Tác động của các nguồn vốn đầu tư đến hội tụ thu nhập ở Việt Nam

TẠP CHÍ KHOA HỌC - ĐẠI HỌC ĐỒNG NAI, SỐ 10 - 2018 ISSN 2354-1482 
27 
TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NGUỒN VỐN ĐẦU TƯ ĐẾN 
HỘI TỤ THU NHẬP Ở VIỆT NAM 
Nguyễn Thế Khang1 
Nguyễn Thị Ngọc Bích1 
TÓM TẮT 
Xuất phát từ lý thuyết hội tụ thu nhập Solow (1956), mục tiêu nghiên cứu của bài 
viết là xem xét có hay không hiện tượng hội tụ thu nhập giữa các tỉnh của Việt Nam, 
đồng thời đánh giá mức độ tác động của các nguồn đầu tư đến quá trình hội tụ thu 
nhập ở Việt Nam. Với mô hình nghiên cứu dữ liệu bảng (panel data) của 63 tỉnh 
thành Việt Nam từ 2000 đến 2017, kết quả cho thấy, các tỉnh ở Việt Nam đang có xu 
hướng hội tụ thu nhập bình quân đầu người, với tốc độ hội tụ xấp xỉ 1,2% đến 5,6%, 
tức là khoảng cách giàu nghèo ngày càng hẹp lại, điều này phù hợp với lý thuyết 
tăng trưởng tân cổ điển của Solow (1956). Trong đó đầu tư trực tiếp nước ngoài 
đóng vai trò tích cực nhất đến vấn đề hội tụ, sau đó đến đầu tư công và đầu tư tư 
nhân trong nước. 
Từ khóa: Đầu tư, hội tụ thu nhập 
1. Giới thiệu chung 
Hội tụ thu nhập trong kinh tế (cũng 
đôi khi được gọi là hiệu ứng “đuổi kịp”) 
là giả thuyết mà nhà kinh tế học như 
Solow (1956) [1] cho rằng thu nhập 
bình quân đầu người các nước hoặc tỉnh 
nghèo sẽ có xu hướng tăng trưởng 
nhanh hơn các nước hoặc tỉnh giàu có 
hơn. Kết quả là, cuối cùng, tất cả các 
nền kinh tế hội tụ về một mức thu nhập 
bình quân đầu người. Các nước đang 
phát triển có tiềm năng tăng trưởng với 
tốc độ nhanh hơn so với các nước phát 
triển vì đặc tính lợi ích biên giảm dần 
của vốn trong các mô hình tăng trưởng 
tân cổ điển. Hơn nữa, các nước nghèo 
có thể sao chép các phương pháp sản 
xuất, công nghệ và các tổ chức hoạt 
động của các nước đang phát triển để có 
cơ hội “đuổi kịp”. Thực tế cho thấy, các 
nước nghèo chưa chắc chắn có thể đạt 
mức tăng trưởng kinh tế cao, vì nếu như 
thu nhập quá kém thì dân chúng có thể 
sẽ phải sử dụng hết những gì họ làm ra 
và vì vậy không thể có tiết kiệm để đầu 
tư nhằm đảm bảo mức vốn trên mỗi lao 
động khi dân số tăng dẫn đến tình trạng 
nghèo đói. Đồng thời các nước hoặc 
khu vực giàu có hơn, có điều kiện để 
phát triển khoa học công nghệ, từ đó lợi 
ích biên của vốn sẽ tăng mạnh hơn và 
nhanh hơn các nước hoặc khu vực 
nghèo. Điều này dẫn đến hiện tượng 
phân tán thu nhập giữa các nước hoặc 
khu vực. 
Nghiên cứu của Barro và Sala-i-
Martin (1992) [2] đóng góp hết sức 
quan trọng cho lý luận hội tụ kinh tế. 
Ngoài ra còn có các nghiên cứu như: 
Kim (2001) [3], Wei (2008) [4] Các 
nghiên cứu về hội tụ trong thu nhập có 
những ý kiến trái chiều nhau so với lý 
1Trường Đại học Đồng Nai 
Email: khangnt@dnpu.edu.vn 
TẠP CHÍ KHOA HỌC - ĐẠI HỌC ĐỒNG NAI, SỐ 10 - 2018 ISSN 2354-1482 
28 
thuyết hội tụ trong mô hình tăng trưởng 
của Solow (1956) mà cụ thể hóa là mô 
hình đánh giá hội tụ của Barro và Sala-
i-Martin (1992). Tuy nhiên ở Việt Nam, 
tác động của đầu tư đến hội tụ thu nhập 
chưa được nghiên cứu sâu và nhiều, đặc 
biệt là vấn đề hội tụ tuyệt đối và hội tụ 
có điều kiện trong thu nhập do yếu tố 
đầu tư tác động, để thấy rõ được ảnh 
hưởng cụ thể của các loại đầu tư đến 
hội tụ thu nhập trong điều kiện tại Việt 
Nam. 
2. Mục tiêu nghiên cứu 
Trên cơ sở giả thuyết mà nhà kinh 
tế học như Solow (1956) nêu trên, mục 
tiêu bài viết là nghiên cứu xem các tỉnh 
ở Việt Nam có hay không xu hướng hội 
tụ thu nhập (giảm khoảng cách giàu 
nghèo), đồng thời xem xét vai trò của 
từng loại nguồn đầu tư tác động như thế 
nào đến qua trình hội tụ thu nhập giữa 
các tỉnh ở Việt Nam. 
3. Đối tượng và phạm vi nghiên cứu 
Bài viết tập trung nghiên cứu cơ 
chế tác động của đầu tư công (SI); đầu 
tư từ tư nhân trong nước (DI) và đầu tư 
trực tiếp nước ngoài (FDI) đến vấn đề 
hội tụ thu nhập ở Việt Nam. Phạm vi 
nghiên cứu là quá trình hội tụ thu nhập 
trên phạm vi tổng thể Việt Nam gồm 
63 tỉnh thành. Ngoài ra, trong mô hình 
sử dụng các biến kiểm soát có liên 
quan dựa vào các lý thuyết tăng trưởng 
kinh tế và những nghiên cứu thực 
nghiệm trước đây. Dữ liệu nghiên cứu 
dạng dữ liệu bảng (panel data) về các 
biến chính (si, di, fdi, gdp) trong mô 
hình nghiên cứu thực nghiệm về quan 
hệ giữa đầu tư với quá trình hội tụ thu 
nhập được tập hợp chủ yếu từ Tổng 
cục Thống kê Việt Nam trong khoảng 
thời gian 2000 đến 2017 cho toàn bộ 
63 tỉnh thành của Việt Nam. 
4. Phương pháp nghiên cứu và 
mô hình nghiên cứu 
Mô hình đánh giá hội tụ σ 
Theo Sala-i-Martin (1996a) [5], 
khái niệm về hội tụ σ có thể được định 
nghĩa là “một nhóm các nền kinh tế 
đang hội tụ nếu sự phân tán của GDP 
tính theo đầu người của các nền kinh tế 
có xu hướng giảm dần qua thời gian”. 
Giá trị σ được sử dụng để phản ánh sự 
chênh lệch tĩnh trong thu nhập bình 
quân. Thông thường, nó được đo bằng 
hệ số biến thiên (CV) là tỷ số của độ 
lệch chuẩn giá trị trung bình. Trong đó 
 là thu nhập bình quân đầu người của 
tỉnh i và là giá trị trung bình của thu 
nhập bình quân đầu người của cả nước, 
n là số tỉnh. 
Mô hình đánh giá hội tụ 
Trong mô hình, bài viết tiến hành 
phân rã đầu tư của nền kinh tế thành 03 
loại nguồn đầu tư cấu thành là đầu tư 
nhà nước (si); đầu tư tư nhân trong 
nước (di); đầu tư trực tiếp nước ngoài 
(fdi). Tác giả sử dụng hàm sản xuất 
Cobb-Douglas để tiến hành xây dựng 
khung phân tích nghiên cứu. 
TẠP CHÍ KHOA HỌC - ĐẠI HỌC ĐỒNG NAI, SỐ 10 - 2018 ISSN 2354-1482 
29 
Hàm sản xuất Cobb-Douglas có 
dạng: , , ). 
Trong đó: Y là thu nhập của nền 
kinh tế, chỉ tiêu sử dụng là GDP (Gross 
Domestic Product), tổng sản phẩm 
quốc nội. 
Trên cơ sở mô hình theo Sala-i-
Martin (1996a, b) [5, 6] đề xuất, Wei 
(2008) áp dụng tại trường hợp kiểm 
định hội tụ các vùng ở Trung Quốc, 
nghiên cứu cũng kế thừa mô hình đánh 
giá hội tụ tuyệt đối như sau: 
Hội tụ tuyệt đối 
và 
Mục tiêu nghiên cứu xem xét các 
loại đầu tư tác động như thế nào đến 
quá trình hội tụ thu nhập ở Việt Nam. 
Nghiên cứu này tiếp cận theo cách 
nghiên cứu của Wei (2008) [4] và 
Normaz (2008) [7], tác giả xây dựng 
mô hình đánh giá hội tụ có điều kiện 
cho nghiên cứu ở trường hợp Việt Nam 
như sau: 
Trong đó ; . 
Từ đó ta có Ln ( , như vậy: 
Trong đó , biểu thị 
tương ứng cho tăng trưởng kinh tế của 
kỳ đầu và cuối của tỉnh i, t là khoảng 
thời gian (2000 đến 2017). Khi β là âm 
và có ý nghĩa thống kê thì cho thấy có 
sự hội tụ trong thu nhập. Có nghĩa là 
nền kinh tế Việt Nam có xu hướng hội 
tụ thu nhập, nếu β>0 thì ngược lại. Giá 
trị của λ là tốc độ hội tụ thu nhập (hoặc 
phân kỳ). 
5. Dữ liệu nghiên cứu 
Dữ liệu sử dụng dựa trên khảo sát 
từ Tổng cục Thống kê của 63 tỉnh thành 
trong khoảng thời gian từ 2000 đến 
2017. Số liệu GDP là GDP thực bình 
quân đầu người của từng tỉnh thành 
(triệu/người), giá trị này được lấy trên 
cơ sở quy đổi giá GDP hiện hành với 
chỉ số CPI để khử yếu tố lạm phát. 
Đồng thời để khử yếu tố lạm phát của 
các biến trong mô hình nghiên cứu, đối 
với các giá trị về đầu tư công, đầu tư tư 
nhân trong nước, đầu tư trực tiếp nước 
ngoài sẽ tính toán bằng tỷ lệ (%) giá trị 
hiện hành của các biến này trên giá trị 
GDP theo giá hiện hành. 
6. Kết quả nghiên cứu 
6.1. Thực tiễn hội tụ thu nhập Việt 
Nam thời gian qua 
Hội tụ sigma (σ ) 
Bảng 1: Chỉ số CV của Việt Nam 
Năm 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 
CV 0,35 0,34 0,32 0,38 0,40 0,38 0,39 0,32 0,32 0,23 0,22 0,26 0,33 0,30 0,28 0,27 0,28 0,26 
(Nguồn: Tác giả tính toán trên cơ sở số liệu của Tổng cục Thống kê từ năm 2000 
đến 2017 [8]) 
TẠP CHÍ KHOA HỌC - ĐẠI HỌC ĐỒNG NAI, SỐ 10 - 2018 ISSN 2354-1482 
30 
Nhìn tổng thể, chỉ số CV của Việt 
Nam trong thời gian qua đã cho ta thấy 
xu hướng giảm dần khoảng cách thu 
nhập bình quân đầu người. Chứng tỏ sự 
nỗ lực của Chính phủ trong việc giảm tỷ 
lệ nghèo và những chính sách phân phối 
thu nhập, phân phối đầu tư trong nền 
kinh tế hướng đến việc giảm khoảng 
cách giàu nghèo giữa các vùng đang 
dần có hiệu quả. Tuy nhiên xu hướng 
này không mang tính ổn định, chứng tỏ 
nền kinh tế còn chịu nhiều yếu tố tác 
động khách quan, nội lực nền kinh tế 
chưa mạnh, dễ “tổn thương” khi có các 
yếu tố bên ngoài tác động. Đồng thời 
Việt Nam là đất nước đang phát triển, 
Chính phủ đã và đang thực hiện chủ 
trương quy hoạch vùng kinh tế trọng 
điểm, tỉnh trọng điểm về tăng trưởng 
kinh tế nên phát sinh sự không ổn định 
trong hệ số biến thiên thu nhập là điều 
dễ hiểu. 
Việc tăng mức đầu tư trong giai 
đoạn đầu chưa hẳn tạo nên hiệu ứng hội 
tụ thu nhập giữa các vùng vì chưa đến 
giai đoạn năng suất biên giảm dần của 
vốn đầu tư. Hoặc quá trình đầu tư phân 
bố không đồng đều giữa các tỉnh, hoặc 
do điều kiện địa lý, khí hậu, trình độ 
dân trí, phong tục tập quán nên chưa thể 
đầu tư, và cũng có thể do sự nhận định 
chủ quan của chính phủ về việc khai 
thác thế mạnh của từng tỉnh, từng vùng 
nhằm đem lại hiệu quả kinh tế, từ đó 
dẫn đến việc mặc dù có đầu tư nhưng 
chưa tạo sự lan tỏa hiệu quả đầu tư để 
hội tụ thu nhập. 
6.2. Kết quả nghiên cứu của bài viết 
6.2.1. Cơ sở lựa chọn dạng hàm 
Bài viết sử dụng phần mềm Eviews 
9.0 xem xét dạng hàm phân phối của 
các biến. Từ dạng phân phối này, chọn 
dạng hàm xấp xỉ phân phối chuẩn để 
làm cơ sở chọn dạng hàm của biến. Tất 
cả các biến thể hiện dưới dạng 
logarithm có phân phối xấp xỉ phân 
phối chuẩn. Ngoại trừ biến “di” là đầu 
tư tư nhân trong nước là đã có dạng xấp 
xỉ phân phối chuẩn trước khi chuyển 
sang dạng logarithm 
6.2.2. Thống kê mô tả các biến 
Bảng 2: Thống kê mô tả các biến 
 LNGDP LNSI DI LNFDI 
 Mean 2,437462 2,737439 2,292208 -0,87057 
 Median 2,359333 2,805367 1,991799 0,351657 
 Maximum 5,830513 5,436505 7,746557 5,171668 
 Minimum 0,546106 1,171941 0,741309 -9,220340 
 Std. Dev. 0,918634 0,719386 1,085112 3,861602 
 Observations 1.134 1.134 1.134 1.134 
 (Nguồn: Tác giả tính toán trên cơ sở số liệu của Tổng cục Thống kê từ năm 
2000 đến 2017 [8] với sự hỗ trợ của phần mềm Eviews 9.0) 
TẠP CHÍ KHOA HỌC - ĐẠI HỌC ĐỒNG NAI, SỐ 10 - 2018 ISSN 2354-1482 
31 
6.2.3. Tương quan giữa các biến 
Bảng 3: Hệ số tương quan các biến 
 LNGDP LNSI DI LNFDI 
LNGDP 1,000000 -0,385956 0,004269 0,368899 
LNSI -0,385956 1,000000 0,150353 -0,142201 
DI 0,004269 0,150353 1,000000 0,071882 
LNFDI 0,368899 -0,142201 0,071882 1,000000 
 (Nguồn: Tác giả tính toán trên cơ sở số liệu của Tổng cục Thống kê từ năm 
2000 đến 2017 [8], với sự hỗ trợ của phần mềm Eviews 9.0) 
6.3. Kết quả nghiên cứu và thảo luận 
Hội tụ tuyệt đối . Dựa vào công 
thức mô hình chỉ với bên phải 
để kiểm tra hội tụ tuyệt đối, kết quả 
thể hiện ở bảng 4. 
Bảng 4: Kết quả hội tụ tuyệt đối 
 Hệ số Sai số chuẩn P-Value 
Hàng số ( ) 2,502412 0,093230 0,0000 
 ( ) -0,186983 0,066080 0,0063 
Tốc độ hội tụ ( ) 0,0138 
 (Nguồn: Số liệu của Tổng cục Thống kê từ năm 2000 đến 2017 [8] và tính toán 
của tác giả) 
Hệ số ước lượng là âm và có ý 
nghĩa thống kê, tức là có bằng chứng về 
hội tụ tuyệt đối trong thu nhập bình 
quân, có nghĩa rằng trong giai đoạn 
2000 đến 2017, những vùng ở Việt 
Nam có thu nhập thấp ở giai đoạn ban 
đầu có xu hướng tăng nhanh hơn những 
vùng có thu nhập ban đầu là cao hơn, 
với tốc độ hội tụ là 1,38%. Những vùng 
nghèo khó ban đầu có thể hưởng được 
những chính sách ưu đãi hơn của chính 
phủ để có tốc độ tăng trưởng nhanh 
hơn. Kết quả nghiên cứu này trái ngược 
với các nghiên cứu Pham Thế Anh 
(2009) [9], Hoàng Thủy Yến (2015) 
[10]. Tuy nhiên kết quả lại phù hợp với 
lý thuyết tăng trưởng của Solow (1956). 
Hội tụ có điều kiện . Mục tiêu là 
xem xét các loại nguồn đầu tư tác động 
như thế nào đến quá trình hội tụ thu 
nhập ở Việt Nam. Nghiên cứu tiến hành 
thử nghiệm từng bước một như cách mà 
Wei (2008) thực hiện nghiên cứu ở 
Trung Quốc. Trước tiên sẽ đưa từng 
loại đầu tư vào bên phải của mô hình, 
rồi sẽ đưa từng cặp đầu tư vào mô hình 
và cuối cùng là đưa một lúc ba loại 
nguồn đầu tư vào. Mục đích để tìm 
TẠP CHÍ KHOA HỌC - ĐẠI HỌC ĐỒNG NAI, SỐ 10 - 2018 ISSN 2354-1482 
32 
kiếm giá trị tốt nhất để từ đó nhận xét 
về sự đóng góp của đầu tư vào quá trình 
hội tụ thu nhập ở Việt Nam. Kết quả 
được thể hiện ở bảng 5. 
Bảng 5: Kết quả ước tính hội tụ có điều kiện 
Hệ số 
Hệ số ước 
lượng 
Sai số 
chuẩn 
P-Value 
Mô hình có đầu tư công 
 ( ) -0,224480 0,077052 0,0050 
Hệ số lnsi -0,064081 0,067571 0,3468 
Tốc độ hội tụ ( ) 0,016948 
Mô hình có đầu tư tư nhân trong nước 
 ( ) -0,166204 0,070254 0,0212 
Hệ số di 0,003826 0,004331 0,3806 
Tốc độ hội tụ ( ) 0,012118 
Mô hình có đầu tư trực tiếp nước ngoài 
 ( ) -0,275469 0,067059 0,0001 
Hệ số Lnfdi 0,038402 0,011730 0,0018 
Tốc độ hội tụ ( ) 0,021482 
Mô hình có đầu tư công và đầu tư tư nhân 
 ( ) -0,205050 0,079604 0,0125 
Hệ số Lnsi -0,070310 0,067896 0,3046 
Hệ số di 0,004249 0,004348 0,3324 
Tốc độ hội tụ ( ) 0,015298 
Hệ số 
Hệ số ước 
lượng 
Sai số 
chuẩn 
P-Value 
Mô hình có đầu tư công và FDI 
 ( ) -0,304253 0,075891 0,0002 
TẠP CHÍ KHOA HỌC - ĐẠI HỌC ĐỒNG NAI, SỐ 10 - 2018 ISSN 2354-1482 
33 
Hệ số Lnsi -0,051547 0,063000 0,4165 
Hệ số Lnfdi 0,037804 0,011785 0,0022 
Tốc độ hội tụ ( ) 0,024185 
Mô hình có đầu tư tư nhân và FDI 
 ( ) -0,267241 0,073178 0,0006 
Hệ số Lnfdi 0,037685 0,012071 0,0028 
Hệ số di 0,001211 0,004132 0,7706 
Tốc độ hội tụ ( ) 0,020729 
Mô hình ba nguồn đầu tư và các biến kiểm 
soát 
 ( ) -0,570942 0,120376 0,0000 
Hệ số Lnsi 0,104453 0,089122 0,2462 
Hệ số di 0,000308 0,003943 0,9380 
Hệ số Lnfdi 0,019795 0,013840 0,1583 
Tốc độ hội tụ ( ) 0,056411 
 (Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên số liệu Tổng cục Thống kê từ năm 2000 
đến 2017 [8]) 
Tất cả hệ số ước lượng trong mô 
hình có ( ) đều âm và có ý 
nghĩa thống kê (P-value<5%), điều đó 
chỉ ra rằng tất cả các mô hình đều chỉ 
một kết quả duy nhất là từng loại 
nguồn đầu tư đều có tác động một cách 
tích cực đến quá trình hội tụ thu nhập 
bình quân đầu người giữa các vùng ở 
Việt Nam, với tốc độ hội tụ xấp xỉ 
1,2% đến 5,6%. 
Các kết quả kiểm định về phương 
sai thay đổi và đa cộng tuyến đều cho 
kết quả là mô hình đánh giá hội tụ đảm 
bảo độ tin cậy. 
Từ kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng, 
các tỉnh ở Việt Nam đang có xu hướng 
hội tụ thu nhập bình quân đầu người, 
tức là khoảng cách giàu nghèo ngày 
càng hẹp lại, điều này phù hợp với lý 
thuyết tăng trưởng tân cổ điển của 
Solow (1956). Trong đó đầu tư trực tiếp 
nước ngoài đóng vai trò tích cực nhất 
đến vấn đề hội tụ, sau đó đến đầu tư 
công và đầu tư tư nhân trong nưxớc. 
Như vậy, nghiên cứu chỉ ra vấn đề quan 
TẠP CHÍ KHOA HỌC - ĐẠI HỌC ĐỒNG NAI, SỐ 10 - 2018 ISSN 2354-1482 
34 
trọng và có ý nghĩa là đầu tư công cực 
kỳ quan trọng cho việc phát triển kinh 
tế hơn là tăng trưởng vì nghiên cứu đã 
chỉ ra, đầu tư công có tác động tích cực 
nhất đến giảm khoảng cách giàu nghèo 
giữa các tỉnh ở Việt Nam. Do vậy vấn 
đề là các nhà làm chính sách phải xem 
xét đến tính hiệu quả của các dự án đầu 
tư công để nguồn đầu tư này là “công 
cụ kiến tạo” cho sự phát triển, tức là 
đầu tư công vào những dự án có tính 
hiệu quả cao, tạo kết cấu hạ tầng cho 
các vùng khó khăn, từ đó sẽ vừa đóng 
góp tích cực vào tăng trưởng vừa giảm 
khoảng cách giàu nghèo thông qua 
chính sách đầu tư công hướng đến 
những vùng có điều kiện khó khăn hơn, 
đề từ đó lôi kéo, tạo điều kiện cho các 
nguồn đầu tư khác đầu tư vào các vùng 
này, tạo hiệu ứng lan tỏa, thúc đẩy sự 
tăng trưởng chung của cả nước. 
Đối với nguồn vốn FDI, Việt Nam 
cần lựa chọn các doanh nghiệp có tiềm 
lực, thương hiệu, công nghệ tân tiến, 
thân thiện với môi trường, sản phẩm 
không chỉ phục vụ riêng cho đất nước 
Việt Nam, mà còn tham gia giá trị toàn 
cầu. Chính phủ cần khuyến khích hơn 
nữa những dự án đầu tư ở những vùng 
xa xôi, điều kiện khó khăn để dần dần 
từng bước khoảng cách giàu nghèo giữa 
các tỉnh sẽ thu hẹp lại, tạo điều kiện cho 
quá trình phát triển ổn định, bền vững 
và mạnh mẽ trong tương lai. Đối với 
nguồn vốn đầu tư tư nhân trong nước 
cần tham gia vào ngành công nghiệp 
phụ trợ là yếu tố rất quan trọng để thu 
hút được những dự án chất lượng cao từ 
FDI. Chính phủ cũng cần thực hiện các 
biện pháp nhằm kích thích đầu tư tư 
nhân trong nước bằng các chính sách ưu 
đãi về vốn vay, thuế, đất đai đồng 
thời tạo điều kiện kết cấu hạ tầng tốt 
cho các nhà đầu tư trong nước. 
TÀI LIỆU THAM KHẢO 
1. Solow, R.M. (1956), “A contribution of the theory of economic growth”, 
Quarterly Journal of Economics, Vol 70, pp: 65-94 
2. Barro, R.J. and Sala-I-Martin, X (1992), “Convergence”, Journal Political 
Economic, vol 100, pp: 223-251 
3. Kim Ji Uk (2001), “Empirics for Economic Growth and Convergence in Asian 
Economies: A Panel Data Approach”, Journal of Economic Development, Vol 26, 
No 2, pp: 49-59 
4. Wei, Kaile (2008), Foreign Direct Investment and Economic Growth in 
china’s Regions, 1979-2003, PhD thesis, Middlesex University, London, UK 
5. Sala-i-Martin (1996a), “The Classical Approach to Convergence Analysis”, 
The Economic Journal, Vol 106, No 437, pp: 1019-1036 
TẠP CHÍ KHOA HỌC - ĐẠI HỌC ĐỒNG NAI, SỐ 10 - 2018 ISSN 2354-1482 
35 
6. Sala-i-Martin (1996b), “Regional Cohesion: Evidence and Theories of 
Regional Growth and Convergence”, European Economic Review, Vol 40, pp: 1325-
1352 
7. Normaz Wana Ismail (2008), “Growth and Convergence in ASEAN: A 
Dynamic Panel Approach, Growth and Convergence in ASEAN: A Dynamic Panel 
Approach”, Journal of Economics and Management, Vol 2(1), pp: 127-140 
8. Cục Thống kê 63 tỉnh/thành phố, 2000-2017, Niên giám thống kê 2000-2017 
9. Phạm Thế Anh (2009), “Tăng trưởng kinh tế và sự hội tụ thu nhập giữa các 
vùng của Việt Nam”, Tạp chí Nghiên Cứu Kinh tế, số 368, tr. 34-41 
10. Hoàng Thủy Yến (2015), “Tác động của bất bình đẳng thu nhập đến tăng 
trưởng kinh tế ở Việt Nam, Luận án Tiến sĩ, Đại Học Kinh tế Quốc dân 
THE IMPACT OF INVESTMENT CAPITAL 
ON INCOME CONVERGING IN VIETNAM 
ABSTRACT 
Derived from Solow income convergence theory (1956), the research objective of 
this paper is to examine whether income convergence among Vietnamese provinces 
exists. Besides, this assesses the impact of investment sources on income 
convergence in Vietnam. Based on a panel data model of 63 provinces in Vietnam 
from 2000 to 2017, the results show that provinces in Vietnam tend to converge per 
capita incomes. The income convergence of approximately 1.2% to 5.6 means that 
the gap between the rich and the poor provinces is getting close, which is consistent 
with Solow's neo-classical theory of growth (1956). Foreign direct investment plays 
the most positive role in convergence, followed by public investment and domestic 
private investment. 
Keywords: Investment, income convergence 
(Received: 23/7/2018, Revised: 1/8/2018, Accepted for publication: 18/9/2018)