Mối quan hệ giữa vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài và độ mở thương mại tại Việt Nam

PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 18 (28) - Tháng 09-10/2014
Nghiên Cứu & Trao Đổi
40
1. Giới thiệu
Sau gần ba thập kỷ thực hiện 
chính sách mở cửa, đẩy mạnh thu 
hút đầu tư nước ngoài thì FDI là 
một trong những nguồn vốn quan 
trọng nhất phục vụ phát triển kinh 
tế và thúc đẩy hội nhập kinh tế 
quốc tế tại VN. Theo số liệu từ Bộ 
Kế hoạch và Đầu tư, tính đến thời 
điểm 31/12/2013 cả nước có 9.093 
doanh nghiệp FDI đang hoạt động, 
trong đó tổng vốn FDI đăng ký đạt 
244,6 tỷ USD. Vốn FDI thực hiện 
(giải ngân) tăng nhanh qua các thời 
kỳ, giai đoạn 1989-2000 chỉ giải 
ngân khoảng 20,67 tỷ USD thì giai 
đoạn 2001-2013 đã tăng lên 91,57 
tỷ USD, gấp khoảng 4,43 lần. Số 
liệu của Tổng cục Thống kê còn 
cho thấy tỷ trọng đóng góp của khu 
vực doanh nghiệp FDI cũng tăng 
nhanh, từ mức chỉ khoảng 2% GDP 
(năm 1992) lên 12,7% (năm 2000), 
16,98% (năm 2006), 18,97% (năm 
2011) và 20,1% (năm 2013).
Hoạt động thu hút FDI đã góp 
phần mở rộng quan hệ kinh tế đối 
ngoại, tạo thêm điều kiện để VN 
dần hội nhập thành công vào cộng 
đồng kinh tế thế giới. Bên cạnh đó, 
chủ trương khuyến khích khu vực 
doanh nghiệp FDI hướng về xuất 
khẩu cũng đã tạo thuận lợi cho VN 
trong việc nâng cao năng lực xuất 
khẩu, giúp nước ta từng bước tham 
gia, cải thiện và nâng cao dần vị thế 
trong chuỗi cung ứng toàn cầu. Do 
đó, dường như cùng với việc thu 
hút được luồng vốn FDI ngày càng 
lớn thì thương mại quốc tế của VN 
cũng tăng trưởng nhanh, biểu hiện 
ở giá trị tổng kim ngạch xuất nhập 
khẩu tăng cao. 
Bài viết này có mục tiêu sử 
dụng các công cụ phân tích định 
lượng để làm rõ và trả lời thấu đáo 
hai câu hỏi nghiên cứu sau: (i) Liệu 
FDI có thực sự tác động đến kim 
ngạch xuất nhập khẩu của VN hay 
không và (ii) Nếu có thì mức độ tác 
động này được định lượng như thế 
nào trong ngắn hạn và dài hạn. Kết 
quả nghiên cứu của bài viết sẽ cung 
cấp thêm thông tin để rõ ràng hơn 
tác động nhiều chiều của FDI đến 
nền kinh tế VN, qua đó cũng giúp 
thêm thông tin tham khảo gửi tới 
các cơ quan chức năng nhằm quản 
lý hiệu quả hơn các lĩnh vực có liên 
quan trong thời gian tới. 
2. Tổng quan cơ sở lý thuyết và 
các nghiên cứu có liên quan
Có nhiều chỉ tiêu đo lường sự 
phát triển thương mại quốc tế của 
một quốc gia. Tuy nhiên, chỉ tiêu 
quan trọng và thường được sử 
dụng nhất là độ mở thương mại 
Mối quan hệ giữa vốn đầu tư 
trực tiếp nước ngoài và độ mở 
thương mại tại Việt Nam
TS. Lê Thanh Tùng
Trường Đại học Tôn Đức Thắng
Vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (Foreign Direct Investment: FDI) là một trong những nguồn lực quan trọng nhất trong quá trình phát triển kinh tế tại VN. Bài viết sử dụng phương pháp 
kiểm định đồng tích hợp Johansen-Juselius, kiểm định nhân quả Granger, 
mô hình ECM nhằm kiểm định mối quan hệ giữa FDI và độ mở thương 
mại tại VN trong khoảng thời gian 1989 - 2013. Kết quả cho thấy tồn tại 
quan hệ đồng tích hợp giữa FDI và độ mở thương mại theo chiều hướng 
tỷ lệ thuận (quan hệ dương) trong cả ngắn hạn và dài hạn. Kết quả kiểm 
định Granger cũng khẳng định sự tồn tại của quan hệ nhân quả từ FDI đến 
độ mở thương mại, tuy nhiên lại không tồn tại quan hệ nhân quả từ độ mở 
thương mại đến FDI. 
Từ khóa: FDI, độ mở thương mại, ECM
Số 18 (28) - Tháng 09-10/2014 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Nghiên Cứu & Trao Đổi
41
của nền kinh tế (Trade Openness). 
Chỉ tiêu độ mở thương mại được 
tính bằng cách lấy giá trị tổng kim 
ngạch xuất nhập khẩu (Export and 
Import) của một thời kỳ chia cho 
giá trị của tổng sản phẩm trong 
nước cũng trong thời kỳ đó: 
Openness = (Export + Import)/
GDP (1)
Theo lý thuyết đầu tư quốc 
tế được xây dựng bởi Dunning 
(1981) thì có thể phân chia FDI 
thành ba loại phổ biến gồm: (i) 
FDI tìm kiếm thị trường (Market-
Seeking FDI) với mục tiêu là bành 
trướng thị phần, đáp ứng nhu cầu 
thị trường sở tại. Loại FDI này chịu 
sự tác động mạnh bởi quy mô thị 
trường, tăng trưởng của thị trường. 
(ii) FDI tìm kiếm các nguồn lực 
(Resource-Seeking FDI), tức mục 
tiêu là khai thác các nguồn tài 
nguyên thiên nhiên, nguyên liệu 
thô và tận dụng nguồn nhân công 
giá rẻ tại quốc gia sở tại để sản xuất 
hàng hóa, nguyên liệu tinh chế và 
sau đó xuất khẩu ra thị trường thế 
giới. (iii) FDI tìm kiếm hiệu quả 
(Efficiency-Seeking FDI), loại FDI 
này nhắm đến các khu vực địa lý 
mà trình độ khoa học công nghệ, cơ 
sở hạ tầng cho phép họ có thể đạt 
hiệu suất theo quy mô. Cũng theo 
Dunning (1992) thì cả 3 loại FDI 
này đều tác động làm tăng độ mở 
thương mại của nền kinh tế, bởi vì 
bản chất của FDI là một dạng quan 
hệ điển hình trong hợp tác kinh tế 
quốc tế. Trong đó, FDI luôn kéo 
theo sự dịch chuyển, luân chuyển 
của nguồn lực sản xuất, hàng hóa, 
dịch vụ từ thế giới vào quốc gia 
sở tại và ngược lại, FDI cũng thúc 
đẩy sự dịch chuyển, luân chuyển từ 
quốc gia sở tại ra thế giới.
Khá nhiều nghiên cứu thực 
nghiệm tại nhiều quốc gia đã khẳng 
định tính vững của khung lý thuyết 
trên. Nghiên cứu của Kahai (2002) thực hiện với số liệu của 55 quốc gia 
đang phát triển, kết quả đã phát hiện mối quan hệ dương giữa FDI và kim 
ngạch xuất khẩu. Asiedu (2002) với mẫu nghiên cứu là 71 quốc gia đang 
phát triển, tác giả cũng tìm ra sự tác động thúc đẩy (quan hệ dương) của 
FDI đến độ mở thương mại. Tiếp theo, Yasmin & cộng sự (2003) nghiên 
cứu tại 15 quốc gia đang phát triển tại nhiều châu lục, kết quả tìm thấy 
FDI có quan hệ dương với độ mở thương mại, trong đó mối quan hệ tương 
quan mạnh nhất là ở các quốc gia đang phát triển thuộc nhóm thu nhập 
trung bình thấp. Các tác giả Demirhan & Masca (2008) nghiên cứu tại 38 
quốc gia đang phát triển, kết quả cũng khẳng định FDI có tác động làm 
tăng độ mở thương mại. Amal & cộng sự (2010) nghiên cứu tại 8 quốc gia 
Mỹ Latinh đã cho thấy FDI có quan hệ dương với tổng kim ngạch xuất 
nhập khẩu (nghĩa là cũng có quan hệ dương với độ mở thương mại). Sichei 
& Kinyondo (2012) thực hiện nghiên cứu với số liệu của 45 quốc gia châu 
Phi, kết quả cũng chứng minh FDI tác động làm tăng độ mở thương mại. 
Hay như nghiên cứu của Antwi (2013) tại Ghana cũng tiếp tục khẳng định 
FDI có quan hệ dương với cán cân thương mại của nền kinh tế. 
3. Phương pháp, mô hình và số liệu sử dụng cho nghiên cứu 
Để thực hiện mục tiêu nghiên cứu, tác giả lần lượt thực hiện các bước 
như sau: đầu tiên là sử dụng kiểm định Johansen-Juselius để kết luận về 
quan hệ đồng tích hợp trong dài hạn, tiếp theo thực hiện kiểm định Granger 
để kết luận về sự tồn tại quan hệ nhân quả. Cuối cùng là phương pháp hồi 
quy với mô hình tuyến tính và mô hình ECM để làm rõ mối quan hệ giữa 
FDI và độ mở thương mại của VN trong thời gian nghiên cứu. Mối quan 
hệ trong dài hạn mô tả tác động của FDI đến độ mở thương mại của nền 
kinh tế VN sẽ được thực hiện bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất 
thông thường (OLS) với mô hình tuyến tính như sau: 
lnOPEN
t 
= β
0 
+ β
1
lnFDI
t
 + β
2
lnOPEN
t-1 
+ ε
t 
 (2)
Sau đó, mối quan hệ trong ngắn hạn giữa FDI và độ mở thương mại 
tiếp tục được xác định dựa trên mô hình hiệu chỉnh sai số ECM (Error 
correction model) theo phương trình:
 (3)
Trong đó: OPEN
t
 là độ mở thương mại của thời kỳ t; FDI
t
 là vốn đầu 
tư trực tiếp nước ngoài thực hiện trong thời kỳ t; OPEN
t-1
 là độ mở thương 
mại của thời kỳ t-1; ∆OPEN
t
 là sai phân bậc nhất của độ mở thương mại 
thời kỳ t; ∆FDI
t
 là sai phân bậc nhất của FDI thời kỳ t.
Số liệu sử dụng cho nghiên cứu được lấy theo năm trong thời kỳ từ 
năm 1989 đến 2013. Tất cả số liệu đều được tác giả điều chỉnh theo giá 
năm gốc 1994 trước khi đưa vào tính toán. Số liệu FDI là số liệu vốn đầu 
tư trực tiếp nước ngoài thực hiện (giải ngân) có nguồn từ Bộ Kế hoạch và 
Đầu tư, đơn vị tính là nghìn tỷ đồng. Số liệu độ mở thương mại được tác 
giả tính bằng cách lấy tổng giá trị xuất nhập khẩu chia cho GDP, số liệu 
có nguồn từ Tổng cục thống kê, đơn vị tính của độ mở thương mại là lần. 
t1t
q
1i
it2ii-t
p
0i
1i0t ìECMÄlnOPENÄlnFDIÄlnOPEN ++++= −
=
−
=
∑∑ jjj t1t
q
1i
it2ii-t
p
0i
1i0t ìECMÄlnOPENÄlnFDIÄlnOPEN ++++= −
=
−
=
∑∑ jjj
PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 18 (28) - Tháng 09-10/2014
Nghiên Cứu & Trao Đổi
42
Cuối cùng, tất cả các số liệu khi 
đưa vào ước lượng phương trình 
(2) và (3) đều được chuyển sang 
dạng logarit cơ số tự nhiên.
4. Kết quả nghiên cứu và thảo 
luận
Đẩu tiên, tác giả sử dụng 
phương pháp kiểm định Johansen-
Juselius (1990) để kiểm tra mối 
quan hệ đồng tích hợp trong dài 
hạn giữa FDI và độ mở thương mại 
của VN. Kết quả (Bảng 2) cho thấy 
giả thuyết không tồn tại véctơ đồng 
tích hợp bị bác bỏ với ý nghĩa 1%. 
Trong đó cả kiểm định vết (Trace 
Test) và kiểm định giá trị riêng cực 
đại (Maximum-Eigenvalue Test) 
đều khẳng định sự tồn tại của một 
véctơ đồng tích hợp giữa các biến 
với ý nghĩa 1%. 
Sau khi kiểm định Johansen-
Juselius (1990) đã khẳng định sự 
tồn tại của quan hệ đồng tích hợp 
trong dài hạn giữa FDI và độ mở 
thương mại tại VN. Tiếp theo, tác 
giả sử dụng kiểm định Granger để 
kiểm tra giả thuyết về mối quan 
hệ nhân quả giữa FDI và độ mở 
thương mại của VN. Kết quả kiểm 
định với độ trễ là 2 (Lags = 2) được 
trình bày ở Bảng 3.
Theo kết quả kiểm định nhân 
quả Granger thì bác bỏ giả thuyết 
LnFDI không nhân quả Granger 
đến LnOPEN với ý nghĩa thống 
kê 1%, có nghĩa là chấp nhận giả 
thuyết FDI đã tác động nhân quả 
đến độ mở thương mại của VN. Tuy 
nhiên kết quả kiểm định không bác 
bỏ được giả thuyết LnOPEN không 
nhân quả Granger đến LnFDI, điều 
này có nghĩa chấp nhận giả thuyết 
độ mở thương mại không tác động 
nhân quả đến FDI thực hiện trong 
thời kỳ nghiên cứu. Như vậy, kết 
quả kiểm định Granger cho thấy 
độ mở thương mại không tác động 
trực tiếp đến kết quả giải ngân vốn 
FDI nhưng ngược lại kết quả giải 
ngân vốn FDI lại tác động trực tiếp 
đến độ mở thương mại của VN 
trong thời kỳ nghiên cứu. 
Tiếp theo, mối quan hệ tương 
quan trong dài hạn giữa hai biến sẽ 
được xác định bằng việc ước lượng 
phương trình (2). Các kiểm định 
chuẩn đoán được thực hiện với kết 
quả hồi quy bao gồm: Normality 
test (kiểm tra phân phối chuẩn 
của phần dư), Lagrange multiplier 
(LM) Test (kiểm tra tự tương quan), 
Heterokedasticity Test (kiểm tra 
phương sai sai số thay đổi) đều cho 
thấy mô hình được lựa chọn đáp 
ứng được các điều kiện cơ bản của 
kinh tế lượng, đảm bảo tính tin cậy 
của kết quả hồi quy OLS. Kết quả 
ước lượng và các kiểm định chuẩn 
đoán được trình bày ở Bảng 4.
Kết quả ước lượng phương trình 
(2) cho thấy trong dài hạn FDI có 
quan hệ dương với độ mở thương 
mại tại VN với ý nghĩa thống kê 
1%, theo đó nếu FDI giải ngân 
tăng 1% thì sẽ tác động làm độ mở 
thương mại tăng 0,11% và ngược 
lại. Bên cạnh đó, kết quả cũng cho 
thấy độ mở thương mại thời kỳ 
Chỉ tiêu thống kê LnOPEN* LnFDI** ∆LnOPEN* ∆LnFDI**
Giá trị trung bình 0,065992 2,983250 0,027917 0,124200
Giá trị trung vị 0,148000 3,027000 0,062050 0,086500
Giá trị lớn nhất 0,536500 4,143000 0,333000 1,113000
Giá trị nhỏ nhất -0,713000 1,121000 -0,405000 -0,305000
Độ lệch chuẩn 0,410000 0,912694 0,146773 0,301682
Số quan sát 25 25 25 25
Kiểm định đồng tích hợp không giới hạn (Trace)
Giả thuyết không có 
đồng tích hợp
Giá trị riêng 
cực đại
Thống kê 
Trace
Giá trị tới hạn 
0,01 Xác suất **
Không có * 0,607489 24,52254 19,93711 0,0017
Nhiều nhất 1 0,122787 3,013126 6,34897 0,0826
Kiểm định Trace chỉ ra 1 công thức đồng tích hợp tại mức 0,01
Kiểm định đồng tích hợp không giới hạn (Maximum Eigenvalue)
Giả thuyết không có 
đồng tích hợp
Giá trị riêng 
cực đại
Thống kê 
Max-Eigen
Giá trị tới hạn 
0,01 Xác suất **
Không có * 0,607489 21,50941 18,52001 0,0030
Nhiều nhất 1 0,122787 3,013126 6,634897 0,0826
Kiểm định Max-eigenvalue chỉ ra 1 công thức đồng tích hợp tại mức 0,01
Giả thuyết H0:
Số 
quan sát Thống kê F Xác suất
LnOPEN không nhân quả Granger đến LnFDI
23
2,24926 0,1343
LnFDI không nhân quả Granger đến LnOPEN 6,21440 0,0089
Bảng 1: Thống kê mô tả các biến sử dụng trong nghiên cứu
Nguồn: Tác giả tính từ số liệu của Tổng cục Thống kê (*) và Bộ Kế hoạch và Đầu tư (**)
Bảng 2: Kết quả kiểm định đồng tích hợp
Bảng 3: Kết quả kiểm định nhân quả Granger
Nguồn: Tác giả tính từ số liệu nghiên cứu
Nguồn: Tác giả tính từ số liệu nghiên cứu
Số 18 (28) - Tháng 09-10/2014 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Nghiên Cứu & Trao Đổi
43
trước cũng có quan hệ dương với 
độ mở thương mại thời kỳ này với 
ý nghĩa thống kê 1%, theo đó nếu 
độ mở thương mại thời kỳ trước 
tăng 1% thì độ mở thương mại thời 
kỳ này cũng tăng 0,75% và ngược 
lại.
Tiếp theo, tác giả thực hiện ước 
lượng phương trình (3) để xác định 
mối quan hệ trong ngắn hạn giữa 
FDI và độ mở thương mại của VN. 
Việc lựa chọn độ trễ cho mô hình 
ECM căn cứ vào các tiêu chí AIC 
(Akaike Info Criterion) và SBC 
(Schwarz Bayesia Criterion). Trên 
cơ sở đó, độ trễ thích hợp cho mô 
hình ECM được xác định là p=0 và 
q=1. Phần sai số hiệu chỉnh (ECM) 
là phần sai số tính được từ kết quả 
hồi quy phương trình (2). Kết quả 
hồi quy phương trình (3) và các 
kiểm định chuẩn đoán được trình 
bày ở Bảng 5.
Kết quả ước lượng mô hình (3) 
đã cho thấy trong ngắn hạn FDI và 
độ mở thương mại vẫn có quan hệ 
dương với ý nghĩa thống kê 6%. 
Độ mở thương mại thời kỳ trước 
vẫn có quan hệ dương với độ mở 
thương mại thời kỳ này với ý nghĩa 
thống kê 1%. Hệ số của phần sai 
số hiệu chỉnh (ECM
t-1
) là -1,56 với 
ý nghĩa thống kê 1% cho thấy tốc 
độ điều chỉnh từ ngắn hạn về cân 
bằng dài hạn là rất mạnh. Kết quả 
hồi quy cũng cho thấy mô hình 
ECM đã giải thích được 45,27% 
sự biến động trong ngắn hạn của 
độ mở thương mại. Các kiểm định 
chuẩn đoán đối với kết quả hồi quy 
phương trình (3) cũng tiếp tục cho 
thấy mô hình đáp ứng các yêu cầu 
cơ bản của kinh tế lượng, đảm bảo 
sự tin cậy của kết quả ước lượng 
OLS thu được.
5. Kết luận và hàm ý chính sách
Bài viết sử dụng phương pháp 
kiểm định đồng tích hợp Johansen, 
kiểm định nhân quả Granger, mô 
hình hồi quy tuyến tính và mô hình 
hiệu chỉnh sai số ECM. Kết quả 
nghiên cứu cho thấy một số phát 
hiện đáng lưu ý về quan hệ giữa 
FDI và độ mở thương mại của VN 
trong giai đoạn 1989-2013 như sau: 
(i) Kết quả nghiên cứu đã khẳng 
định sự tồn tại quan hệ đồng tích 
hợp trong dài hạn giữa FDI thực 
hiện (giải ngân) và độ mở thương 
mại tại VN trong thời gian nghiên 
cứu. Trong đó, FDI tác động nhân 
quả đến độ mở thương mại, tuy 
nhiên không tồn tại tác động nhân 
quả theo chiều ngược lại. Điều 
này hàm ý nếu FDI giải ngân tăng 
sẽ tác động trực tiếp làm tăng độ 
mở thương mại của nền kinh tế, 
tuy nhiên độ mở thương mại tăng 
không phải nguyên nhân trực tiếp 
tác động đến tăng FDI giải ngân. 
(ii) Mối quan hệ giữa FDI và độ 
mở thương mại tại VN là quan hệ 
dương (tỷ lệ thuận) trong cả ngắn 
hạn và dài hạn. Bên cạnh đó, độ 
mở thương mại còn chịu tác động 
tỷ lệ thuận (quan hệ dương) của 
biến động độ mở thương mại thời 
kỳ trước.
Trong thời gian tới, nhằm tiếp 
tục thu hút ổn định và bền vững 
FDI phục vụ thúc đẩy tăng trưởng 
kinh tế tại VN thì các cơ quan chức 
Biến phụ thuộc: ∆lnOPEN
Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t Xác suất
C -0,032837 0,028978 -1,133171 0,2712
∆LnFDI 0,181344 0,090452 2,004876 0,0594
∆LnOPEN(-1) 1,206434 0,344239 3,504642 0,0024
ECM(-1) -1,560058 0,412542 -3,781578 0,0013
R bình phương 0,452730 Tiêu chuẩn Akaike -1,282050
R bình phương điều chỉnh 0,366320 Tiêu chuẩn Schwarz -1,084573
Thống kê F 5,239271 Tiêu chuẩn Hannan-Quynn -1,232385
Xác suất (thống kê F) 0,008355 Thống kê Durbin-Watson 1,352197
Normality test (Jarque-Bera=0,206787 [0,901772])
BG Serial Correlation LM Test: F(2,17) = 2,685263 [0,0970]
Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey F(3,19) = 0,468284 [0,7079]
Biến phụ thuộc: LnOPEN
Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t Xác suất
C -0,310080 0,138668 -2,236135 0,0363
LnFDI 0,116402 0,046582 2,498860 0,0208
LnOPEN(-1) 0,756799 0,106152 7,129421 0,0000
R bình phương 0,902526 Tiêu chuẩn Akaike -1,066051
R bình phương điều chỉnh 0,893243 Tiêu chuẩn Schwarz -0,918794
Thống kê F 97,22154 Tiêu chuẩn Hannan-Quynn -1,026984
Xác suất (thống kê F) 0,000000 Thống kê Durbin-Watson 1,882802
Normality test (Jarque-Bera=0,497954 [0,779598])
BG Serial Correlation LM Test: F(2,19)= 0,811376 [0,4591]
Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey F(2,21)= 0,331572 [0,8879]
Nguồn: Tác giả tính từ số liệu nghiên cứu
Bảng 4: Kết quả ước lượng các hệ số dài hạn 
Nguồn: Tác giả tính từ số liệu nghiên cứu
Bảng 5: Kết quả ước lượng các hệ số ngắn hạn
PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 18 (28) - Tháng 09-10/2014
Nghiên Cứu & Trao Đổi
44
năng cần lưu ý một số vấn đề như 
sau: 
- Việc thu hút FDI ngày càng 
nhiều và kết hợp với chiến lược 
đẩy mạnh xuất khẩu thì độ mở 
thương mại của nền kinh tế VN 
đã và đang tăng lên nhanh, cụ thể 
năm 1995 chỉ là 0,65 lần thì đến 
năm 2003 đã tăng lên 1,27 lần và 
năm 2013 đạt mức 1,68 lần. Độ 
mở thương mại tăng, phản ánh 
xu hướng hội nhập quốc tế ngày 
càng sâu rộng; tuy nhiên, cũng 
có thể gây ra những bất ổn vĩ mô 
trầm trọng cho nền kinh tế VN 
nếu như kinh tế thế giới rơi vào 
khủng hoảng, suy thoái kéo dài.
- Vốn FDI thực hiện không 
chịu sự tác động của độ mở 
thương mại đã cho thấy muốn 
thu hút và giải ngân FDI tăng lên 
thì VN không chỉ đơn thuần thúc 
đẩy hội nhập kinh tế quốc tế mà 
cần giữ ổn định vĩ mô (trọng tâm 
là kiềm chế lạm phát ở mức vừa 
phải, ổn định lãi suất và tỷ giá 
hối đoái, minh bạch hệ thống tài 
chính, ngân hàng), cũng như duy 
trì tăng trưởng kinh tế bền vững, 
đẩy mạnh cải cách thủ tục hành 
chính Đây là chính là các nền 
tảng cơ bản cho việc thu hút và 
giải ngân FDI tiếp tục tăng lên 
trong thời gian tới.
- Bên cạnh đẩy mạnh thu hút 
FDI thì các cơ quan chức năng 
cần tiếp tục có các các chính sách 
kích thích, khơi thông nguồn vốn 
đầu tư của khu vực tư nhân trong 
nước nhằm tăng mức đóng góp 
của khu vực doanh nghiệp này 
trong thúc đẩy tăng trưởng kinh 
tế VN. Kinh nghiệm quốc tế cho 
thấy một quốc gia sẽ không có 
được phát triển bền vững trong 
dài hạn nếu thiếu một khu vực 
kinh tế tư nhân lớn mạnh. Tiếp 
theo, cần nghiên cứu tạo cơ chế 
giúp lan tỏa công nghệ, kỹ thuật, 
trình độ quản trị tiên tiến của khu 
vực FDI đến cộng đồng doanh 
nghiệp trong nước nhằm đẩy 
mạnh công nghiệp hóa-hiện đại 
hóa tại VN l
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Antwi, S., (2013), “Impact of foreign 
direct investment on economic growth: 
Empirical Evidence from Ghana”, 
Internaltional Journal of Academic 
Research in Accounting, Finance and 
Management Science, Vol 3, No 1, PP 
18-25.
Amal, M., Tomio, B. T., Raboch, H., 
(2010), “Determinants of foreign 
direct investment in Latin America”, 
Globalization Competitiveness & 
Governability Journal, Vol 4, No 3, PP 
116-133.
Asiedu, E., (2002), “On the Determinants of 
Foreign Direct Investment to Developing 
Countries: Is Africa Different ?”, World 
Development, Vol 30, No1, PP 107-119.
Bộ Kế hoạch và Đầu tư (2013), Kỷ yếu hội 
nghị 25 năm đầu tư trực tiếp nước ngoài 
tại VN, Hà Nội.
Demirhan, E., Masca, M., (2008), 
“Determinants of Foreign Direct 
Investment Flows to Developing 
Countries: A Cross-Sectional Analysis”, 
Prague Economic Papers, Vol 17, No 4, 
PP 356-369.
Dunning, J. H., (1981), International 
Production and Multinational 
Enterprises, George Allen and Unwin, 
London, UK. 
Dunning, J. H., (1992), Multinational 
Enterprices and the Global Economy, 
Addison-Wesley, UK. 
Granger, C. W. J., (1969), “Investigating 
Causal Relations by Econometric 
Models and Cross-Spectral Methods”, 
Econometrica, Vol 37, PP 424-438.
Johansen, S., Juselius, K., (1990), “Maximum 
Likelihood Estimation and Inferences on 
Cointegration – with Applications to the 
Demand for Money”, Oxford Bulletin 
of Economics and Statistics, No 52, PP 
169-210.
Kahai, S. K., (2002), “Traditional and Non-
Traditional Determinals of Foreign 
Direct Investment in Developing 
Countries”, Journal of Applied Business 
Research, Vol 20, No 1, PP 43-50.
Sichei, M., Kinyondo, G., (2012), 
“Determinants of Foreign Direct 
Investment in Africa: A Panel 
Data Analysis”, Global Journal of 
Management and Business Research, 
Vol 12, Issue 18, PP 85-97. 
Yasmin, B., Hussain, A., Chaudhary, M. A., 
(2003), “Analysis of Factors Affecting 
Foreign Direct Investment in Developing 
Countries”, Pakistan Economic and 
Social Review, Vol 12, No 1&2, PP 59-
75.