Tiểu luận: Nghiên cứu định lượng về tác động của tốc độ tăng trưởng GDP và độ mở thương mại đến dòng vốn FDI đăng ký tại Việt Nam

TRƢỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƢƠNG CƠ SỞ II
NGÀNH KINH TẾ
o0o



TIỂU LUẬN
NGHIÊN CỨU ĐỊNH LƢỢNG VỀ TÁC ĐỘNG CỦA
TỐC ĐỘ TĂNG TRƢỞNG GDP VÀ ĐỘ MỞ THƢƠNG MẠI ĐẾN
DÒNG VỐN FDI ĐĂNG KÝ TẠI VIỆT NAM

Nhóm 23
Lê Vũ Văn Phi 1201016392
Võ Văn Quang 1201016433
Trần Minh Tiếng 1201016552
Nguyễn Ngọc Lợi 1201016269
Trần Hàn Nguyên 1201025059
Nguyễn Thị Thanh Tâm 1201025078

Giáo viên hƣớng dẫn: Cô Trƣơng Bích Phƣơng

Tp. Hồ Chí Minh, ngày 02-06-2014
1

NGHIÊN CỨU ĐỊNH LƢỢNG VỀ TÁC ĐỘNG CỦA
TỐC ĐỘ TĂNG TRƢỞNG GDP VÀ ĐỘ MỞ THƢƠNG MẠI ĐẾN
DÒNG VỐN FDI ĐĂNG KÝ TẠI VIỆT NAM

Lê Vũ Văn Phi, Võ Văn Quang, Trần Minh Tiếng,
Nguyễn Ngọc Lợi, Trần Hàn Nguyên, Nguyễn Thị Thanh Tâm

TÓM LƢỢC
Bài nghiên cứu nhằm đo lường mức độ ảnh hưởng của tốc độ tăng trưởng
GDP và độ mở thương mại đến dòng vốn FDI đăng ký tại Việt Nam trong giai đoạn
1990-2010. Kết quả phân tích OLS cho thấy tốc độ tăng trưởng GDP không thật sự
tác động đến FDI, trong khi độ mở thương mại lại thật sự có ảnh hưởng, và mô hình
hồi quy sau khi chữa bệnh giải thích được 45.29% vấn đề đang nghiên cứu. Từ đó,
nhóm nghiên cứu đưa ra những đề xuất, giải pháp để nâng cao độ mở thương mại của
Việt Nam
Từ khóa: FDI, tốc độ tăng trưởng GDP, độ mở thương mại.
1. Giới thiệu
Gia nhập WTO, Việt Nam chính thức đặt những bước chân chập chững đầu
tiên của mình vào đại dương rộng lớn, bao la của thị trường thế giới. Đó là khi chúng
ta tự tin chiếm lĩnh với những cơ hội và cũng đồng thời đương đầu với những thách
thức. Không quá khó hiểu khi hiệu ứng từ gia nhập WTO năm 2007 đã đẩy làn sóng
FDI vào Việt Nam lên cao đạt 20,3 tỉ đô la tăng gần 70% so với năm 2006, thế
nhưng người ta dự báo Việt Nam còn có một tiềm năng lớn để thu hút FDI ở mức độ
cao hơn nhiều bởi những số liệu đã được minh chứng trong khảo sát triển vọng đầu
tư thế giới của UNCTAD 2007-2009, trong đó Việt Nam xếp thứ 6 trong số nền kinh
tế hấp dẫn nhất để đưa FDI vào. 7 năm sau đó, vào tháng 4-2014, báo cáo mới nhất
từ Tổng cục thống kê (GSO) cho thấy Vốn đầu tư trực tiếp từ nước ngoài (FDI) vào
Việt Nam trong quý một năm 2014 giảm gần 50% so với cùng kỳ năm ngoái. Và nó
mách bảo chúng ta cần dừng lại, suy nghĩ và tìm ra con đường mới .
2

Trong khuôn khổ một bài tiểu luận, nhóm tác giả sẽ sử dụng phương pháp
OLS để phân tích định lượng sự tác động của Tăng trưởng GDP và Độ mở thương
mại lên dòng vốn FDI đổ vào Việt Nam với mục đích: (1) Xác định xem nhân tố nào

thực sự tác động đến FDI và (2) đề ra các giải pháp thiết thực, phù hợp với thực tiễn
của Việt Nam để thu hút thêm dòng vốn đầu tư trực tiếp của nước ngoài.
Để đạt được các mục tiêu trên, sau đây bài nghiên cứu dẽ trình bày cơ sở lý
thuyết và mô hình nghiên cứu. Phần tiếp theo, trình bày kết quả chạy Eviews. Cuối
cùng là thảo luận về kết quả và một số đề xuất cho nghiên cứu tiếp theo.
2. Cơ sở lý thuyết
2.1. Các khái niệm
2.1.1. FDI
Khái niệm: Đầu tư trực tiếp nước ngoài là hình thức đầu tư quốc tế trong đó
chủ đầu tư nước ngoài đầu tư toàn bộ hoặc một phần vốn đủ lớn vào dự án đầu tư,
cho phép họ giành quyền quản lý hoặc trực tiếp tham gia quản lý dự án đầu tư.
FDI có thể hiểu theo hai nghĩa FDI vào và FDI ra. Trong bài nghiên cứu này,
FDI được hiểu theo nghĩa thứ nhất.
2.1.2. Độ mở thương mại
Khái niệm: độ mở thương mại (trade openness) được tính bằng tỷ trọng XNK
chia cho GDP để tính toán vai trò và tầm ảnh hưởng của thương mại tới tổng sản
phẩm quốc nội. Đây là một chỉ số phản ánh hợp lý mức độ mở cửa của một nền kinh
tế và là cơ sở quan trọng để đưa ra quyết định đầu tư của các doanh nghiệp FDI.
Điển hình như ở Việt Nam, trong giai đoạn 2007 – 2008, khi nước ta hoàn tất gia
nhập WTO, dòng vốn FDI đăng ký đã tăng rất mạnh. (Năm 2006, tổng vốn FDI đang
ký tại Việt Nam chỉ khoảng 12 tỉ USD, nhưng đến năm 2007, con số này đã tăng vọt
lên 21 tỷ USD).
Đã có nhiều nghiên cứu về mối tương quan giữa độ mở thương mại với dòng
vốn FDI như nghiên cứu của Mohamed Amal & cộng sự (2010) về các yếu tố ảnh
hưởng đến FDI ở 8 nước châu Mỹ Latinh trong giai đoạn 1996-2008. Trong nghiên
cứu này, các tác giả đã chứng minh được độ mở thương mại có tác động dương tới
FDI. Hay trong nghiên cứu của PGS.TS. Nguyễn Thị Liên Hoa & Bùi Thị Bích
3

Phương về “Những nhân tố tác động đến đầu tư trực tiếp nước ngoài tại những quốc

gia đang phát triển” cũng cho ra kết quả tương tự dựa trên mô hình hồi quy
ln(fdi)
it
= α +β
1
ln(gdp
it
) + β
2
ln(tr
it
) + β3ln(pc
it
) + β
4
ln(wrg
it
) + β
5
.opn
it
+ e
it
của quốc
gia i vào thời điểm t. (GDP là tổng sản phẩm quốc nội, Tr là tổng dự trữ ngoại hối,
Pc là cơ sở hạ tầng, Wrg là chi phí lao động, Opn là độ mở thương mại của quốc
gia.)
2.1.3. Tốc độ tăng GDP
Khái niệm: tốc độ tăng trưởng kinh tế là tốc độ thể hiện sự tăng lên trong khả
năng sản xuất hàng hóa và dịch vụ của nền kinh tế; tăng trưởng kinh tế thể hiện sự

tăng thêm của tổng sản lượng qua các thời kỳ.
Công thức tính:

Y
1
, Y
0
lần lượt là GDP thực (GDPr) các kỳ (năm) 1, 0
Tốc độ tăng trưởng GDP cho thấy sự tăng trưởng cũng như tiềm năng tăng
trưởng của một nền kinh tế trong tương lai. Một quốc gia có tốc độ tăng trưởng GDP
cao và liên tục sẽ có cơ hội được nhà đầu tư nước ngoài để ý nhiều hơn các quốc gia
khác. Thuận lợi của của các công ty đa quốc gia khi đầu tư vào các nước có tốc độ
tăng trưởng cao là họ dễ dàng tiếp cận thị trường do tâm lý người tiêu dùng khá lạc
quan với tình hình đất nước. Tốc độ tăng trưởng GDP cao cũng thể hiện khả năng
cạnh tranh của nền kinh tế so với các quốc gia khác trong khu vực. Vì vậy, khi tốc độ
tăng trưởng GDP tăng dẫn đến nguồn vốn FDI tăng lên và ngược lại.
Nhắc đến các nghiên cứu về mối tương quan giữa tăng trưởng kinh tế và dòng
vốn FDI thì phải kể đến “Nguồn tài chính trong nước và nước ngoài cho tăng trưởng
ở Việt Nam” của TS. Nguyễn Ngọc Sơn và TS. Trần Thị Thanh Tú. Trong công trình
nghiên cứu này, các tác giả đã kết luận rằng: tỷ lệ tăng trưởng kinh tế có tác động
dương đến dòng vốn FDI với mức ý nghĩa thống kê 5%.

2.2. Phƣơng pháp nghiên cứu và mô hình kinh tế lƣợng
2.2.1. Phương pháp nghiên cứu
Bài nghiên cứu này sử dụng chủ yếu phương pháp nghiên cứu định lượng.
Các số liệu sau khi thu thập được từ Tổng cục Thống kê và Ngân hàng Thế Giới sẽ
(%)100.
1
Yo
YoY

g


4

được lọc ra để có được bộ số liệu giai đoạn 1990-2010 bằng phần mềm Excel. Sau
đó, bộ số liệu này sẽ được đưa vào phần mềm Eviews 8.0 để xử lý bằng phương pháp
OLS và tiến hành kiểm định các bệnh. Ngoài ra, nhóm tác giả còn sử dụng các
phương pháp phân tích, thống kê, so sánh.
2.2.2. Mô hình kinh tế định lượng
Dựa trên các mô hình kinh tế định lượng trước đó nghiên cứu về các nhân tố
tác động đến dòng vốn FDI cũng như sử dụng kiến thức trong sách “Giáo trình kinh
tế lượng” của Đại học Kinh tế thành phố Hồ Chí Minh về các mô hình phù hợp với
việc nghiên cứu tốc độ tăng trưởng (giảm sút) của các biến số kinh tế vĩ mô, nhóm
tác giả xin được đề xuất mô hình log-lin như sau:
Ln(FDI
i
) = β
1
+ β
2
GDPG
i
+ β
3
OPN
i
Trong đó, các biến được mô tả cụ thể qua 2 bảng sau:
Bảng 1. Bảng mô tả ký hiệu và dữ liệu nghiên cứu
Ký hiệu

Mô tả
Nguồn
FDI
Dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài đăng ký
tại Việt Nam (triệu USD)
Tổng cục thống kê
GDPG
Tốc độ tăng GDP (%)
World Bank
OPN
Độ mở thương mại (%)
World Bank

Bảng 2. Bảng mô tả biến trong mô hình nghiên cứu
Biến
Phương pháp đo lường
Kỳ vọng
dấu
Giả thuyết
Biến phụ thuộc:
Ln(FDI
i
)
Giá trị logarit tự nhiên của
dòng vốn FDI đăng kí tại Việt
Nam vào năm i


Các biến độc lập

GDPG
i

GDPG
i
=






. 100%
+
Tốc độ tăng trưởng
kinh tế cao sẽ thu
hút dòng vốn FDI
OPN
i

OPN
i
=







. 100%
+
Nước ta càng mở
cửa sẽ càng thu hút
được nhiều vốn FDI



5

3. Kết quả
3.1. Dữ liệu
Bảng 3. Giá trị dòng vốn FDI đăng ký, tốc độ tăng trƣởng GDP và
độ mở thƣơng mại của Việt Nam giai đoạn 1990 – 2010
Nguồn: Tổng cục Thống kê; Ngân hàng Thế giới
3.2. Mô hình hồi quy
3.2.1. Mô hình hồi quy gốc
Bảng 4. Mô hình hồi quy gốc

Dựa vào kết quả Eviews, ta có hàm hồi quy tuyến tính mẫu:
Năm
FDI
(triệu
USD)
GDPG
(%)
OPN
(%)
Năm

FDI
(triệu
USD)
GDPG
(%)
OPN
(%)
1990
735.0
5.100918
81.3157
2001
3142.8
6.192893
103.6884
1991
1291.5
5.960844
66.94695
2002
2998.8
6.320821
107.8287
1992
2208.5
8.646047
73.57689
2003
3191.2
6.899063

115.1175
1993
3037.4
8.072731
66.21227
2004
4547.6
7.536411
122.2613
1994
4188.4
8.838981
77.4732
2005
6839.8
7.547248
130.7148
1995
6937.2
9.54048
74.72127
2006
12004.0
6.977955
138.3136
1996
10164.1
9.340017
92.70575
2007

21347.8
7.129504
154.6054
1997
5590.7
8.152084
94.34448
2008
71726.0
5.661771
154.3175
1998
5099.9
5.764455
97.00125
2009
23107.3
5.397898
136.3107
1999
2565.4
4.773587
102.7874
2010
19886.1
6.423238
152.2174
2000
2838.9
6.787316

103.2444
6

Ln(FDI
i
) = 3.182822 + 0.27337GDPG
i
+ 0.032812OPN
i
Kiểm định sự phù hợp của mô hình:
Giả thiết: H
0
: R
2
= 0
H
1
: R
2
≠ 0
Theo kết quả của bảng trên, ta có p-value (thống kê F) là 0.00002 < 0.05 nên
ta bác bỏ giả thiết H
0
. Tức là: mô hình nhóm tác giả đề xuất là phù hợp. Tiếp theo,
nhóm tác giả sẽ tiến hành kiểm định các bệnh và tiến hành chữa bệnh (nếu có).
3.2.2. Kiểm định các bệnh
3.2.2.1. Hiện tượng đa cộng tuyến
Trong bài nghiên cứu này, do chỉ có 2 biến độc lập nên nhóm tác giả sẽ lựa
chọn phương pháp sử dụng tương quan cặp giữa các biến quan sát để kiểm định đa
cộng tuyến cho mô hình.

Kết quả như sau:
Bảng 5. Tƣơng quan cặp giữa các biến độc lập

Nhận xét: tương quan cặp giữa hai biến độc lập được sử dụng trong bài là:
r=-0.348946 là khá nhỏ (│r│<0.8), do đó ta có thể kết luận: không xảy ra hiện tượng
đa cộng tuyến.
3.2.2.2. Hiện tượng phương sai thay đổi
Để kiểm định phương sai thay đổi, nhóm tác giả sẽ lựa chọn phương pháp
kiểm định White:
Giả thiết: H
0
: Mô hình có phương sai không thay đổi
H
1
: Mô hình có phương sai thay đổi
Kết quả chạy trên Eviews như sau:




7

Bảng 6. Kiểm định White

Theo kết quả của bảng trên, ta thấy nR
2
=7.777165 có xác suất p – value tương
ứng là 0.169 > 0.05 do đó, với độ tin cậy 95%, ta có thể chấp nhận giả thiết H
0
: mô

hình có phương sai không đổi.
3.2.2.3. Hiện tượng tự tương quan
Để kiểm định xem mô hình có xảy ra hiện tượng tự tương quan hay không,
nhóm tác giả sẽ sử dụng kiểm định Breusch-Godfrey:
Giả thiết: H
0
: không tồn tại tự tương quan trong mô hình
H
1
: có xảy ra hiện tượng tự qương quan trong mô hình
Kết quả từ phần mềm Eviews như sau:




8

Bảng 7. Kiểm định Breusch-Godfrey

Theo kết quả của bảng trên, nR
2
= 4.802085 có p – value tương ứng là 0.0284.
Do p – value < 0.05 nên ta bác bỏ giả thiết H
0
. Tức là: mô hình có tồn tại tự tương
quan.
Nhóm tác giả sẽ sử dụng phương pháp Durbin – Watson 2 bước để chữa bệnh
cho mô hình.
Bước 1: Tìm ước lượng ρ
Tiến hành chạy hàm hồi quy của ln(FDI

i
) theo các biến độc lập: ln(FDI
i-1
),
GDPG
i
, GDPG
i-1
, OPN
i
, OPN
i-1
, ta được kết quả sau:






9

Bảng 8. Mô hình hồi quy để ƣớc lƣợng ρ

Giá trị ước lượng được đối với hệ số hồi quy của ln(FDI
i-1
):  =0.455547
chính là ước lượng vững của ρ mà ta cần tìm.
Bước 2: Nhóm tác giả tiến hành xây dựng mô hình hồi quy với biến phụ thuộc
mới là: ln(FDI
i

) – ln(FDI
i-1
) và các biến độc lập mới là GDPG
i
- .GDPG
i-1
;
OPN
i
- .OPN
i-1
. Kết quả trên phần mềm Eviews như sau:
Bảng 9. Mô hình hồi quy mới

10

Từ kết quả của bảng trên, ta xây dựng mô hình hồi quy mới như sau:
ln(FDI
i
) – ln(FDI
i-1
) = 3.026022 + 0.076535(GDPG
i
- .GDPG
i-1
) +
0.024634(OPN
i
- .OPN
i-1

)
Trong đó:  = 0.455547
Tiếp theo, ta sẽ tiến hành kiểm định lại lần nữa để xem xét mô hình có còn
hiện tượng tự tương quan hay không:
Giả thiết: H
0
: không tồn tại tự tương quan trong mô hình
H
1
: tồn tại tự tương quan trong mô hình
Kết quả chạy Eviews như sau:
Bảng 10. Kiểm định Breusch-Godfrey mô hình mới

Theo kết quả của bảng trên, nR
2
= 2.178290 có p – value tương ứng là 0.14.
Do p – value > 0.05 nên ta chấp nhận giả thiết H
0
. Tức là, mô hình không xảy ra hiện
tượng tự tương quan.

11

3.3. Nhận xét kết quả mô hình hồi quy
Hàm hồi quy:
ln(FDI
i
) – ln(FDI
i-1
) = 3.026022 + 0.076535(GDPG

i
- .GDPG
i-1
) +
0.024634(OPN
i
- .OPN
i-1
)
Ý nghĩa của hệ số xác định R
2
và các hệ số 

2
, 

3
, trong mô hình hồi quy
mới:
- Ý nghĩa R
2
: R
2
= 0.452903 có nghĩa là hai biến GDPG
i
- .GDPG
i-1
và OPN
i
-

.OPN
i-1
giải thích được 45.29% sự thay đổi của biến ln(FDI
i
) – ln(FDI
i-1
);
54.71% còn lại do các yếu tố chưa đưa vào mô hình hoặc chưa biết.
- Ý nghĩa 

2
: 

2
= 0.076535 có nghĩa là với điều kiện các yếu tố khác không
đổi, khi GDPG
i
- .GDPG
i-1
thay đổi 1% (đơn vị của GDPG
i
- .GDPG
i-1
ở
đây là %) thì







tăng 7.654%.
- Ý nghĩa 

3
: 

3
= 0.024634 có nghĩa là với điều kiện các yếu tố khác không
đổi, khi OPN
i
- .OPN
i-1
thay đổi 1% (đơn vị của OPN
i
- .OPN
i-1
cũng là %)
thì






tăng 2.463%.
Kiểm định mô hình:
Giả thiết: H
0
: R

2
= 0
H
1
: R
2
≠ 0
Căn cứ vào bảng 9, ta thấy giá trị p-value (thống kê F) = 0.005937 < 0.05 nên
ta bác bỏ H
0
. Tức là: mô hình mồi quy mới là phù hợp.
Kiểm định hệ số β
2
:
Giả thiết: H
0
: β
2
= 0
H
1
: β
2
≠ 0
Căn cứ vào bảng số 9, ta thấy giá trị p-value tương ứng với hệ số hồi quy 

2
là
0.4955 > 0.05. Do đó, ta chấp nhận giả thiết H
0

. Tức là: với độ tin cậy 95%, biến
GDPG
i
- .GDPG
i-1
không có ảnh hưởng đến biến ln(FDI
i
) – ln(FDI
i-1
).
Kiểm định hệ số β
3
:
Giả thiết: H
0
: β
3
= 0
H
1
: β
3
≠ 0
12

Căn cứ vào bảng số 9, ta thấy giá trị p – value tương ứng với hệ số hồi quy 

3

là 0.0017 < 0.05. Do đó, ta bác bỏ giả thiết H

0
. Tức là: với độ tin cậy 95%, biến
OPN
i
- .OPN
i-1
thực sự có tác động đến biến ln(FDI
i
) – ln(FDI
i-1
).
4. Kết luận và giải pháp
Trong mô hình nghiên cứu của nhóm tác giả, chỉ có biến độ mở thương mại
(OPN) là thật sự có tác động đến dòng vốn FDI. Dấu “+” trong hàm hồi quy mẫu là
phù hợp với cơ sở lý thuyết ban đầu mà nhóm đề xuất, đồng thời khẳng định lại một
lần nữa giả thuyết: nước ta càng mở cửa sẽ càng thu hút được nhiều vốn FDI. Do đó,
tiếp theo trong phần giải pháp, nhóm tác giả sẽ tập trung vào các cách để nâng cao
mức độ mở cửa hiện nay của nước ta. Cụ thể:
4.1. Phát triển và nâng cao chất lượng, quy mô đào tạo nguồn nhân lực cho mở
cửa thương mại
Theo yêu cầu của hội nhâp kinh tế quốc tế, nhu cầu nhân lực chất lượng cao
ngày càng tăng, đòi hỏi sự cải tiến trong chất lượng đào tạo, giảng dạy. Nguồn nhân
lực có trình độ chuyên môn, nghiệp vụ, vừa thông thạo ngoại ngữ là lợi thế cho nền
kinh tế Việt Nam trong định hướng mở cửa và hội nhập. Đồng thời, với sự hiểu biết
về luật pháp thương mại quốc tế, văn hóa, tập quán kinh doanh của các doanh nghiệp
nước ngoài nhờ quá trình nghiên cứu, học tập, tra cứu các tài liệu, giáo trình nước
ngoài, thông tin trên các phương tiện tra cứu hiện đại bằng tiếng nước ngoài cũng là
một ưu thế của nguồn nhân lực chất lượng cao, thể hiện rõ qua việc thông thạo các
điều khoản kí trong các hợp đồng, dễ dàng ứng phó những tranh chấp quốc tế xảy ra
trong thương mại quôc tế.

Để giải đáp ứng nhu cầu này, nhà nước cần ban hành những chính sách
khuyến khích giáp dục ngành liên quan. Xây dựng, đầu tư, phát triền các trung tâm
nghiên cứu, học viện chuyên về lĩnh vực thương mại quốc tế, mở cửa nền kinh tế.
Ngoài ra, chính phủ còn có thể khuyến khích nâng cao trình độ nguồn nhân lực trong
ngành bằng các chương trình giáo dục hợp tác quốc tế, tạo điều kiện cho cấp quản lý
cùng nhân viên tiêu biểu đi học tập, nghiên cứu tại nước ngoài. Các doanh nghiệp
cần phát triển chiến lược đầu tư phát triển nguồn nhân lực chất lượng cao cho doanh
13

nghiệp mình thông qua các hoạt động tổ chức hội thảo chuyên ngành nhằm tăng tính
cạnh tranh khi tham gia vào thương mại quốc tế.
4.2. Phát huy tiềm năng thị trường để tăng cường mở rộng hợp tác quốc tế và
khu vực
Lợi ích khai thác được từ việc mở rộng hợp tác quốc tế và khu vực là vô hạn.
Từ việc tiếp cận với sự tiến bộ của các nước có thế mạnh về các mặt như trình độ
khoa học công nghệ, trình độ quản lý, trình độ chuyên môn của người lao động đến
sự tiếp xúc với thị trường mới tạo điều kiện việc phát triển thị trường tiềm năng, mở
rộng quy mô kinh doanh; tranh thủ sự trợ giúp vốn, kinh nghiệm sản xuất, kinh
doanh đều cho thấy quá trình hội nhập kinh tế với các nước trong khu vựcvà trên
thế giới là điều hết sức cần thiết.
Dựa trên thực tế đó, Việt Nam cần phát huy hơn nữa vai trò của mình trong
các tổ chức kinh tế khu vực và thế giới; đồng thời, phải tận dụng hết những cơ hội
hội nhập mang đến. Chủ động nghiên cứu giải quyết các cơ chế giải quyết các tranh
chấp quốc tế trong khuôn khổ ASEAN và WTO để có thể vận dụng giải quyết ngay
khi có tranh chấp xảy ra ảnh hưởng, liên quan đến quyền lợi quốc guia, doanh nghiệp
Việt Nam. Bên cạnh đó, nhà nước cần đầy nhanh quá trình ra quyết định chính sách,
tăng cường mối quan hệ giữa nàh nước và doanh nghiệp, thay đổi các chương trình
xúc tiến xuất khẩu đối với từng mặt hàng, tập trung khai thác những thị trường mới;
thực hiện chiến dịch quảng bá hình ảnh quốc gia, doanh nghiệp, sản phẩm ra quốc tế;
nâng cao vai trò các cơ quan đại diện của Việt Nam tại nước ngoài để tạo điều kiện

khai thác tốt thông tin về thị trường, tiềm năng từ nước bạn.
4.3. Đa dạng hóa các hoạt động xúc tiến thương mại, mở rộng thị trường
Nâng cao vai trò cơ quan xúc tiến thương mại. Các bộ, ban ngành tăng cường
hệ thống thông tin điện tử (website) cung cấp thông tin về chính sách, thị trường,
vốn, lao động, kịp thời và nhanh chóng; huyến khích, tạo điều kiện cho các doanh
nghiệp lập văn phòng, phoàng trưng bày tại nước ngoài.
Tăng cường hoạt động xuất khầu thông qua các chính sách giảm, miễn thuế.
Giảm nhập khẩu các mặt hàng xa xỉ nhằm tiết kiệm ngoại tệ cho nhập khầu máy
móc, trang thiết bị phục vụ sản xuất xuất khẩu.
14

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
[1] PGS.TS. Nguyễn Thị Liên Hoa và 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) – tháng 01-02/2014, trang 40-46;
[2] Hoàng Xuân Bình (2013), Mối quan hệ giữa mở cửa thương mại và tăng trưởng
kinh tế ở Việt Nam trong tiến trình hội nhập kinh tế quốc tế, Luận án tiến sĩ, Trường
Đại học Ngoại thương;
[3] TS. Nguyễn Ngọc Sơn và TS. Trần Thị Thanh Tú (2009), Nguồn tài chính trong
nước và nước ngoài cho tăng trưởng ở Việt Nam, Nhà xuất bản Lao động – Xã hội,
Hà Nội;
[4] Ths. Hoàng Ngọc Nhậm (2008), Giáo trình Kinh tế lượng, Nhà xuất bản Lao
động – Xã hội, Hà Nội;
[5] Tổng cục thống kê, địa chỉ trang web đường link truy
cập số liệu truy cập ngày 25/05/2014;
[6] Ngân hàng Thế giới, địa chỉ trang web đường link
truy cập số liệu
ngày truy cập 25/05/2014.