Mối quan hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài và tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam: Nghiên cứu theo mô hình ARDL

MỐI QUAN HỆ GIỮA ĐẦU TƯ TRỰC TIẾP NƯỚC NGOÀI VÀ TĂNG
TRƯỞNG KINH TẾ TẠI VIỆT NAM: NGHIÊN CỨU THEO MƠ HÌNH ARDL
ThS. Trịnh Cơng Sơn1
ThS. Đỗ Phương Thảo2
ThS. Ngơ Thị Ngọc3

Tóm tắt
Mối quan hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngồi (FDI) và tăng trưởng kinh tế ln
là một trong những vấn đề kinh tế được bàn luận nhiều nhất tại các nước đang phát
triển trong việc giải quyết các nhu cầu về vốn, công nghệ và việc làm, từ đó thúc đẩy
tăng trưởng kinh tế của đất nước. Bài viết nghiên cứu mối quan hệ giữa đầu tư trực
tiếp nước ngoài và tăng trưởng kinh tế của Việt Nam với số liệu chuỗi thời gian trong
giai đoạn 1986 - 2014 dựa trên một số mơ hình định lượng như đồng liên kết ARDL và
mơ hình ARDL hiệu chỉnh sai số (ECM). Trái với mong đợi vào tác động tích cực của
FDI đến tăng trưởng kinh tế, bài nghiên cứu khơng tìm ra được mối quan hệ này. Tuy
nhiên, kết quả nghiên cứu lại đưa ra sự tồn tại mối quan hệ dài hạn và ngắn hạn giữa
FDI và tăng trưởng kinh tế khi FDI đóng vai trị là biến phụ thuộc. Kết quả này cũng
gợi mở các hướng chính sách trong thu hút vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi tại Việt
Nam trong những năm tới.
Từ khóa: tăng trưởng kinh tế, FDI, đồng liên kết, ARDL, ECM
1. Đặt vấn đế
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 thốt 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 tồn 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 tốn quốc tế, đóng góp cho ngân sách nhà nước, phát triển nhân lực chất lượng
cao và tạo thêm nhiều việc làm.
Trong suốt 30 năm qua, Việt Nam đã chứng kiến những đóng góp tích cực của

FDI đối với nền kinh tế bởi FDI đã có tác động lan tỏa đến các thành phần kinh tế,
1, 2, 3

222

Trường Đại học Thương mại. Email của tác giả chính:


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. Cơ sở lý thuyết và thực nghiệm
Như ta đã biết, FDI có tác động lên rất nhiều các nhân tố khác nhau trong nền
kinh tế, tuy nhiên, nếu 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 khơng 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 mơ hình OLI của Dunning (1977).
Theo lý thuyết này, thu hút FDI phụ thuộc vào 3 lợi thế: về sở hữu, khu vực và nội bộ

223


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
mơ và tăng trưởng kinh tế sẽ kích thích thu hút các nguồn vốn đầu tư nước ngoài.
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 cơng ty đa quốc gia mới tiến hành đầu tư
ra nước ngoài trong khoảng hơn ba thập kỷ qua 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 cơng ty đa quốc gia (MNEs), bởi vì các doanh nghiệp trong nước có trình độ cơng
nghệ lạc hậu so với các doanh nghiệp nước ngồi 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 cơng 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 khơng 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 mơ 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 đoạn từ 2000 đến 2012 qua phương pháp FGLS cũng chỉ ra tác động tích
cực của FDI đến tăng trưởng kinh tế.

224


Để đánh giá tác động hai chiều giữa hai biến FDI và tăng trưởng kinh tế, Ilgun et
al. (2010) đã sử dụng mơ hình tự hồi quy vector (VAR) với các biến số tăng trưởng, FDI,
lao động, đầu tư và cán cân thương mại. Nhóm tác giả 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 mơ hình hiệu chỉnh sai số vector (VECM) với các biến hạ tầng giao thông, FDI và

tăng trưởng kinh tế. Nhóm tác giả cịn chỉ ra rằng, thu hút FDI nhiều hơn có thể thúc đẩy
phát triển hạ tầng giao thơng và từ đó kích thích tăng trưởng kinh tế.
Gần đây hơn, nghiên cứu của Dritsaki, et al. (2014) thực hiện kiểm định mơ 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 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.
Nguyễn Hồng Hà (2016) nghiên cứu mối quan hệ giữa FDI và tăng trưởng kinh
tế tỉnh Trà Vinh sử dụng mơ 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 cơng 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) giá trị tổng sản phẩm quốc nội
(GDP), và (ii) giá trị rịng đầu tư trực tiếp nước ngồi vào Việt Nam (FDI). Mẫu quan
sát được thu thập theo năm, từ năm 1986 đến năm 2014 (29 quan sát) từ hệ thống cơ sở
dữ liệu của Ngân hàng thế giới (WDI, 2016). Số liệu GDP và FDI được tính quy đổi từ
đồng bản địa sang đô la Mỹ theo tỷ giá năm 2005. Tiếp đó, các biến được chuyển sang
dạng logarit tự nhiên để ước lượng. Số liệu qua các năm được thể hiện mơ tả trong
hình sau:

225


Hình 1. Biến động của FDI, GDP

Hình 2. Biến động của LFDI, LGDP

1E+11

28

8E+10

24

GDP

6E+10

LGDP
LFDI

20

16

4E+10

12

2E+10

FDI

1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
2015

[YR1986]
[YR1987]
[YR1988]
[YR1989]
[YR1990]
[YR1991]
[YR1992]
[YR1993]
[YR1994]
[YR1995]
[YR1996]
[YR1997]
[YR1998]
[YR1999]
[YR2000]
[YR2001]
[YR2002]
[YR2003]
[YR2004]
[YR2005]
[YR2006]
[YR2007]
[YR2008]
[YR2009]
[YR2010]
[YR2011]
[YR2012]
[YR2013]
[YR2014]

[YR2015]
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014

2015
FDI

[YR1986]
[YR1987]
[YR1988]
[YR1989]
[YR1990]
[YR1991]
[YR1992]
[YR1993]
[YR1994]
[YR1995]
[YR1996]
[YR1997]
[YR1998]
[YR1999]
[YR2000]
[YR2001]
[YR2002]
[YR2003]
[YR2004]
[YR2005]
[YR2006]
[YR2007]
[YR2008]
[YR2009]
[YR2010]
[YR2011]
[YR2012]

[YR2013]
[YR2014]
[YR2015]

8

0E+00

GDP

LFDI

LGDP

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). Nếu các chuỗi cùng dừng sau khi
lấy sai phân bậc 1, tiến hành thực hiện mơ hình hồi quy vector (VAR) khi khơng có
đồng liên kết và mơ 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 mơ 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, ngồi ưu điểm là linh
hoạt trong xử lý các trường hợp chuỗi thời gian khơng cùng bậc tích hợp, cịn 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 mơ hình VAR, thì trong việc ước lượng
các mối quan hệ dài hạn, mơ hình ARDL khơng 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 mơ hình. Tuy nhiên, mơ hình ARDL khơng phù hợp với các số liệu có bậc tích
hợp I(2) trở lên.

Để thực hiện mơ hình ARDL, sau khi kiểm định nghiệm đơn vị đối với chuỗi dữ
liệu, nhóm nghiên cứu tiến hành các bước sau:
- Xác định độ trễ của các biến trong mơ hình qua các chỉ tiêu AIC và SC.LGDP
- Kiểm định đường bao (ARDL bound test) xác định đồng liên kết giữa các biến,
tìm mối quan hệ dài hạn giữa các biến.
- Hồi quy theo mơ hình ARDL với các độ trễ đã được xác định để kiểm định mối
quan hệ dài hạn giữa các biến trong mơ hình.

226


- Xác định mối quan hệ ngắn hạn giữa các biến qua mơ hình hiệu chỉnh sai số
(ECM).
- Kiểm định tính ổn định sai số của mơ hình.
4. Phân tích các kết quả mơ hình
4.1. Kiểm định nghiệm đơn vị
Trong bài nghiên cứu này, nhóm tác giả 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 LGDP
tích hợp bậc 1, chỉ dừng khi thực hiện sai phân bậc 1. Ngược lại biến LFDI lại cho
thấy tính dừng với chuỗi gốc, hay tích hợp bậc 0.
Bảng 1. Kiểm định nghiệm đơn vị ADF

Biến

Mơ hình
khơng hằng số

Mơ hình
có hằng số

Mơ hình
có hằng số và xu
hướng

Thống kê t

pvalue

Thống kê t

p-value

Thống kê t

p-value

LGDP

2,826

0,998

-1,734

0,403

-1,765

0,693

LGDP

- 0,175

0,613

-3,051

0,042**

- 3,693

0,044**

LFDI

1,270

0,944

-7,252

0,000***

- 3,151

0,115

Kết luận

Chuỗi
khơng
dừng
Chuỗi
dừng
Chuỗi
dừng

***, ** và * thể hiện có ý nghĩa thống kê tương ứng với các mức 1%, 5% và 10%
Nguồn: Tổng hợp kết quả từ phần mềm EViews 9
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 khơng
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, nhóm tác giả 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 2 biến tăng trưởng kinh tế GDP và
đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI tại Việt Nam. Kiểm định đường bao được thực hiện
trên 2 mơ hình sau:
∆LGDPt = α0 + α11 LGDPt−1 + α21 LFDIt−1 + ∑𝑝𝑖=1 α1i ∆LGDPt−i +

227


𝑞

∑
𝑗=1

α2j ∆LFDIt−i + ε1t (1)

∆LFDIt = β0 + β11 LFDIt−1 + β21 LGDPt−1 + ∑𝑝𝑖=1 β1i ∆LFDIt−i +
𝑞

∑
𝑗=1

β2j ∆LGDPt−i + ε2t (2)

trong đó,  thể hiện sai phân bậc 1, ε1t,ε2t 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,
nhóm tác giả 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 mơ hình sau:
𝑝

𝑞

∆LGDPt = α0 + ∑𝑖=1 α1i LGDPt−i + ∑𝑗=1 α2i LFDIt−i + μ1t
𝑝

𝑞

∆LFDIt = β0 + ∑𝑖=1 β1i LFDIt−i + ∑𝑗=1 β2i LGDPt−i + μ2t

(3)
(4)

trong đó, ∆LGDPt và ∆LFDIt là các biến độc lập, α1i , α2i , β1i , β2i là các hệ số dài

hạn, (p,q) là độ trễ tối ưu của mơ hình ARDL.
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 mơ hình. Giả thuyết kiểm định như sau:
 Đối với mơ hình 1:
Giả thuyết H0: α11 = α21 = 0, không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến
Giả thuyết H1: α11 ≠ α21 ≠ 0, tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến
 Đối với mơ hình 2:
Giả thuyết H0: β11 = β21 = 0, không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến
Giả thuyết H1: β11 ≠ β21 ≠ 0, 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 mơ hình 1 là ARDL (3,1) và mơ hình 2 là ARDL (4,3).

Bảng 2. Kết quả kiểm định đường bao (ARDLBound test)
Mơ hình ước lượng

228

Độ trễ
tối ưu

Thống kê
F

Kết luận


FLGDP (LGDP/ LFDI)

(3,1)

FLFDI (LFDI / LGDP)

(4,3)

4,052

Không tồn tại đồng liên kết
Tồn tại đồng liên kết

26,514***

***, ** 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%

4.04

4.78

5%

4.94

5.73

1%

6.84

7.84

Nguồn: Tổng hợp kết quả từ phần mềm EViews 9
Kết quả kiểm định đường bao được trình bày trong bảng 2 cho thấy chỉ tồn tại
một mơ hình đồng liên kết. Cụ thể:
 Đối với mơ hình 1, giá trị thống kê F nhỏ hơn giá trị giới hạn đường bao dưới
I(0) với mức ý nghĩa 5%, đồng nghĩa với việc chấp nhận giả thuyết H0, khơng có đồng
liên kết giữa các biến trong mơ hình.
 Đối với mơ hình 2, giá trị thống kê F lớn hơn giá trị giới hạn đường bao trên
tương ứng mức ý nghĩa 5%, khẳng định có sự đồng liên kết giữa các biến và tồn tại
mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong mơ hình.
Đối với mơ hình 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 mơ hình 2
Kiểm định
Jarque Bera
Langrage Multiplier LM
White (Chi-sq)

Giả thuyết H0
Phân phối chuẩn
Khơng có tự tương quan
Khơng có phương sai thay đổi

Giá trị thống kê
0,914
0,206

0,910

Xác suất
0,633
0,655
0,531

Nguồn: Tổng hợp kết quả từ phần mềm EViews 9
Kết quả các kiểm định phần dư của mơ hình trình bày trong bảng 3 cho thấy mơ
hình ARDL ước lượng đảm bảo đầy đủ các giả thuyết về phân phối chuẩn, khơng có
phương sai sai số thay đổi, khơng có hiện tượng tự tương quan.
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 mơ
hình sau:
𝑝

𝑞

LGDPt = α0 + ∑𝑖=1 α1i LGDPt−i + ∑𝑗=1 α2i LFDIt−i + e1t

(5)

229


𝑝

𝑞

LFDIt = β0 + ∑𝑖=1 β1i LFDIt−i + ∑𝑗=1 β2i LGDPt−i + e2t

(6)

Để kiểm tra mối liên hệ giữa các tác động ngắn hạn và giá trị dài hạn của các
biến số trong mơ hình, nhóm tác giả thực hiện ước lượng đối với mơ hình hiệu chỉnh
sai số ARDL ECM:
𝑝

𝑞

∆LGDPt = α2 + ∑𝑖=1 α1i ∆LGDPt−i + ∑𝑗=1 α2i ∆LFDIt−i + λ1 ECMt−1 + εt
𝑝

𝑞

∆LFDIt = β2 + ∑𝑖=1 β1i ∆LFDIt−i + ∑𝑗=1 β2i ∆LGDPt−i + λ2 ECMt−1 + εt

(7)
(8)

trong đó, ECMt−1 là giá trị hiệu chỉnh sai số. Hệ số  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 mơ hình khi có các tác động trong ngắn hạn.
Kết quả thực hiện ước lượng mối quan hệ dài hạn và ngắn hạn giữa các biến số
của mô hình (6) và (8) được thể hiện trong các bảng 4 và 5.
Bảng 4. Uớc lượng các hệ số dài hạn của mơ hình ARDL
(Biến phụ thuộc LFDIt)
Biến
LFDI(t-1)
LFDI(t-2)

LFDI(t-3)
LFDI(t-4)
LGDP
LGDP(t-1)
LGDP(t-2)
LGDP(t-3)
C
R-squared
F-statistic

Hệ số
0.383**
0.005
0.150
- 0.226***
6.006
- 3.880
13.331
-14.418*
-12.051**
0.884
15.327***

Độ lệch chuẩn
0.132
0.124
0.120
0.077
7.680
15.039

15.038
7.562
5.518

Thống kê t
2.884
0.044
1.247
- 2.931
0.782
- 0.257
0.886
-1.906
-2.183
D-W

Xác suất
0.010
0.964
0.230
0.009
0.445
0.799
0.388
0.074
0.044
1.789

***, ** và * thể hiện có ý nghĩa thống kê tương ứng với các mức 1%, 5% và 10%
Nguồn: Tổng hợp kết quả từ phần mềm EViews 9

Kết quả hồi quy ở bảng 4 cho thấy trong dài hạn, nếu có thay đổi tăng 1% giá trị vốn
đầu tư nước ngoài của năm liền trước sẽ tác động đến dòng FDI của năm hiện tại tăng lên
0,383%. Mặc dù chỉ ở mức ý nghĩa thống kê thấp, nhưng những biến động về GDP ở độ
trễ 3 năm lại có tác động ngược chiều khá mạnh đối với dòng vốn FDI hiện tại.
Bảng 5. Ước lượng tác động ngắn hạn của mơ hình ARDL ECM
(Biến phụ thuộc LFDIt)
Biến

230

Hệ số

Độ lệch chuẩn

Thống kê t

Xác suất


LFDI(t-1)

0.070

0.084

0.838

0.414

LFDI(t-2)

0.076

0.087

0.876

0.393

LFDI(t-3)

0.226***

0.077

2.931

0.009

6.006

7.680

0.782

0.445

LGDP(t-1)

- 13.331

15.038

-0.886

0.388

LGDP(t-2)

14.418*

7.562

1.906

0.074

- 0.687***

0.094

-7.257

0.000

D-W

1.789657

LGDP

ECM(t-1)

ECM = LFDI - (1.510*LGDP -17.522)
R-squared

0.925

***, ** và * thể hiện có ý nghĩa thống kê tương ứng với các mức 1%, 5% và 10%
Nguồn: Tổng hợp kết quả từ phần mềm EViews 9
Giá trị hiệu chỉnh sai số ECMt−1 ước lượng mang giá trị âm (- 0,687) và có ý
nghĩa thống kê ở mức 1%, chỉ ra rằng tồn tại mối quan hệ ngắn hạn giữa các biến trong
mơ hình. Điều này hàm ý rằng trong ngắn hạn, nếu có một tác động làm chệch khỏi giá
trị cân bằng dài hạn của mơ hình, nó có thể được điều chỉnh quay lại giá trị cân bằng
dài hạn ở mức 68,7% mỗi năm.
4.4. Kiểm định tính ổn định của sai số điều chỉnh ECM
Sự tồn tại đồng liên kết của mơ hình 2 ở trên khơng 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. (1975), được biết đến như kiểm định tổng tích lũy phần dư (CUSUM) và tổng tích
lũy phần dư hiệu chỉnh (CUSUMSQ).
Mơ hình hiệu chỉnh phương sai (8) được lựa chọn để thực hiện kiểm định này.
Kết quả thu được được thể hiện trong hình 3 và 4 dưới đây:
Hình 3. Tổng tích lũy phần dư

Hình 4. Tổng tích lũy hiệu chỉnh phần dư

231

1.6

15

10

1.2

5
0.8

0
0.4

-5
0.0

-10
-0.4

-15
12

14

16

18
CUSUM

20

22

24

26

28

12

14

16

18

20

CUSUM of Squares

5% Significance

22

24

26

28

5% Significance

Nguồn: Tổng hợp kết quả từ phần mềm EViews 9
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 mơ hình hiệu chỉnh phương sai đều ổn định.
5. Một số kết luận và đề xuất
5.1. Một số kết luận của nghiên cứu
Nghiên cứu tập trung nghiên cứu mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn giữa hai biến
số đầu tư trực tiếp nước ngoài và tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam trong giai đoạn
1986 - 2014 theo cách tiếp cận mơ hình ARDL đồng liên kết và mơ hình ARDL hiệu
chỉnh sai số.
Kết quả nghiên cứu cho thấy khơng có mối quan hệ dài hạn nào mô tả tác động
của FDI đến tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam hay nói cách khác nguồn vốn FDI vào
Việt Nam thời gian qua chưa thực sự phát huy hiệu quả, làm thúc đẩy tăng trưởng kinh
tế. Kết quả này ủng hộ kết quả nghiên cứu của Belloumi (2014) khi cho rằng FDI
khơng có tác động đến tăng trưởng kinh tế tại Tunisie. Kết quả này cũng có ý nghĩa
quan trọng đối với Chính phủ các nước đang phát triển trong việc thu hút FDI.
Tuy nhiên, trong mơ hình thứ hai, khi lựa chọn FDI là biến phụ thuộc lại cho
thấy một mối quan hệ dài hạn giữa FDI và tăng trưởng kinh tế. Kết quả hồi quy mơ
hình cho thấy việc thu hút FDI tại thời điểm hiện tại chịu ảnh hưởng chính bởi dịng
vốn FDI của năm liền trước. Điều này có thể được lý giải thông qua việc cải thiện môi
trường đầu tư về cơ sở hạ tầng và liên kết sản xuất kinh doanh, cũng như các chính
sách ưu đãi đối với nguồn vốn FDI. Mơ hình cũng cho thấy tác động dài hạn của GDP
với độ trễ 3 năm tới dòng vốn FDI vào Việt Nam ở mức ý nghĩa thống kê thấp.
Với sự hạn chế về mẫu số liệu, sự nhạy cảm trong việc lựa chọn biến và độ trễ
các biến đưa vào mơ hình, kết quả nghiên cứu chắc chắn sẽ cịn nhiều thiếu sót trong
việc mơ tả mối quan hệ thực tế của các biến số trên. Chính vì vậy, trong tương lai, các

232


nghiên cứu mới có thể đưa thêm các biến số khác vào mơ hình như: tổng giá trị đầu tư
trong nước, giá trị xuất khẩu, 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.
5.2. Một số đề xuất nhằm tăng cường tác động của FDI tới tăng trưởng kinh
tế Việt Nam
Hội nhập và phát triển đang là một vấn đề sống còn đối với nền kinh tế hiện nay.
Cái giá của tăng trưởng ngày một tăng, áp lực dành cho Chính phủ ngày càng lớn.
Thực tiễn cuộc sống cho thấy, Việt Nam cần phải có một cuộc đổi mới tồn diện theo
chiều sâu trên tất cả các khía cạnh của nền kinh tế để đạt được mục tiêu hết sức cấp
bách đã đặt ra là nước ta sẽ trở thành một nước công nghiệp theo hướng hiện đại. Để
làm được điều đó, riêng với mảng thu hút và tăng hiệu quả của FDI với tăng trưởng
kinh tế, một số giải pháp được đề ra như sau:
Một là, muốn FDI có tác động hiệu quả tới tăng trưởng kinh tế thì cần thiết phải tái
cấu trúc nguồn vốn FDI theo hướng có trọng tâm, trọng điểm như thu hút vào cơ sở hạ
tầng, y tế, giáo dục đào tạo, công nghệ cao, cơng nghệ sạch… với các đối tác có tiềm năng
thực sự. Để làm được điều đó, Chính phủ cũng cần có một chiến lược dài hạn và tổng thể
trong công tác quy hoạch (quy hoạch cả nước, quy hoạch vùng, quy hoạch ngành và địa
phương). Rõ ràng, FDI sẽ có tác động tốt tới tăng trưởng kinh tế cả nước khi nó được gắn
liền với phát triển kinh tế ngành, vùng tốt. Cần khắc phục ngay việc đầu tư khơng theo quy
hoạch, ngồi quy hoạch và theo phong trào khơng có định hướng.
Hai là, trong giai đoạn sắp tới, cần rà soát nghiêm túc các danh mục dự án chưa
triển khai, không triển khai, tạm ngừng hoạt động, các dự án có tác động xấu đến mối
trường để tìm kiếm những nhà đầu tư tiềm năng khác. Song song với việc rà soát cần
phải nâng cao năng lực cạnh tranh, thẩm định và giám sát các dự án để nâng cao hiệu
quả đầu tư của dự án FDI.

Ba là, cần khẩn trương sửa đổi việc phân cấp đầu tư trực tiếp nước ngoài theo
hướng Trung ương quyết định và cấp phép cho các dự án quan trọng và có tính vĩ mơ
như các lĩnh vực hạ tầng giao thông, dự án sử dụng nhiều đất…
Bốn là, các giải pháp cần phải đồng bộ, địi hỏi quyết tâm chính trị cao của hệ
thống chính trị, đặc biệt là các bộ máy lãnh đạo từ Trung ương đến địa phương để loại
bỏ tư duy nhiệm kỳ, lợi ích nhóm chi phối.
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

233


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, 289326.

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

234


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. WDI (2016). Các chỉ số phát triển thế giới, Ngân hàng thế giới.
.

235