Tác động của đầu tư công đối với tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam: Góc nhìn thực nghiệm từ mô hình ARDL

Số 19 (29) - Tháng 11-12/2014 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Đầu tư công với tăng trưởng kinh tế
3
1. Giới thiệu
Sau hơn hai thập kỷ đổi mới, 
VN đã đạt được nhiều thành tựu 
đáng kể, thay đổi từ nước có nền 
kinh tế lạc hậu, kém phát triển 
trở thành nước đang phát triển 
và xếp vào nhóm quốc gia có thu 
nhập trung bình. Đạt được những 
thành tựu đó chắc hẳn nhờ vào 
sự gia tăng quy mô đầu tư công, 
tạo động lực quan trọng trong 
việc thúc đẩy tăng trưởng và quá 
trình chuyển đổi cơ cấu nền kinh 
tế thời gian qua. 
Tuy nhiên, tác động của đầu 
tư công đối với tăng trưởng kinh 
tế cũng như hiệu quả của đầu tư 
công vẫn còn là vấn đề tranh luận. 
Vì thế, để ổn định vĩ mô và đạt 
được mục tiêu tăng trưởng trong 
thời kỳ mới theo hướng nâng cao 
chất lượng, hiệu quả và năng lực 
cạnh tranh, hướng đến phát triển 
bền vững. Trong đó, đầu tư của 
Chính phủ giữ vai trò là động lực 
của nền kinh tế thì yêu cầu đặt ra 
là cần nghiên cứu một cách sâu 
sắc tác động của đầu tư công đối 
với tăng trưởng kinh tế, từ đó tìm 
ra biện pháp nhằm quản lý đầu 
tư công và thúc đẩy tăng trưởng 
kinh tế. 
Bằng cách tiếp cận mô hình 
ARDL với sự hỗ trợ của phần 
mềm Microfit for Windows 4.1, 
nghiên cứu này sẽ góp phần 
khẳng định thêm minh chứng 
thực nghiệm về tác động của đầu 
tư công đối với tăng trưởng kinh 
tế ở VN. Từ các phát hiện của 
nghiên cứu, bài viết đề xuất một 
vài khuyến nghị hoàn thiện chính 
sách đầu tư công của VN trong 
thời gian tới.
2. Tổng quan các nghiên cứu 
trước đây
Nghiên cứu thực nghiệm về 
tác động của đầu tư nói chung 
và đầu tư công nói riêng đối với 
tăng trưởng kinh tế của các nền 
kinh tế trên thế giới được thực 
hiện khá phổ biến. Thế nhưng, 
kết quả nghiên cứu có nhiều sự 
khác biệt.
Chẳng hạn, trong khi một số 
nghiên cứu của các tác giả cho 
thấy đầu tư công có tác động 
dương đối với tăng trưởng như: 
Aschauer (1989), Munnell và 
Cook (1990), Khan và Kumar 
(1997), Batina (1998), Bose và 
cộng sự (2003), Gwartney và 
cộng sự (2004), Kamps (2005), 
Bukhari và cộng sự (2007), 
Eruygur (2009); một số nghiên 
cứu khác lại cho thấy đầu tư công 
Tác động của đầu tư công đối với 
tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam: Góc nhìn 
thực nghiệm từ mô hình ARDL
PGS.TS. TRẦN NGUYỄN NGỌC ANH THƯ & THS. LÊ HOÀNG PHONG
Trường Đại học Tài chính - Marketing
Sau hơn 25 năm đổi mới, VN đã đạt được nhiều thành tựu đáng kể, đặc biệt trên lĩnh vực kinh tế, với tốc độ tăng trưởng trung bình 7,15%/năm trong giai đoạn 1990-2012. Mục tiêu của nghiên cứu 
này là kiểm tra hiệu ứng của đầu tư công đối với tăng trưởng kinh tế VN trong 
giai đoạn 1988-2012. Trên cơ sở mô hình đa biến được phác họa từ hàm sản 
xuất, bằng cách tiếp cận phân phối trễ tự hồi quy (ARDL: Autoregressive 
Distributed Lag), nghiên cứu cho thấy tác động của đầu tư công đối với tăng 
trưởng kinh tế trong ngắn hạn không có ý nghĩa thống kê, nhưng có tác động 
thúc đẩy tăng trưởng trong dài hạn. Tuy nhiên, tác động này là thấp nhất so 
với đầu tư từ các khu vực khác. Từ các phát hiện của nghiên cứu, bài viết đề 
xuất một vài khuyến nghị hoàn thiện chính sách đầu tư công của VN trong 
thời gian tới.
Từ khóa: Đầu tư công, tăng trưởng kinh tế, mô hình ARDL, ECM.
PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 19 (29) - Tháng 11-12/2014
Đầu tư công với tăng trưởng kinh tế
 4
tác động âm đến tăng trưởng như 
nghiên cứu của Devarajan và 
cộng sự (1996) hay nghiên cứu 
của Ghali và Khalifa (1998); 
cũng có một số nghiên cứu không 
tìm thấy mối quan hệ giữa đầu tư 
công và tăng trưởng kinh tế như: 
Clarida (1993), Roache (2007), 
Swaby (2007).
Bên cạnh, nghiên cứu của 
Badawi và Ahmed (2003), Ellahi 
và Kiani (2011) cho kết quả đầu 
tư công có tác động âm đến tăng 
trưởng trong ngắn hạn nhưng 
lại có tác động dương trong dài 
hạn.
Ngoài ra, Sturm và cộng sự 
(1999) chỉ ra đầu tư công chỉ có 
tác động dương đến tăng trưởng 
trong ngắn hạn nhưng lại không 
có tác động trong dài hạn; kết 
luận ngược lại được tìm thấy 
trong nghiên cứu của Cristian và 
cộng sự (2011) khi khẳng định 
đầu tư công không có tác động 
đến tăng trưởng trong ngắn hạn 
nhưng có tác động dương trong 
dài hạn.
Tại VN, có một số nghiên 
cứu định tính về đầu tư công và 
hiệu quả của đầu tư công. Tuy 
nhiên, nghiên cứu định lượng về 
tác động của đầu tư công đối với 
tăng trưởng kinh tế rất hạn chế. 
Tác giả tìm thấy nghiên cứu của 
Tô Trung Thành (2010) cho kết 
quả đầu tư công có mối quan hệ 
dương với tăng trưởng kinh tế 
VN, Nguyễn Đức Minh (2012) 
nghiên cứu cho trường hợp 
TP.HCM thì cho kết quả rằng 
đầu tư công không có quan hệ 
với tăng trưởng kinh tế. 
3. Khảo sát thực tiễn về đầu tư 
công ở VN
Trong nhiều năm qua, VN đã 
theo đuổi mô hình tăng trưởng 
chủ yếu dựa vào tăng vốn đầu tư, 
đặc biệt là đầu tư từ khu vực nhà 
nước:
- Thực tế cho thấy tỷ lệ vốn 
đầu tư/GDP tăng rất mạnh mẽ từ 
lúc nền kinh tế mở cửa đến nay 
trong khi tốc độ tăng trưởng chỉ 
dao động quanh mức 6-8%. Tỷ 
lệ vốn đầu tư/GDP chỉ từ mức 
26,4% trong giai đoạn 1991-
1995 tăng lên trên 40% cho giai 
đoạn 2006-2010, đặc biệt là đạt 
đỉnh năm 2007 ở mức 46,52% 
GDP, thuộc loại cao nhất khu 
vực Đông Á và Đông Nam Á. 
Khuynh hướng chỉ mới giảm 
thời gian gần đây. (Hình 1).
- Vốn đầu tư toàn xã hội tăng 
mạnh chủ yếu là do đầu tư công 
(chiếm tỷ trọng cao nhất) tăng 
rất mạnh mẽ, trung bình 39,49% 
giai đoạn 1991-1995, giữ mức 
trên 53% trong suốt cả thập kỷ từ 
1996-2005. Trong nửa cuối thấp 
niên 2000 xuống còn 39,1% và 
tiếp tục giảm còn 37,86% trong 
giai đoạn 2011-2012. Đầu tư 
công/GDP luôn chiếm tỷ lệ cao 
và tăng mạnh hơn các thành phần 
vốn đầu tư từ khu vực kinh tế 
ngoài quốc doanh trong nước và 
khu vực FDI (Hình 2).
Thế nhưng, điều đáng lưu ý là 
hiệu quả đầu tư công luôn thấp hơn 
hiệu quả đầu tư toàn nền kinh tế và 
các khu vực đầu tư còn lại khi đánh 
giá thông qua chỉ số ICOR (là hệ 
số cho biết muốn có thêm một đơn 
vị sản lượng trong một thời kỳ nhất 
định cần phải bỏ ra thêm bao nhiêu 
đơn vị vốn đầu tư trong thời kỳ đó). 
(Bảng 1). 
4. Kết quả nghiên cứu
4.1. Mô hình thực nghiệm
Bên cạnh việc kế thừa những 
nghiên cứu trước của Bukhari, Ali 
và Saddaqat (2007), Kandenge 
(2010), Ellahi và Kiani (2011), 
tác giả tiếp cận hàm sản xuất 
tổng quát theo quan điểm kinh tế 
Hình 1. Tình hình đầu tư và tăng trưởng kinh tế của VN
Nguồn: Tác giả tự tính toán từ nguồn Tổng cục Thống kê.
Hình 2. Các thành phần vốn đầu tư so với GDP của VN
Nguồn: Tác giả tự tính toán từ nguồn Tổng cục Thống kê.
Số 19 (29) - Tháng 11-12/2014 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Đầu tư công với tăng trưởng kinh tế
5
học hiện đại làm cơ sở để xây dựng mô hình thực 
nghiệm nhằm đánh giá tác động của đầu tư công 
đối với tăng trưởng kinh tế VN. Theo quan điểm 
kinh tế học hiện đại, có ba yếu tố trực tiếp tác động 
đến tăng trưởng là vốn (K), lao động (L) và yếu tố 
năng suất tổng hợp (A). Nếu bỏ qua nhân tố năng 
suất tổng hợp (A) thì hàm sản xuất tổng quát được 
viết lại dưới dạng đơn giản sau: 
Y = f (K,L) (1) 
Có thể xem xét thành phần vốn đầu tư K bao 
gồm ba thành phần Ig (vốn đầu tư khu vực công), 
Ip (vốn đầu tư từ khu vực tư trong nước) và If (vốn 
đầu tư từ khu vực FDI). Như vậy, phương trình (1) 
có thể viết lại như sau: 
Y = f (Ig, Ip, If, L) (2)
Lấy đạo hàm phương trình (2) và chia cho Y, ta 
có phương trình như sau:
(3)
Trong đó: 
lần lượt là năng suất biên của yếu tố vốn đầu tư 
từ khu vực nhà nước; năng suất biên của yếu tố 
vốn đầu tư từ khu vực ngoài quốc doanh; năng suất 
biên của yếu tố vốn đầu tư từ khu vực FDI và độ co 
dãn của sản lượng theo lao động.
Các biến trong phương trình (3) có thể được 
giải thích như sau: dY/Y; dIg/Y; dIp/Y; dIf/Y; dL/L 
lần lượt là tỷ lệ tăng trưởng hàng năm của tổng sản 
phẩm quốc nội thực (%); Tỷ lệ vốn đầu tư công 
trên GDP (%); Tỷ lệ vốn đầu tư khu vực ngoài quốc 
doanh trên GDP (%); Tỷ lệ vốn đầu tư khu vực có 
vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài trên GDP (%); Tỷ 
lệ tăng lực lượng lao động hàng năm (%). 
Sau khi được điều chỉnh, phương trình (3) có 
thể viết lại: 
g
t = 
α
1
Ig
t
 + α
2
 Ip
t 
+ α
3
 If
t 
+ 
α
4
 L
t
 (4)
Phương trình (4) cho thấy tốc độ tăng trưởng 
kinh tế (g) phụ thuộc vào các biến: tỷ lệ vốn đầu tư 
công trên GDP (Ig), tỷ lệ vốn đầu tư khu vực ngoài 
quốc doanh trên GDP (Ip), tỷ lệ vốn đầu tư khu vực 
có vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài trên GDP (If), 
tỷ lệ tăng lực lượng lao động hàng năm (L). Các 
biến được thể hiện ở dạng logarit cơ số tự nhiên. 
Dấu của tất cả các hệ số α
1
,
α
2
, α
3
,
α
4
 được kỳ vọng 
là dương.
Từ phương trình (4), có thể viết thành phương 
trình hồi quy sau: 
Lg
t = 
α
0
 + α
1
LIg
t
 + α
2
 LIp
t 
+ α
3
 LIf
t 
+ 
α
4
 LL
t 
 + ε
t 
(5)
Mô hình phân phối trễ tự hồi quy (ARDL) cho 
bài nghiên cứu có thể viết dưới dạng sau: 
(6)
Theo Pesaran và Shin (1996), phương pháp 
ARDL có nhiều ưu điểm hơn so với các phương 
pháp đồng liên kết khác: 
 Thứ nhất, trong trường hợp số lượng mẫu nhỏ, 
mô hình ARDL là cách tiếp cận có ý nghĩa thống 
kê hơn để kiểm định tính đồng liên kết (Hamuda và 
cộng sự, 2013), trong khi đó kỹ thuật đồng liên kết 
của Johansen yêu cầu số mẫu lớn hơn để đạt được 
độ tin cậy;
Thứ hai, trái với các phương pháp thông thường 
để tìm mối quan hệ dài hạn, phương pháp ARDL 
không ước tính hệ phương trình, thay vào đó, nó chỉ 
ước tính một phương trình duy nhất (Hamuda và 
cộng sự, 2013);
Thứ ba, các kỹ thuật đồng liên kết khác yêu cầu 
các biến hồi quy được đưa vào liên kết có độ trễ 
như nhau thì trong cách tiếp cận ARDL, các biến 
hồi quy có thể dung nạp các độ trễ tối ưu khác nhau 
(Hamuda và cộng sự, 2013);
Thứ tư, nếu như chúng ta không đảm bảo về 
thuộc tính về nghiệm đơn vị hay tính dừng của hệ 
thống dữ liệu, mức liên kết I(1) hoặc I(0) thì áp dụng 
thủ tục ARDL là thích hợp nhất cho nghiên cứu thực 
Năm
Hệ số ICOR trung bình
ICOR khu vực công ICOR khu vực tư
1996-2000 3,9 2,0
2001-2005 5,3 2,7
2006-2010 8,3 4,6
2011-2012 7,5 5,2
Bảng 1. ICOR của các khu vực đầu tư của VN qua các năm
Nguồn: Phó Thị Kim Chi và cộng sự (2013).








L
dL
Y
L
L
Y
Y
dIf
If
Y
Y
dIp
Ip
Y
Y
dIg
Ig
Y
Y
dY
1 


Ig
Y
; 2 


Ip
Y
; 3 


If
Y
; 4 


Y
L
L
Y
0 1
0 1
1 0
2 3
2 3 n
0 0 0
.
p p
t i t i j t j
i j
p p pn
k t k l t l m t m t
k l m
Lg Lg LIg
LIp LIf LL
  
   
 
  
PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 19 (29) - Tháng 11-12/2014
Đầu tư công với tăng trưởng kinh tế
 6
nghiệm, (Hamuda và cộng sự (2013), Mehrara và Musai (2011)).
4.2. Dữ liệu nghiên cứu
Các biến thời gian được sử dụng trong nghiên cứu này là dữ liệu 
hàng năm trong khoảng thời gian 1988-2012. Dữ liệu của các biến 
được thu thập từ nguồn Tổng cục Thống kê VN (GSO), gồm tốc độ 
tăng trưởng kinh tế thực (g, %), tỷ lệ vốn đầu tư công trên GDP (Ig, 
%), tỷ lệ vốn đầu tư từ khu vực ngoài quốc doanh trên GDP (Ip, %), 
tỷ lệ vốn đầu tư từ khu vực có vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài trên 
GD (If, %), tốc độ tăng lực lượng lao động (L, %). Các biến được thể 
hiện ở dạng logarit cơ số tự nhiên.
4.3. Kết quả kiểm định 
(i) Kiểm định nghiệm đơn vị: Trong nghiên cứu này, tác giả sử 
dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị được dùng phổ biến là 
ADF của Dickey và Fuller (1979) để kiểm định nghiệm đơn vị cho 
các biến.
Bảng 2. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của các biến:
Ghi chú: ***, **, * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Nguồn: Tác giả tự tính toán trên phần mềm Microfit for Windows 4.1.
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị (Bảng 2) cho thấy các biến Lg, 
LIg, LIf là tích hợp bậc 1, các biến LIp và LL cùng tích hợp bậc 0. 
Theo Pesaran và Shin (1999), Hamuda và cộng sự (2013), Mehrara 
và Musai (2011), nếu như chúng ta không đảm bảo về thuộc tính về 
nghiệm đơn vị hay tính dừng của hệ thống dữ liệu, các biến không 
cùng mức liên kết I(1) hoặc I(0) thì áp dụng thủ tục ARDL là thích 
hợp nhất cho nghiên cứu thực nghiệm.
(ii) Kiểm định đường bao (Bound test): Theo Pesaran (1997), trang 
304, kiểm định đường bao (Bound test) là bước đầu tiên của thủ tục 
ARDL, để xác định việc tồn tại hay không tồn tại mối quan hệ đồng 
liên kết giữa các biến, tức là xác định việc có tồn tại mối quan hệ dài 
hạn giữa các biến hay không.
Các giả thuyết kiểm định mối 
quan hệ đồng liên kết giữa các 
biến như sau:
- Giả thuyết H0: λ
1
 = λ
2 
= λ
3 
= 
λ
4 
= λ
5 
= 0 không tồn tại mối quan 
hệ đồng liên kết giữa các biến, 
tức là không tồn tại mối quan hệ 
dài hạn giữa các biến; 
- Giả thuyết H1: λ
1
 ≠ 0; λ
2 
≠ 0; 
λ
3 
≠ 0; λ
4 
≠ 0; λ
5
≠ 0 tồn tại mối 
quan hệ đồng liên kết giữa các 
biến, tức là tồn tại mối quan hệ 
dài hạn giữa các biến.
Để kiểm định giả thuyết H0, 
tác giả so sánh giá trị của thống 
kê F (F-statistic) tính toán với 
giá trị giới hạn của 2 đường bao 
ứng với các mức ý nghĩa chuẩn 
(đường bao dưới ứng với I(0), 
đường bao trên ứng với I(1)):
- Nếu giá trị của thống kê F 
(F-statistic) lớn hơn giá trị giới 
hạn của đường bao trên ứng với 
I(1) thì bác bỏ giả thuyết H0. Kết 
luận tồn tại mối quan hệ đồng 
liên kết giữa các biến.
- Nếu giá trị của thống kê F 
(F-statistic) nhỏ hơn giá trị giới 
hạn của đường bao dưới ứng với 
I(0) thì chấp nhận giả thuyết H0. 
Kết luận không tồn tại mối quan 
hệ đồng liên kết giữa các biến.
- Nếu giá trị của thống kê F 
(F-statistic) nằm giữa 2 đường 
bao thì không rút ra được kết 
luận. Hiệu chỉnh sai số (Error 
correction term) sẽ được dùng 
xác định đồng liên kết (Kremers 
và cộng sự (1992), Bannerjee và 
cộng sự (1998)).
Kết quả kiểm định đường 
bao (Bảng 3) cho thấy giá trị 
F-statistic lớn hơn giá trị giới 
hạn đường bao trên ứng với mức 
ý nghĩa 5% (thực tế đạt mức ý 
nghĩa 2,5%) được cung cấp bởi 
Pesaran (1997). Như vậy có thể 
bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận 
Biến Giá trị thống kê t Kết luận Bậc tích hợp
Lg -1,904416 Chuỗi không dừng
D(Lg) -4,591032*** Chuỗi dừng I(1)
LIg -0,579631 Chuỗi không dừng
D(LIg) -6,052259*** Chuỗi dừng I(1)
LIp -3,734799** Chuỗi dừng I(0)
LIf -1,715619 Chuỗi không dừng
D(LIf) -8,990200*** Chuỗi dừng I(1)
LL -3,839081** Chuỗi dừng I(0)
1 2
1 2
1 0
3 4 5
3 4 5
0 0 0
1 1 2 1 3 1 4 1 5 1 .
p p
t i t i j t j
i j
p p p
k t k l t l m t m
k l m
t t t t t t
Lg Lg LIg
LIp LIf LL
Lg LIg LIp LIf LL
  
  
     
 
  
Số 19 (29) - Tháng 11-12/2014 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Đầu tư công với tăng trưởng kinh tế
7
giả thuyết H1: có sự tồn tại mối 
quan hệ đồng liên kết giữa các 
biến, hay nói cách khác là tồn 
tại mối quan hệ dài hạn giữa các 
biến trong mô hình.
(iii) Lựa chọn độ trễ của mô 
hình ARDL: dựa vào các tiêu chí 
AIC và SBC, độ trễ tối ưu của 
mô hình ARDL là ARDL (2, 1, 0, 
0, 0). (Bảng 4). 
Mô hình ARDL vừa tìm được 
có R2 = 0,80344 và R2 hiệu chỉnh 
(R-Bar-Squared) bằng 0,69112, 
tức là mô hình giải thích đến hơn 
69% sự biến động của chỉ số tăng 
trưởng kinh tế theo các thành 
phần vốn và lao động. Tác giả 
sẽ tiến hành các kiểm định chẩn 
đoán cũng như kiểm định tính 
phù hợp của mô hình để đảm bảo 
mô hình đáng tin cậy.
(iv) Ước lượng các hệ số dài 
hạn của mô hình ARDL: Bảng 5 
trình bày kết quả ước lượng các 
hệ số dài hạn của mô hình ARDL 
với độ trễ (2,1,0,0,0).
Với kết quả tính toán tác động 
dài hạn từ mô hình ARDL cho 
thấy đầu tư công trên GDP (LIg), 
đầu tư từ khu vực ngoài quốc 
doanh trên GDP (LIp), đầu tư từ 
khu vực có vốn đầu tư trực tiếp 
nước ngoài trên GDP (LIf) và 
tăng trưởng lực lượng lao động 
(LL) đều có tác động cùng chiều 
lên tăng trưởng kinh tế (Lg) trong 
dài hạn một cách có ý nghĩa thống 
kê. Tuy nhiên, tác động của đầu 
tư công đối với tăng trưởng kinh 
tế là yếu nhất.
(v) Ước lượng các hệ số 
ngắn hạn của mô hình ARDL: 
Để phân tích ảnh hưởng của xu 
hướng thay đổi ngắn hạn lên cân 
bằng trong dài hạn, nghiên cứu 
sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai 
số ECM. Bảng 6 trình bày kết 
quả ước lượng các hệ số ngắn 
hạn từ mô hình ARDL với các độ 
trễ được lựa chọn.
Kết quả cho thấy tác động của 
đầu tư công đối với tăng trưởng 
kinh tế VN trong ngắn hạn không 
có ý nghĩa thống kê. Hệ số của 
phần sai số hiệu chỉnh ECM(-1) 
có ý nghĩa thống kê ở mức 1% đã 
đảm bảo rằng nghiên cứu có tồn 
tại quan hệ đồng tích hợp như đã 
tìm ra ở phần kiểm định đường 
bao theo Pesaran (1997). 
Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t Xác suất
Lg(-1) 0,29549 0,20083 1,47130 0,163
Lg(-2) -0,32095* 0,18024 -1,78070 0,097
LIg -0,12960 0,20712 -0,62575 0,542
LIg(-1) 0,33176 0,21279 1,55910 0,141
LIp 0,44178*** 0,14573 3,03160 0,009
LIf 0,32659** 0,11413 2,86160 0,013
LL 0,52948* 0,27305 1,93910 0,073
INPT -0,08917 0,41236 -0,21624 0,832
T -0,04080*** 0,00927 -4,40080 0,001
R-Squared 0,80344 DW-statistic 2,0065
R-Bar-Squared 0,69112 S.D. of Dependent Variable 0,21144
S.E. of Regression 0,11751 Equation Log-likelihood 22,3215
Mean of Dependent Variable 1,9461 Schwarz Bayesian Criterion 8,2118
Residual Sum of Squares 0,19332 F-statistic 7,1531
Akaike Info. Criterion 13,3215 Pob (F-statistic) 0,001
Intercept and trend
Số 
bậc
Giá trị 
thống kê F Giá trị giới hạn của các đường bao
k F-statistic
90% 95% 97,5% 99%
I(0) I(1) I(0) I(1) I(0) I(1) I(0) I(1)
4 5,740153 3,063 4,084 3,539 4,667 4,004 5,172 4,617 5,786
Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t Xác suất
LIg 0,19714* 0,09761 2,0198 0,063
LIp 0,43081*** 0,14060 3,0641 0,008
LIf 0,31848*** 0,08145 3,9101 0,002
LL 0,51634* 0,28545 1,8088 0,092
INPT -0,08695 0,40630 -0,2140 0,834
T -0,03979*** 0,00794 -5,0088 0,000
Bảng 3. Kết quả kiểm định đường bao (Bound test)
Nguồn: Tác giả tự tính toán trên phần mềm Microfit for Windows 4.1.
Bảng 4. Ước lượng mô hình ARDL
(Biến phụ thuộc Lg)
Ghi chú: ***, **, * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Nguồn: Tác giả tự tính toán trên phần mềm Microfit for Windows 4.1.
Bảng 5. Ước lượng các hệ số dài hạn của mô hình ARDL với các độ trễ (2,1,0,0,0)
(Biến phụ thuộc Lg)
Ghi chú: ***, **, * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Nguồn: Tác giả tự tính toán trên phần mềm Microfit for Windows 4.1.
PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 19 (29) - Tháng 11-12/2014
Đầu tư công với tăng trưởng kinh tế 
 8
Mô hình ECM giải thích được 
59% sự biến động của chỉ số tăng 
trưởng kinh tế trong ngắn hạn.
(vi) Các kiểm định: 
Tác giả đã tiến hành các 
kiểm định liên quan như: kiểm 
định Wald, kiểm định dạng hàm 
thông qua kiểm định RESET 
của Ramsey, kiểm định Larange 
multiplier (LM) để kiểm tra tính 
tự tương quan, kiểm định phương 
sai sai số thay đổi (Bảng 7):
Bên cạnh, tác giả kiểm định 
tính ổn định của phần dư của mô 
hình thông qua kiểm định tổng 
tích lũy của phần dư (CUSUM: 
Cumulative Sum of Recursive 
Residuals) và tổng tích lũy hiệu 
chỉnh của phần dư (CUSUMSQ: 
Cumulative Sum of Square of 
Recursive Residuals) (Hình 3) 
đều cho thấy tổng tích lũy của 
phần dư và tổng tích lũy hiệu 
chỉnh của phần dư đều nằm 
trong dải tiêu chuẩn ứng với mức 
ý nghĩa 5% nên có thể kết luận 
phần dư của mô hình có tính 
ổn định và vì thế mô hình là ổn 
định.
Kết quả các kiểm định cho 
thấy mô hình đáng tin cậy và ổn 
định, đảm bảo để ước lượng các 
hệ số dài hạn và ngắn hạn.
5. Các hàm ý chính sách
Kết quả thực nghiệm minh 
chứng tác động đầu tư công đối 
với tăng trưởng kinh tế VN trong 
ngắn hạn không có ý nghĩa thống 
kê. Điều này hàm ý: Việc cắt 
giảm đầu tư công để ổn định kinh 
tế vĩ mô, kiểm soát tình hình lạm 
phát cao hiện nay có lẽ không gây 
ảnh hưởng nhiều đến tốc độ tăng 
trưởng kinh tế trong ngắn hạn. 
Bên cạnh, mặc dù kết quả 
nghiên cứu chỉ ra rằng đầu tư 
công có tác động tích cực lên 
tăng trưởng kinh tế trong dài hạn. 
Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t Xác suất
ΔLg1 0,32095* 0,18024 1,7807 0,095
ΔLIg -0,12960 0,20712 -0,62575 0,541
ΔLIp 0,44178*** 0,14573 3,0316 0,008
ΔLIf 0,32659** 0,11413 2,8616 0,012
ΔLL 0,52948* 0,27305 1,9391 0,072
ΔINPT -0,08917 0,41236 -0,21624 0,832
ΔT -0,04080*** 0,0092705 -4,4008 0,001
ECM(-1) -1,0255*** 0,20890 -4,9088 0,000
R-Squared 0,73827 R-Bar-Squared 0,58871
STT Kiểm định Thống kê Giá trị thống kê Xác suất
1 Wald CHSQ( 7) 53,3725 0,000
2 Dạng hàm
CHSQ( 1) 0,41146 0,521
F(1, 13) 0,23680 0,635
3 Tự tương quan
CHSQ( 1) 0,031130 0,860
F(1, 13) 0,017619 0,896
4 Phương sai sai số thay đổi
CHSQ( 1) 0,18671 0,666
F( 1, 13) 0,10639 0,749
Bảng 6. Kết quả tính toán tác động ngắn hạn bằng mô hình 
hiệu chỉnh sai số (ECM) dựa trên cách tiếp cận ARDL
(Biến phụ thuộc ΔLg)
Ghi chú: ***, **, * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Nguồn: Tác giả tự tính toán trên phần mềm Microfit for Windows 4.1.
Bảng 7. Các kiểm định chẩn đoán
Nguồn: Tác giả tự tính toán trên phần mềm Microfit for Windows 4.1.
Hình 3. Kiểm định CUSUM và CUSUMSQ cho phần dư.
Nguồn: Tác giả tự chạy trên phần mềm Microfit for Windows 4.1
Số 19 (29) - Tháng 11-12/2014 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Đầu tư công với tăng trưởng kinh tế
9
Tuy nhiên, mức độ tác động của 
thành phần vốn đầu tư công lên 
tăng trưởng kinh tế là kém nhất 
so với các thành phần vốn đầu tư 
từ khu vực tư nhân trong nước 
và khu vực FDI. Cụ thể, nghiên 
cứu này cho thấy vốn đầu tư trên 
GDP của khu vực công tăng 1% 
thì làm cho chỉ số tăng trưởng 
kinh tế tăng khoảng 0,197%, 
trong khi đó tác động từ khu vực 
ngoài quốc doanh là 0,43% và từ 
khu vực FDI là 0,32%.
Từ kết quả phát hiện tác động 
của đầu tư công đối với tăng 
trưởng kinh tế của VN, tác giả 
nghĩ rằng chính phủ cần thiết 
phải tái cấu trúc đầu tư công 
trong điều kiện ổn định kinh tế 
vĩ mô trong ngắn hạn như hiện 
nay và hướng đến mục tiêu tăng 
trưởng bền vững trong dài hạn. 
Các giải pháp đặt ra cho chính 
sách đầu tư công trong giai đoạn 
tới là:
- Trước hết, cần tái cơ cấu đầu 
tư công theo hướng giảm dần tỷ 
trọng đầu tư công trong tổng vốn 
đầu tư toàn xã hội, đồng thời tăng 
cường mạnh mẽ hiệu quả và chất 
lượng của đầu tư công.
- Đầu tư công trong nền kinh 
tế cần được thay đổi theo hướng 
giảm bớt chức năng đầu tư để 
kinh doanh. Tập trung ưu tiên 
đầu tư công cho phát triển kết 
cấu hạ tầng cũng như những nền 
tảng khác cho sự phát triển bền 
vững như: đầu tư cho giáo dục 
đào tạo, y tế và phúc lợi xã hội 
để phát triển nguồn nhân lực có 
trình độ kỹ thuật cao; nâng cao 
năng lực quản lý và hiện đại hóa 
quản lý nhà nước, bảo đảm an 
sinh xã hội. 
- Trong điều kiện nguồn lực 
huy động là có giới hạn, quản lý 
chặt chẽ việc huy động và nâng 
cao hiệu quả sử dụng vốn trong 
đầu tư công (bao gồm vốn NSNN, 
vốn trái phiếu chính phủ, vốn tín 
dụng đầu tư của Nhà nước, vốn 
của DNNN) phải được xem là 
chìa khoá quan trọng trong chính 
sách quản lý đầu tư công.
- Tăng cường công khai minh 
bạch trong hoạt động đầu tư 
công, tăng cường giám sát của 
cộng đồng, của các tổ chức khoa 
học và các cơ quan hữu quan, 
nâng cao hiệu quả công tác giám 
sát, kiểm toán đầu tư công giúp 
giảm thâm hụt NSNN, tạo điều 
kiện cho ổn định vĩ mô và tạo 
nền tảng cho tăng trường bền 
vững trong dài hạn.
- Hoàn thiện việc phân công, 
phân cấp việc phân bổ NSNN, 
giảm dần tình trạng phân chia 
bình quân, tăng tính chủ động 
cho ngân sách địa phương để 
thực hiện nhiệm vụ kinh tế - xã 
hội, qua đó nâng cao hiệu quả sử 
dụng. Hoàn thiện công tác xây 
dựng kế hoạch tài chính trung 
hạn, đảm bảo chi đầu tư công 
được giới hạn trong khả năng 
nguồn lực và thống nhất với các 
ưu tiên chính sách của Chính phủ, 
hướng vào các mục tiêu kinh tế 
- xã hội trong trung và dài hạn, 
tăng cường tính tiên đoán, chủ 
động, tính hệ thống trong phân 
bổ nguồn lực tài chính.
- Đẩy mạnh cải cách khu vực 
DNNN để nâng cao hiệu quả 
đầu tư công là một trong những 
giải pháp cấp bách hiện nay. 
Bên cạnh việc cần đổi mới cơ 
chế quản lý tài chính các doanh 
nghiệp nhà nước, cần cân đối 
lại các đặc quyền, đặc lợi đối 
với khu vực kinh tế nhà nước 
trong việc tiếp cận các nguồn 
tài nguyên thiên nhiên, đất đai, 
tín dụng...Nhà nước cần rút dần 
PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 19 (29) - Tháng 11-12/2014
Đầu tư công với tăng trưởng kinh tế
10
một số hoạt động kinh tế thông 
qua việc bán dần tài sản trong 
các doanh nghiệp nhà nước (quá 
trình cổ phần hóa), vừa tăng 
thu ngân sách, vừa giảm sức ép 
lên chi ngân sách trong tương 
lai, hiện tượng đầu tư quá mức 
có thể được giảm trừ, hạn chế 
những biến cố mang tính rủi ro 
(ví dụ như tình trạng thất thoát, 
lãng phí hoặc làm ăn kém hiệu 
quả của các DNNN dẫn đến hiệu 
quả thấp hoặc thua lỗ trong khi 
luôn đòi hỏi có sự giải cứu của 
Chính phủ).
- Tác động của khu vực kinh 
tế ngoài nhà nước đối với tăng 
trưởng kinh tế rõ ràng và hiệu 
quả hơn đầu tư công. Vì thế, cần 
tạo điều kiện, khuyến khích khu 
vực tư, đẩy mạnh xã hội hóa các 
hoạt động đầu tư. Bên cạnh việc 
chuyển giao các lĩnh vực đầu tư 
cho khu vực tư, cần đẩy mạnh 
hình thức hợp tác công tư (PPP) 
trong việc thực hiện đầu tư bên 
cạnh các hình thức truyền thống 
như hiện nay.
- Bên cạnh, một số giải pháp 
hỗ trợ cần được thực hiện như: 
Rà soát và hoàn thiện hệ thống 
pháp luật về đầu tư công, giảm 
thiểu sự chồng chéo, không nhất 
quán giữa các luật liên quan đến 
đầu tư công; làm rõ trách nhiệm 
và thẩm quyền của các cơ quan 
nhà nước, các cấp trong quản lý 
đầu tư công; tiếp tục điều chỉnh, 
đổi mới việc phân cấp đầu tư để 
nâng cao hiệu quả đầu tư công; 
VN cần phải xây dựng được một 
thể chế có tính thị trường vững 
chắc, có một hệ thống luật pháp, 
quy tắc, chính sách, cấu trúc và 
cách thức tiến hành... hoàn chỉnh 
để tạo lòng tin cho nhà đầu tưl
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Aschauer, D., (1989), “Public Investment 
And Productivity Growth In The Group 
Of Seven”, Economic Perspectives, 
(13:5), pp.17-25. 
Bukhari, S., Ali, L., & Saddaqat, M., (2007), 
“Public Investment and Economic 
Growth in the Three Little Dragons: 
Envidence from Heterogeneous 
Dynamic Panel Data”, International 
Journal of Business and Information, 
Volume 2, number 1, pp.57-59.
Cristian et al., (2011), The Estimation Of 
The Public Investment Multiplier In 
Romania, International Conference On 
Business And Economics Research, 
Vol.1.
Ellahi, N., & Kiani, A., (2011), Investigating 
Public Invetsment - Growth Nexus for 
Parkistan, International Conference 
on E-business, Management and 
Economics, pp.239-244.
Eruygur, A., (2009), Public Investment and 
Economic Growth: A VECM Approach, 
Anadolu International Conference in 
Economics.
Ghali, and Khalifa, H., (1998), “Public 
Investment And Private Capital 
Formation In A Vector Error-Correction 
Model Of Growth”, Applied Economics, 
(30), pp.837-844.
Hamuda, A. M. et al., (2013), “Ardl 
Investment Model Of Tunisia”, 
Theoretical and Applied Economics, 
(20:2), pp.57-68.
Kamps, C. (2005), “The Dynamic Effects 
Of Public Capital: Var Evidence For 22 
OECD Countries”, International Tax 
and Public Finance, (12), pp.533-558.
Kandenge, F.T., (2010), Public And Private 
Investment And Economic Growth In 
Namibia (1970 - 2005), The Botswana 
Journal Of Economics, The Botswana 
Economics Association (BEA), (7), 
pp.2-15.
Khan, M.S., & Kumar, M.S., (1997), “Public 
And Private Investment And The Growth 
Process In Developing Countries”, 
Oxford Bulletin Of Economics And 
Statistics, (59:1), pp.69-88.
Pesaran, M.H., & Pesaran B., (1997), 
Working with Microfit 4.0 - Interactive 
Econometric Analysis, Oxford 
University Press.
Pesaran, M. H., Shin, Y., & Smith, R. J., 
(1996), Bounds Testing Approaches 
to the Analysis of Level Relationships, 
DEA Working Paper 9622, Department 
of Applied Economics, University of 
Cambridge.
Phó Thị Kim Chi và cộng sự (2013), Hiệu 
quả đầu tư công: Nhìn từ tác động của 
nó đến tăng trưởng kinh tế, Trung tâm 
thông tin và dự báo KT-XH Quốc gia – 
Bộ Kế hoạch và Đầu tư, trang 18-19.
Roache, S.K., (2007), Public Investment and 
Growth in the Eastern Caribbean, IMF 
Working paper No.124.
Swaby, R., (2007), Public Investment 
and Growth in Jamaica, Fiscal and 
Economic Proramme Monitoring Dept, 
Bank of Jamaica.
Tô Trung Thành (2012), Đầu tư công “lấn 
át” đầu tư tư nhân? Góc nhìn từ mô hình 
thực nghiệm VECM, Trung tâm Nghiên 
cứu Kinh tế và Chính sách.