm định phần dư cho các hệ số ước lượng được bằng việc sử dụng kiểm định của Brown et al. 474
10. (1975), được biết đến như kiểm định tổng tích lũy phần dư (CUSUM) và tổng tích lũy phần dư hiệu chỉnh (CUSUMSQ). Mô hình hiệu chỉnh phương sai (10) được lựa chọn để thực hiện kiểm định này. Kết quả thu được được thể hiện trong hình 2 và 3 dưới đây: Hình 2: Tổng tích lũy phần dư Hình 3: Tổng tích lũy hiệu chỉnh phần dư 15 1.4 1.2 10 1.0 5 0.8 0.6 0 0.4 -5 0.2 0.0 -10 -0.2 -15 -0.4 94 96 98 00 02 04 06 08 10 12 14 94 96 98 00 02 04 06 08 10 12 14 CUSUM 5% Significance CUSUM of Squares 5% Significance Nguồn: tổng hợp kết quả kiểm định mô hình nghiên cứu Như trong hình, phần hình vẽ thống kê tổng tích lũy phần dư (CUSUM) và tổng tích lũy phần dư hiệu chỉnh (CUSUMSQ) đều nằm trong đường bao tiêu chuẩn với mức ý nghĩa 5%, thể hiện tất cả các hệ số trong mô hình hiệu chỉnh phương sai đều ổn định. 5. Một số kết luận và đề xuất Bài viết tập trung nghiên cứu tác độngngắn hạn và dài hạn giữa các biến số đầu tư trực tiếp nước ngoài, xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam trong giai đoạn 1986- 2015 theo cách tiếp cận mô hình ARDL đồng liên kết và mô hình ARDL hiệu chỉnh sai số. Kết quả nghiên cứu chỉ ra một đồng liên kết minh chứng cho mối quan hệ dài hạn giữa các biến. Điều thú vị là trong mối quan hệ dài hạn này, FDI chưa thể hiện được tác động về mặt ý nghĩa thống kê đối với tăng trưởng kinh tế của Việt Nam trong thời gian qua. Kết quả này ủng hộ kết quả nghiên cứu củaBelloumi(2014) về Tunisie,cũng như của Dritsaki (2014) về Croatiađều cho rằng FDI không có tác động đến tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia này. Điều này cũng đã được lý giải trong các nghiên cứu trước đây về khả năng hấp thụ kém nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài của các nước đang phát triển. Mặc dù theo báo cáo của dự án SIDA, Viện nghiên cứu quản lý kinh tế trung ương thì “Khu vực FDI chiếm tỷ trọng ngày càng tăng trong tổng giá trị xuất khẩu, từ 4% năm 1991 lên 54,6 % 13 năm 2004”. Tuy nhiên, bài viết không chỉ ra được những tác động ổn định rõ nét nào của các nhân tố trong việc thu hút FDI và gia tăng giá trị xuất khẩu của Việt Nam trong thời gian qua. Kết quả này không phủ định hoàn toàn những giá trị mà các doanh nghiệp FDI đóng góp vào giá trị xuất khẩu, và tăng trưởng kinh tế của Việt Nam trong những năm qua, mà chỉ nhấn mạnh việc chưa tồn tại một quan hệ bền vững giữa các yếu tố trên. Như vậy, có thể nói rằng các khoản đầu tư vốn đầu tư trong nước và xuất khẩu vẫn là các nhân tố cấu thành chất xúc tác cho sự tăng trưởng kinh tế của Việt Nam trong thời gian qua. Và các nhà hoạch định chính sách cần quan tâm hơn nữa trong việc đưa ra các chính sách mạnh mẽ, rõ ràng và cam kết hơn trong thu hút, điều chỉnh dòng FDI cũng như 475
11. đánh giá, kiểm soát về tính hiệu quả của các dự án FDI để nguồn vốn FDI thực sự đem lại các tác động tích cực trong dài hạn. Với sự hạn chế về mẫu số liệu, sự nhạy cảm trong việc lựa chọn biến và độ trễ các biến đưa vào mô hình, cũng như chưa phân tích được thay đổi trong tác động của FDI trong các giai đoạn khác nhau, nênkết quả nghiên cứu chắc chắn sẽ còn nhiều thiếu sót trong việc mô tả mối quan hệ thực tế của các biến số trên.Chính vì vậy, trong tương lai, các nghiên cứu mới có thể đưa thêm các biến số khác vào mô hình như: tổng giá trị đầu tư trong nước, mức độ phát triển của cơ sở hạ tầng hay các yếu tố về trình độ và lực lượng lao động để có thể giải thích tốt hơn mối quan hệ dài hạn động giữa các biến số kinh tế vĩ mô. TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. Belloumi, M. (2014). The relationship between trade, FDI and economic growth in Tunisia: An application of the autoregressive distributed lag model. Economic Systems, 38, 269-287. 2. Blomstrom, M., Lipsey, R., Zejan, M. (1994). What explains developing country growth? NBER working paper, N° 4132 3. Borensztein, E., Gregorio, J.D., Lee, J.W. (1998) How does foreign direct investment affect economic growth? Journal of International Economics, 45, 115-135. 4. Darrat, A.F., Kherfi, S., Soliman, M. (2005). FDI and economic growth in CEE and MENA countries: a tale of two regions. In: 12th Economic Research Forum’s Annual Conference, Cairo, Egypt. 5. Demirhan, E. & Masca, M. (2008). Determinants of foreign direct investment flows to developing countries: a cross-sectional analysis. Prague Economic Papers, 4, 356- 369 6. Dritsaki, C., &Stiakakis, E. (2014). Foreign direct investment, exports, and economic growth in Croatia: A time series analysis. Procedia Economics and Finance, 14, 181- 190. 7. Dickey, D. & Fuller, W.A. (1979). Distribution of the estimators for autoregressive time series with unit root. Journal of the American Statistical Association, 74, 427- 431. 8. Dunning, J.H. (1977). Trade, location of economic activity and the MNE: A search for an eclectic approach. Palgrave Macmillan UK, 395-418. 9. Ilgun, E., Koch, K.J. & Orhan, M. (2010). How do foreign direct investment and growth interact in Turkey? Eurasian Journal of Business and Economics, 3 (6), 41- 45. 10. Lucas, R.E. (1988). On the mechanics of economic development. Journal of Monetary Economics, 22, 3-42. 11. Pesaran M.H., Shin, Y. & Smith, R.J. (2001). Bounds testing approaches to the analysis of level relationships. Journal of Applied Econometrics, 16, 289-326. 476
12. 12. Pradhan, R.P., Norman, N.R., Badir, Y. & Samadhan, B. (2013). Transport infrastructure, foreign direct investment and economic growth interactions in India: The ARDL bounds testing approach. Procedia - Social and Behavioral Sciences, 104, 914-921. 13. Romer, R.M. (1986). Increasing returns and long-run growth. Journal of Political Economy, 94 (5), 1002-1037. 14. Roy, A.G. & Van der Berg, H.F. (2006) Foreign direct investment and economic growth: A time-series approach. Global Economy Journal, 6 (1), . 15. Solow, R. (1957). Technical change and the aggregate function. Review of Economics and Statistics 39 (3), 312-320. 16. Nguyễn Hồng Hà (2016). Mối quan hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài và tăng trưởng kinh tế tỉnh Trà Vinh, Tạp chí Phát triển & Hội nhập, số 26 (36), 90-95. 17. Nguyễn Thị Liên Hoa & Bùi Thị Bích Phương (2014), Nghiên cứu các nhân tố tác động đến đầu tư trực tiếp nước ngoài tại những quốc gia đang phát triển, Tạp chí Phát triển và Hội nhập, số 14 (24), 40-46. 18. Nguyễn Thị Tuệ Anh và các tác giả (2006), Tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam, Dự án SIDA - Nâng cao năng lực nghiên cứu chính sách để thực hiện chiến lược phát triển kinh tế - xã hội của Việt Nam thời kỳ 2001-2010, CIEM. 19. WDI (2017). Các chỉ số phát triển thế giới, Ngân hàng thế giới. 477