Đánh giá tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) và việc gia nhập tổ chức thương mại thế giới (WTO) đến tăng trưởng kinh tế thành phố Hải Phòng, giai đoạn 1989 - 2015

 Tạp chí Khoa học Công nghệ Hàng hải Số 47 – 08/2016 59 
ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA ĐẦU TƯ TRỰC TIẾP NƯỚC NGOÀI (FDI) VÀ 
VIỆC GIA NHẬP TỔ CHỨC THƯƠNG MẠI THẾ GIỚI (WTO) ĐẾN 
TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ THÀNH PHỐ HẢI PHÒNG, GIAI ĐOẠN 1989 - 2015 
(INVESTIGATING THE INFLUENCE OF FOREIGN DIRECT INVESTMENT (FDI) AND 
ACCESSING THE WORLD TRADE ORGANIZATION (WTO) TO 
HAIPHONG ECONOMIC DEVELOPMENT IN THE PERIOD OF 1989 TO 2015) 
VƯƠNG TOÀN THU THỦY 
Trường Đại học Hải Phòng. 
Tóm tắt 
FDI và WTO được biết đến là hai yếu tố tích cực kích thích tăng trưởng của nền kinh tế; tuy 
nhiên, việc đánh giá 02 yếu tố này thường chỉ được nghiên cứu trong khoảng thời gian 
ngắn (thông thường là 05 đến 10 năm) và ít khi được ứng dụng các phần mềm phân tích 
định lượng; vì vậy, các kết quả có thể chưa chính xác và chưa khách quan. Nghiên cứu 
“Đánh giá vai trò của FDI và WTO đối với phát triển kinh tế thành phố Hải Phòng” đã 
khắc phục được những hạn chế của các nghiên cứu trước đây với sự tham gia của phần 
mềm SPSS gồm 03 biến được quan sát trong 27 năm. Nghiên cứu đã chỉ ra, FDI là nhân 
tố chính làm gia tăng tốc độ tăng trưởng GDP nhưng việc gia nhập Tổ chức Thương mại thế 
giới WTO chưa thực sự có hiệu quả tích cực đến sự tăng trưởng kinh tế của thành phố Hải 
Phòng. 
Từ khóa: Phương trình hồi quy, yếu tố phát triển kinh tế, GDP, FDI, WTO, Hải Phòng. 
Abstract 
It is well known, FDI and WTO are key elements in promoting Vietnam's economy; 
however, their evaluating is usually studied in the short time (05 - 10 years) and lacked an 
statistical application support; therefore, study results may not accurate and objective. 
The study which is to “Investigate the role of FDI and WTO to Haiphong economic 
development in the period of 1989 and 2015” makes good last papers' shortcomings with 
an application of SPSS including 3 variables observed in the period of 27 years. Thereby, 
this paper shows that FDI is the main factor driving GDP but there isn’t any objective sign 
to Haiphong city’s economic growth because of joining WTO. 
Key words: Regression model, economic development, GDP, FDI, WTO, HaiPhong City 
1. Mở đầu 
Tăng trưởng kinh tế là điều kiện cần trong quá trình khắc phục tình trạng đói nghèo, lạc hậu; 
là điều kiện vật chất tạo thêm việc làm, giảm thất nghiệp, đồng thời, củng cố an ninh quốc phòng, 
chế độ chính trị và từ đó, tăng vai trò quản lý của nhà nước đối với xã hội. Vì vậy, tăng trưởng kinh 
tế luôn là một trong những mục tiêu hàng đầu của mỗi một quốc gia và do đó, nghiên cứu phát 
hiện các nhân tố có ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế là một trong những nội dung phổ biến nhưng 
luôn cần thiết. FDI và WTO được cho là 02 yếu tố tích cực làm tăng trưởng nền kinh tế; tuy nhiên một 
số kết quả nghiên cứu đánh giá mức độ ảnh hưởng của 02 yếu tố này có thể là thiếu khách quan 
và độ chính xác chưa cao do thiếu phần mềm phân tích định lượng, vì vậy, rất cần thiết phải có 
những công trình khoa học sử dụng các phương pháp, đối tượng, giai đoạn phân tích phù hợp và 
bài báo đã khắc phục được những hạn chế nói trên với ứng dụng phần mềm SPS gồm 03 biến 
GDP, FDI và WTO được quan sát trong 27 năm. 
2. Các nhân tố ảnh hưởng đến phát triển kinh tế 
Các nhân tố có ảnh hưởng quyết định đến phát triển kinh tế đã được nghiên cứu cách đây 
200 năm và có nhiều quan điểm khác nhau về mức độ ảnh hưởng của chúng. Nghiên cứu của 
Xiaohong (2009) đánh giá một trong những nhân tố quan trọng đưa nền kinh tế Trung Quốc phát 
triển nhanh như thời gian vừa qua đó là nguồn vốn trực tiếp nước ngoài FDI liên tục tăng trong 
suốt 24 năm (1985-2008) với mô hình: GDP = α0 FDI + α1 CO + α2 S + α3 FI, trong đó, CO là tổng 
tiêu dùng, S là tổng lượng tiết kiệm của nhân dân và nông dân tại thời điểm cuối năm, FI là tổng 
đầu tư tài sản cố định tại thời điểm cuối năm. Các kết quả cho thấy, FDI, S, FI có thể giải thích 
đúng sự thay đổi của GDP của Trung Quốc, trong đó FDI có ảnh hưởng nhiều nhất và khẳng định, 
hiện nay, FDI Trung Quốc vẫn tiếp tục tăng và kích thích GDP tăng lên [5]. Ngược lại với kết quả 
nghiên cứu trên, Xinfeng (2010) đánh giá mối quan hệ giữa FDI và tăng trưởng kinh tế tại Nepal 
 Tạp chí Khoa học Công nghệ Hàng hải Số 47 – 08/2016 60 
giai đoạn 1983-2007 và thu được kết quả: GDP = 4100.39 + 64.16 FDI và logGDP = -0.49 + 2.03 
logFDI. Nghĩa là, tại Nepal, mối liên hệ giữa FDI và GDP là rất nhỏ, và không đáng kể nhưng 
khẳng định rằng nếu không có FDI thì không thể có GDP. Tuy nhiên, hạn chế của nghiên cứu là 
thiếu nguồn số liệu đầy đủ, đáng tin cậy, do đó tác giả phải thu thập số liệu từ nhiều nguồn nhỏ 
khác nhau, điều này đã không thể cung cấp một bức tranh toàn cảnh đầy đủ về tình hình FDI và 
GDP tại Nepal [6]. 
Đối với Việt Nam nói chung và thành phố Hải Phòng nói riêng, FDI có ảnh hưởng rất đáng 
kể và có mối quan hệ tỷ lệ thuận tới tăng trưởng kinh tế, và ngược lại, tốc độ tăng trưởng kinh tế 
trở thành một nhân tố then chốt trong việc thu hút dòng đầu tư FDI vào Việt Nam như đã được 
chứng minh trong nhiều nghiên cứu. Đặc biệt, Jenkins (2006) chỉ ra xu hướng tăng lên hàng năm 
của thị phần FDI tích lũy đối với GDP từ 0% vào giữa những năm 1980 tới hơn 75% năm 2008 ở 
Việt Nam [2]. Tuy nhiên, theo nhận định của nhóm nghiên cứu VCCI và USAID/VNCI, mặc dù về 
cơ bản đồng quan điểm với các tác giả trên nhưng đặt ra một khía cạnh khác, đó là, nếu doanh 
nghiệp FDI tạo nên giá trị xuất khẩu lớn (khoảng 50% giá trị xuất khẩu), thì song hành là nhập siêu 
lớn; đầu tư nước ngoài giúp tạo thêm công ăn việc làm, nhưng cũng làm mất đi nhiều việc làm truyền 
thống và cũng chưa coi trọng đào tạo người lao động [3]. Tại Thành phố Hải Phòng - một trong những 
thành phố của Việt Nam được biết đến như một địa điểm thu hút được nhiều nguồn vốn FDI nhất 
cả nước. TS. Vũ Trường Sơn - Đại học Kinh tế quốc dân nghiên cứu về “Tình hình thu hút FDI vào 
thành phố Hải Phòng” nhận định “những năm gần đây, Hải Phòng luôn đứng trong “top” 5 địa 
phương thu hút FDI cao nhất cả nước, đã có bước tiến đáng kể cả về quy mô, nhịp độ, cơ cấu và 
hình thức đầu tư”. Tuy nhiên, tác giả cũng chỉ ra những tồn tại như "thiếu đất sạch, chưa quy 
hoạch những khu công nghiệp đủ điều kiện thu hút dự án đầu tư lớn"; nhiều dự án rơi vào tình 
trạng "bất động" kéo dài. Như vậy, có thể nhận thấy FDI đóng vai trò quan trọng, kích thích tăng 
trưởng nền kinh tế của một đất nước; tuy nhiên, rõ ràng rằng, Việt Nam nói chung và Hải Phòng 
nói riêng vẫn chưa phát huy được hết tiềm năng nhằm thu hút ngồn vốn FDI. 
Bên cạnh yếu tố FDI, còn có sự tác động tích cực hoặc tiêu cực của các yếu tố khác như: 
Chính sách thương mại, các sự kiện vĩ mô, tính ổn định về chính trị và đặc biệt là tầm ảnh hưởng 
của các tổ chức thương mại như tổ chức thương mại thế giới WTO. Thực tế, theo thông báo của 
WTO năm 2009, các thành viên của WTO tăng trưởng ổn định trong suốt sáu thập kỷ qua. Tuy 
nhiên, một số nghiên cứu khác chỉ ra ảnh hưởng xấu của WTO đến gia tăng sự bất ổn trong an 
ninh lương thực và nạn mù chữ bởi vì WTO không thực hiện quyền lợi cho đa số, dẫn đến số 
lượng người có mức sống dưới 2 $/ ngày tăng lên 50% từ năm 1980, chiếm một nửa dân số thế 
giới; các nước nghèo tổn thất khoảng 2 tỷ $ mỗi ngày vì những đạo luật thương mại không công 
bằng của WTO và con số này tăng 14 lần so với số tiền viện trợ mà họ đã nhận được [7]. Đối với 
Việt Nam, nhiều nghiên cứu chỉ ra rằng, WTO nói riêng và vấn đề hội nhập nói chung có sức ảnh 
hưởng mạnh tới nền kinh tế trên các lĩnh vực thương mại, đầu tư, tốc độ tăng truưởng kinh tế, xã 
hội trong dài hạn, nhưng trong ngắn hạn thì kết quả ngược lại [4] và nguyên nhân chính là do Việt 
Nam đã hội nhập sâu vào nền kinh tế thế giới, do đó, trở nên nhạy cảm với các cú sốc, đặc biệt là 
cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu gần đây. Điều này dường như gợi ý rằng việc gia nhập WTO 
có tác động tiêu cực tới nền kinh tế Việt Nam trong ngắn hạn 
Như vậy, có thể nhận thấy rằng tùy từng quốc gia và từng giai đoạn mà ảnh hưởng của FDI 
và WTO tới GDP là khác nhau, ngoài ra, còn có một số các yếu tố khác như: Ảnh hưởng của 
ngành giao thông vận tải, giáo dục, dân số,..nhưng vì quy mô của bài nghiên cứu có hạn, chúng ta 
có thể sử dụng 02 biến FDI, WTO, và GDP trong cùng một mô hình để giải quyết các mục đích 
nghiên cứu được đặt ra. 
4. Lựa chọn mô hình 
4.1. Giả thiết 
Ứng dụng phần mềm SPSS đánh giá sự tác động trong dài hạn của FDI và WTO tới tốc độ 
tăng trưởng kinh tế (GDP) của Hải Phòng với 02 giả thiết, H0: FDI và WTO không có ảnh hưởng 
đến tăng trưởng kinh tế của thành phố Hải Phòng giai đoạn (1989-2015) và H1: FDI và WTO có tác 
động và giải thích được tăng trưởng kinh tế của thành phố Hải Phòng giai đoạn (1989-2015). 
4.2. Mô hình 
GDPt = α0 + α1FDIt + α2WTOt + ε 
 Tạp chí Khoa học Công nghệ Hàng hải Số 47 – 08/2016 61 
Trong đó, GDP là tốc độ tăng trưởng GDP của thành phố Hải Phòng (%); FDI là tốc độ tăng 
trưởng FDI của thành phố Hải Phòng (%); WTO là biến giả đo sự ảnh hưởng của việc gia nhập tổ 
chức thương mại thế giới tới sự tăng trưởng GDP của thành phố Hải Phòng; t là tham số thời gian 
ứng với các năm từ 1989 đến 2015, t = 1,2,3,27; và ε là sai số của mô hình. Các biến được 
quan sát từ năm 1989 đến năm 2015 với nguồn số liệu chủ yếu được thu thập từ Cục thống kê 
Việt Nam và Sở kế hoạch đầu tư Thành phố Hải Phòng. 
5. Phân tích số liệu 
Một vấn đề trong quá trình phân tích định lượng cần lưu ý đó là kiểm tra tính ổn định của số 
liệu để biết mẫu được chọn có thể đại diện cho tổng thể trong việc chạy mô hình hay không. Do 
đó, một số thuật toán được sử dụng như sau: 
5.1. Kiểm tra tính “bình thường” của các biến 
Trong quá trình chạy mô hình, phân phối mẫu thường được giả sử là phân bố bình thường; 
tuy nhiên trên thực tế không thể kiểm tra được các phân phối này vì không thể chỉ đơn giản nhìn 
vào hình dạng của các phân phối mà có thể kết luận rằng phân phối có bình thường hay không. 
Do đó, phương pháp “tests of normality” hay còn gọi là “K-S test” được áp dụng (bảng 1). Thấy rằng, 
các biến GDP và FDI có D(27)GDP = 0.122, giá trị xác suất (ký hiệu là p) pGDP = 0.2 > 0.05; D(27)FDI 
= 0.168, p = 0.08 > 0.05, do đó, các phân phối của biến GDP và FDI là bình thường. Ngược lại, với 
biến giả WTO, D(27)WTO = 0.464, p = 0.00 < 0.05, vì vậy, phân phối của biến WTO là không bình 
thường. Tuy nhiên, vì quy mô của mẫu khá lớn (bằng 27) và WTO đóng vai trò là biến giả trong mô 
hình, do đó các giá trị của biến WTO có thể được coi là bình thường. Vì vậy, có thể thực hiện 
parametric test và phân tích số liệu thông qua ANOVA và t-test. 
Kolmogorov-Smirnova Shapiro-Wilk 
Statistic Df Sig. Statistic Df Sig. 
GDP 0.122 27 0.200* 0.953 27 0.313 
FDI 0.168 27 0.080 0.887 27 0.012 
WTO 0.464 27 0.000 0.542 27 0.000 
a. Lilliefors Significance Correction 
*. This is a lower bound of the true significance. 
Bảng 1. Tests of Normality (Kiểm tra tính “bình thường” của các biến) 
5.2. Khảo sát các thông số chính của mô hình 
Một trong những nội dung quan trọng của phân tích dữ liệu có sử dụng phần mềm đó là tìm 
ra các tham số miêu tả mối quan hệ tuyến tính của các biến, qua đó đánh giá mô hình đang xét có 
hữu dụng hay không (bảng 2). (1) là giá trị R (hệ số tương quan phức tạp) thể hiện mối liên hệ 
giữa các giá trị được quan sát của GDP và các giá trị của GDP được dự đoán bởi mô hình. Với R 
= 0.857 tiến gần tới 1 chỉ ra mối quan hệ khăng khít của hai loại giá trị của GDP. Đây là một tín 
hiệu tốt gợi ý rằng mô hình đang xét có thể dự đoán tốt các dữ liệu được chọn. Với R2 = 0.734, 
nghĩa là các biến FDI và WTO có thể giải thích được 73.4% sự thay đổi của GDP. Như vậy, có 
100% - 73.4% = 26.6% sự thay đổi của GDP chịu tác động của một số các biến khác nhưng các 
biến này không có mặt trong mô hình. Do đó, có thêm một tín hiệu cho thấy mô hình đang xét đã 
thành công trong việc dự đoán GDP Hải Phòng. (2) là giá trị Adjusted R square (R2 hiệu chỉnh) = 
0.708 gần với giá trị của R square cho thấy nếu như mô hình được suy ra (derived from) từ tổng 
thể (population), thì rủi ro sức mạnh dự đoán của mô hình (hay nói cách khác là của GDP) là 0.734 
– 0.708 = 0.026 (tương đương 2.6%). Do đó, giá trị kiểm chứng chéo (cross-validity) của mô hình 
rất tốt; (3) là giá trị Durbin-Watson (DW = 1.045) kiểm tra giả thiết của các sai số phụ thuộc 
(independent errors). Với DW = 1 <1.045 < 3 chứng tỏ giả thiết đã được thỏa mãn, hay nói cách 
khác là không có sự tồn tại của sai số ε trong mô hình (Gary, 2009). 
Model R 
R 
Square 
Adjusted R 
Square 
Std. Error of the 
Estimate 
Change Statistics 
Durbin-
Watson 
R 
Square 
Change 
F 
Change 
df1 df2 
Sig. F 
Change 
 1 0.857a 0.734 0.708 1.684 0.734 28.924 2 24 0.000 1.045 
a. Predictors: (Constant), WTO, FDI b. Dependent Variable: GDP 
Bảng 2. Model Summaryb (tóm tắt các thông số chính của mô hình) 
 Tạp chí Khoa học Công nghệ Hàng hải Số 47 – 08/2016 62 
5.3. Phân tích phương sai 
Bảng phân tích phương sai gồm các tổng bình phương (sums of squares) và bậc tự do 
tương ứng (degrees of freedom) như trong bảng 3. ANOVA bao gồm các đại lượng kiểm tra liệu 
rằng việc dự đoán GDP khi sử dụng mô hình hồi quy đang xét có tốt hơn khi sử dụng giá trị trung 
bình. Bảng số liệu cho biết, (1) Regression Sum of Squares = 164.070 là rất cao so với giá trị của 
Residual Sum of Squares (= 59.561), chứng tỏ việc dự đoán GDP sử dụng mô hình hồi quy có 
nhiều khác biệt khi sử dụng giá trị trung bình (Mean). (2) Giá trị Regression Mean Square = 82.035 
lớn hơn rất nhiều so với giá trị trung bình bình phương của SSR (= 2.836), nghĩa là, SSM và SSR, 
MSM và MSR đã xác minh rằng mô hình đang xét có bước tiến lớn trong việc dự đoán GDP Hải Phòng. 
Cuối cùng, giá trị F-ratio = 28.924 hoàn toàn lớn hơn 1 với xác suất p = 0.000 đáng kể tại ngưỡng 
0.001 một lần nữa chứng tỏ mô hình đang nghiên cứu đã có sự cải thiện đáng kể trong việc dự 
đoán GDP Hải Phòng trong 27 năm qua. 
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 
1 Regression 164.070 2 82.035 28.924 0.000a 
Residual 59.561 24 2.836 
Total 223.631 26 
a. Predictors: (Constant), WTO, FDI b. Dependent Variable: GDP 
Bảng 3. ANOVAb (phân tích phương sai) 
5.4. Tính toán các hệ số của mô hình hồi quy 
ANOVA không cho biết mức quan trọng của từng biến đối với mô hình. Do đó, cần tìm ra 
các hệ số của mô hình hồi quy (bảng 4). Từ các giá trị của Beta (b-values) chỉ ra mức đóng góp 
của mỗi biến giải thích trong mô hình đối với mô hình, theo đó, phương trình hồi quy được tìm thấy 
là GDP = - 27.929 + 2.285 FDI – 0.795 WTO. Các tham số trong mô hình được giải thích như sau: 
α1 = 2.285 nghĩa là khi FDI tăng lên 1% thì GDP tăng lên 2.285% giả sử biến còn lại (WTO) trong 
phương trình không đổi; ngược lại, α2 = -0.795 nghĩa là khi WTO tăng lên 1% thì GDP giảm 
0.795%, điều này đúng nếu biến còn lại trong phương trình (FDI) được giữ không đổi. Giá trị t-test 
của các biến FDI (t = 7.601, p = 0.000 0.05), nghĩa là FDI 
có vai trò rất lớn trong việc giải thích GDP, nhưng WTO thì ngược lại. 
Model 
Unstandardized 
Coefficients 
Standardize
d 
Coefficients 
t Sig. 
95.0% Confidence 
Interval for B 
Collinearity 
Statistics 
B 
Std. 
Error Beta 
Lower 
Bound 
Upper 
Bound Tolerance VIF 
(Constant) -27.929 5.009 -5.576 0.000 -38.346 -17.513 
FDI 2.285 0.301 0.868 7.601 0.000 1.660 2.910 0.972 1.028 
WTO -0.795 0.805 -0.113 -0.987 0.335 -2.469 0.880 0.972 1.028 
a. Dependent Variable: GDP 
Bảng 4. Coefficientsa (Các hệ số của mô hình) 
6. Các kết quả quan trọng 
Với mô hình toán gồm 03 biến, được quan sát trong giai đoạn 1989 – 2015, được ứng dụng 
phần mềm SPSS, nghiên cứu có những kết quả quan trọng như sau: (1) Với các thông số quan 
trọng: R2 = 0.734; F-ratio = 28.924 hoàn toàn lớn hơn 1 với xác suất p đáng kể tại ngưỡng 0.001; 
DW = 1 <1.045 < 3 chỉ ra không có sự tồn tại của sai số ε trong mô hình; giá trị của SSM (= 
164.070) lớn hơn rất nhiều so với giá trị của SSR (= 59.561) - chỉ ra rằng mô hình đang nghiên cứu 
có sự cải thiện đáng kể trong việc dự đoán GDP Hải Phòng trong 24 năm qua và cụ thể hơn, giải thích 
được 73.4% thay đổi của GDP; (2) Biến FDI với hệ số α1 = 2.285; giá trị t-test (t = 7.601, p = 0.000 < 
0.001) chứng tỏ rằng FDI có vai trò quan trọng trong sự tăng lên của GDP Hai Phòng trong 27 năm 
qua - phù hợp với các đánh giá về tác động của FDI đối với Hải Phòng như đã đề cập ở trên; (3) 
 Tạp chí Khoa học Công nghệ Hàng hải Số 47 – 08/2016 63 
Ngược lại, biến WTO với hệ số α2 = - 0.795; giá trị của t-tests (t = - 0.987, p = 0.335 > 0.05) chỉ ra 
vai trò không quan trọng của WTO khi giải thích thay đổi của biến phụ thuộc. Kết quả này đối lập 
với kỳ vọng của Việt Nam khi gia nhập WTO, tuy nhiên, như đã đề cập ở trên, sự đối lập này là bởi 
thời điểm Việt Nam gia nhập WTO trùng với thời điểm bắt đầu của cuộc khủng hoảng kinh tế toàn 
cầu. Do đó, để đánh giá chính xác hiệu quả của là thành viên chính thức của WTO, Việt Nam cần có 
nhiều thời gian hơn, đặc biệt là sau khi hậu quả của cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu được giải 
quyết cùng với các cơ chế chính sách phù hợp của nhà nước cũng như những lợi thế của Hải 
Phòng. 
7. Kết luận 
Với mục tiêu tìm ra các nhân tố quan trọng giải thích biến động của GDP thành phố Hải 
Phòng trong giai đoạn (1989-2015), tác giả sử dụng mô hình toán với 02 biến giải thích FDI và 
WTO cùng biến phụ thuộc GDP, có sự hỗ trợ hiệu quả của phần mềm SPSS, số liệu được phân 
tích khách quan, chính xác và thu được những kết quả quan trọng như sau: Xét trong giai đoạn 
1989-2015, (1) FDI vào Hải Phòng là nhân tố chính làm gia tăng tốc độ tăng trưởng GDP của 
thành phố Cảng; (2) Trái với sự kỳ vọng của một số chuyên gia kinh tế, nhưng phù hợp với một số 
kết quả nghiên cứu, việc gia nhập Tổ chức Thương mại thế giới WTO (2007-2015) chưa có hiệu 
quả tích cực đến sự tăng trưởng kinh tế của thành phố Hải Phòng do thời điểm Việt Nam gia nhập 
trùng với thời điểm cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu xảy ra. Do đó, cần có nhiều thời gian hơn 
trong việc đánh giá hiệu quả của gia nhập WTO đối với Việt Nam; (3) Mô hình toán của tác giả 
hoàn toàn có thể được ứng dụng trong thực tiễn để giải thích biến động của tốc độ tăng trưởng 
kinh tế thành phố Hải Phòng. Qua đó, kết quả bài nghiên cứu có thể làm cơ sở cho các nhà hoạch 
định chính sách của Việt Nam nói chung và Hải Phòng nói riêng trong việc ban hành các chính 
sách phát triển kinh tế - xã hội cho Hải Phòng trong bối cảnh Việt Nam ngày càng hội nhập sâu 
rộng và toàn diện với thế giới, đặc biệt cần tập trung phát triển vào những nhân tố then chốt như 
FDI để kích thích sự tăng trưởng kinh tế. 
TÀI LIỆU THAM KHẢO 
[1] EconomicsS4Development (E4D), 2010. “Economic Development Concepts Theories 
Definition”. Available from:  
[2] Jenkins, R, 2006. “Globalization, FDI and employment in Vietnam” [online]. United Nations 
Conference on Trade and Development (UNCTAD). Vol.15(1), pp.115-142. 
[3] VCCI, 2012. “5 năm là thành viên WTO – Việt Nam đã và sẽ ở đâu trong quá trình hội nhập?”. 
nhap-11786289.html. 
[4] Võ Trí Thanh & Nguyễn Ánh Dương, 2009. “Vietnam after Two Years of WTO Accession: 
What Lessons Can Be Learnt?” ASEAN Economic Bulletin. Volume 26. Number 1. pp. 115-
135. 
[5] XiaoHong, M, 2009. “An Empirical Analysis on the Impact of FDI on China’s Economic 
Growth”. International Journal of Business and Management. Vol. 4, No.6. pp.76-80. 
[6] Xinfeng, Y, 2011. “Relationship between Foreign Direct Investment and Economic Growth 
Case Study of Nepal. International Journal of Business and Management”. Vol. 6, No. 6. Pp 
242-246. 
[7] WTO, 2010. “World Trade Report - Trade in natural resources”. Pp.01-252. 
Ngày nhận bài: 30/5/2016 
Ngày phản biện: 29/7/2016 
Ngày chỉnh sửa: 31/7/2016 
Ngày duyệt đăng: 05/8/2016