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

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 Cơng 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 mơ hình định lượng như đồng liên kết ARDL và mơ 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 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 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 tốn quốc tế, đóng
góp cho ngân sách nhà nước, phát triển nhân lực chất lượng cao và tạo thêm nhiều việc
làm.

466


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, 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 vịng 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 q 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, 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, 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 mơ 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 ngồi.

467


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 khơng 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 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 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 mơ 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 mơ 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 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
468


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 khơng 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 cịn 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) 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 mơ 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

EXP

02
FDI

04

06

08

10

12

14

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


•

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 mơ hình ARDL, ngoài 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 mô 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, bài nghiên cứutiến hành các bước sau:
i.

Xác định độ trễ của các biến trong mơ 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 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.

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 mơ hình.

4. Các kết quả kiểm định và ước lượng mơ 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

Biến

Mơ hình
khơng hằng số

GDP

Thống kê
t
-0,051

FDI

-0,507

Mơ hình
có hằng số

0,658

Thống kê
t
-3,087

0,038**

0,488

-2,149

0,228

p-value

p-value

470

Mơ hình
có hằng số và xu
hướng
Thống kê
p-value
t
-4,164
0,016**
-1,965

0,595

Kết luận

Chuỗi dừng
Chuỗi không
dừng

∆FDI

-0,175

0,613

-3,051

0,042**

-3,693

0,044**

EXP

2,061

0,989

-0,870

0,783

-3,271

0,091*

∆EXP

-4,369

0,000***

-5,507

0,000***

-5,437

0,000***

Chuỗi dừng
Chuỗi khơng
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 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 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, 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
mơ hình sau:

(1)

(2)

(3)

trong đó, ∆ thể hiện sai phân bậc 1,
phối độc lập và đồng nhất.

,

,

là các sai số phần dư được giả định phân

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 mơ hình sau:

(4)

(5)

(6)

trong đó,
là các biến độc lập,
là độ trễ tối ưu của mơ hình ARDL.

471

là các hệ số dài hạn, (p,q,r)


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:
biến.

không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các

Giả thuyết H1:

•

tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến.

Đối với mơ hình 2:

Giả thuyết H0:
biến.

khơng tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các

Giả thuyết H1:

•

tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến.

Đối với mơ hình 3:

Giả thuyết H0:
biến.

khơng tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các

Giả thuyết H1:

tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến.

Độ trễ tối ưu của mơ hình được xác định dựa vào các tiêu chí AIC và SC. Kết quả
cho thấy đối với mơ hình 1 là ARDL(1,0,2), mơ hình 2 là ARDL(1,0,0) và mơ hình 3 là
ARDL(1,4,3).
Bảng 2: Kết quả kiểm định đường bao (ARDLBound test)
Mơ hình ước lượng
FGDP(GDP/FDI,EXP)
FFDI (FDI/GDP,EXP)
FEXP(EXP/GDP,FDI)

Độ trễ tối ưu
(1,0,2)
(1,0,0)
(1,4,3)

Thống kê F
3,868**
3,962**
0,503

Kết luận
Tồn tại đồng liên kết
Tồn tại đồng liên kết
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
10%
5%
1%

I(0) Bound
3,17
3,79
5,15

I(1) Bound
4,14
4,85
6,36

Nguồn: tổng hợp kết quả kiểm định mơ hình nghiên cứu

Kết quả kiểm định đường bao được trình bày trong bảng 2 cho thấy chỉ tồn tại 2 mơ
hình đồng liên kết. Đối với mơ hình 1 và 2 được lựa chọn, cần thiết phải thực hiện các
kiểm định về sai số phần dư của mơ hình.

Bảng 3: Các kiểm định sai số phần dư
Kiểm định
Jarque Bera
Langrage Multiplier LM
White (Chi-sq)
Ramsey Reset

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

472


Mơ hình

FGDP (GDP/ FDI, EXP)

FFDI(FDI/ GDP, EXP)

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 mơ hình nghiên cứu

Kết quả các kiểm định phần dư của 2 mơ hình được trình bày trong bảng 3 cho thấy
mơ hình(1) 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. Mơ hình (2) khơng đảm
bảo u cầu về giả thuyết phân phối chuẩn. Do đó, tác giả chỉ giữ lại mơ 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 mơ
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 mơ hình, bài viết thực hiện ước lượng đối với mơ 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
mơ hình khi có các tác động trong ngắn hạn.

473


Kết quả thực hiện ước lượng mối quan hệ dài hạn và ngắn hạn giữa các biến số của
mơ hình (7) và (10) 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 GDPt)

Biến
GDP(t-1)
FDI
EXP
EXP(t-1)
EXP(t-2)

C
R-squared
F-statistic

Hệ số
0.560***
0.025
0.008
-0.105**
0.082**
3.831**
0.581
6.124***

Độ lệch chuẩn
0.189
0.104
0.035
0.044
0.037
1.122

Thống kê t
2.958
0.245
0.245
-2.353
2.221
3.413
D-W

Xác suất
0.007
0.808
0.808
0.028
0.036
0.025
1.808

***, ** và * thể hiện có ý nghĩa thống kê tương ứng với các mức 1%, 5% và 10%
Nguồn: tổng hợp kết quả kiểm định mơ 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 mơ 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 mơ hình ARDL ECM
(Biến phụ thuộc ∆GDPt)

Biến
Hệ số
Độ lệch chuẩn
∆FDI(t-1)
0.025
0.104
∆EXPt
0.008

0.035
∆EXP(t-1)
-0.082
0.037
ECM(t-1)
-0.439
0.189
ECMt = GDPt - (0.058*FDIt- 0.033*EXPt+ 8.719)

Thống kê t
0.245
0.245
-2.221
-2.319

Xác suất
0.808
0.808
0.036
0.030

***, ** và * thể hiện có ý nghĩa thống kê tương ứng với các mức 1%, 5% và 10%
Nguồn: tổng hợp kết quả kiểm định mơ 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 mơ 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 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.

474


(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 (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
CUSUM

04

06

08

10

12

14

94

5% Significance

96

98

00

02

04

CUSUM of Squares

06

08

10

12

14

5% Significance

Nguồn: tổng hợp kết quả kiểm định mơ 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 mơ 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 19862015 theo cách tiếp cận mơ hình ARDL đồng liên kết và mơ 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 khơng phủ định hồn tồn 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


đánh giá, kiểm sốt 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 cịn 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 mơ 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, 356369

6.

Dritsaki, C., &Stiakakis, E. (2014). Foreign direct investment, exports, and economic
growth in Croatia: A time series analysis. Procedia Economics and Finance, 14, 181190.

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, 427431.

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), 4145.

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.

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

giới.

477

triển

thế

giới,

Ngân

hàng

thế