Tác động của vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài và thương mại quốc tế đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam

 XÃ HỘI 
 Tạp chí KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ ● Số 52.2019 104
KINH TẾ
TÁC ĐỘNG CỦA VỐN ĐẦU TƯ TRỰC TIẾP NƯỚC NGOÀI VÀ 
THƯƠNG MẠI QUỐC TẾ ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ VIỆT NAM 
IMPACT OF FDI AND ITERNATIONAL TRADE ON ECONOMICS GROWTH IN VIETNAM 
Hà Thành Công 
TÓM TẮT 
Thương mại quốc tế và đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) thường được coi là 
chất xúc tác tạo thuận lợi cho tăng trưởng kinh tế và hội nhập của các quốc gia 
đối với nền kinh tế thế giới. Nghiên cứu này điều tra mối quan hệ giữa đầu tư trực 
tiếp nước ngoài, thương mại quốc tế, tích lũy tài sản cố định gộp và tốc độ tăng 
trưởng GDP của Việt Nam từ 1990 đến 2017. Dựa vào kiểm định đồng liên kết 
Johansen và mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số (VECM) cho thấy có mối quan hệ lâu 
dài giữa các biến số này. Các biến số đầu tư trực tiếp nước ngoài, thương mại 
quốc tế và tích lũy tài sản cố định có tác động đáng kể đến tốc độ tăng trưởng 
GDP ở Việt Nam. 
Từ khóa: Thương mại quốc tế, đầu tư trực tiếp nước ngoài, tăng trưởng kinh 
tế, Việt Nam. 
ABSTRACT 
International trade and foreign direct investment (FDI) are often regarded as 
catalysts to facilitate economic growth and integration of nations to the world 
economy. This study investigates the relationship between foreign direct 
investment, international trade, gross capital formation and Vietnam's GDP 
growth rate from 1990 to 2017. Based on Johansen cointegration test and the 
vector error correction model (VECM) shows a long - run relationship between 
these variables. The variables of foreign direct investment, international trade 
and gross capital formation have a significant impact on GDP growth in Vietnam. 
Keywords: International trade, foreign direct investment, economic growth, 
Vietnam. 
Khoa Quản lý kinh doanh, Trường Đại học Công nghiệp Hà Nội 
Email: htc123000@gmail.com 
Ngày nhận bài: 12/01/2019 
Ngày nhận bài sửa sau phản biện: 20/4/2019 
Ngày chấp nhận đăng: 10/6/2019 
1. GIỚI THIỆU 
Phát triển kinh tế luôn là yêu cầu khẩn thiết mang tính 
toàn cầu. Toàn cầu hóa kết nối các quốc gia lại gần nhau 
hơn, đóng vai trò quan trọng với các nước đang phát triển. 
Các luồng tài chính, thông tin, kỹ năng, công nghệ, hàng 
hóa và dịch vụ giữa các nước đang tăng lên một cách 
nhanh chóng. Thương mại đóng vai trò quan trọng trong 
việc nâng cao kỹ năng thông qua nhập khẩu và công nghệ 
tiên tiến. Các doanh nghiệp xuất khẩu bị thúc đẩy để áp 
dụng tiến bộ công nghệ nhằm đối phó với sự cạnh tranh 
khốc liệt (Frankel và Romer, 1999). Tự do hóa thương mại 
làm giảm các chi phí giao dịch quốc tế và cần thiết phải đầu 
tư trực tiếp nước ngoài. Việc tự do hóa các dòng vốn đã 
góp phần mở rộng dòng vốn đấu tư trực tiếp nước ngoài. 
Do quá trình sản xuất bị phân tán và di chuyển trên phạm 
vi toàn cầu, chuỗi giá trị toàn cầu đã trở thành trung tâm 
của nền kinh tế thế giới (Cattaneo và cộng sự, 2010). FDI là 
một trong những yếu tố năng động nhất trong luồng các 
nguồn lực quốc tế, nó là một gói các tài sản hữu hình và vô 
hình và là chất xúc tác cho đầu tư và các năng lực trong 
nước. FDI giúp bổ sung nguồn vốn đầu tư phát triển 
(Brems. H.,1970), phát triển nguồn nhân lực và tạo việc làm 
(Gregorio, Jose, 2003), mở rộng thị trường và thúc đẩy xuất 
khẩu, thúc đẩy quá trình chuyển dịch cơ cấu kinh tế. 
Kể từ khi thực hiện chính sách Đổi mới năm 1986, cùng 
với sự ra đời của Luật Đầu tư trực tiếp nước ngoài năm 
1987. Tăng trưởng kinh tế của Việt Nam đã có những bước 
tiến vượt bậc. Bài báo này phân tích vai trò của FDI và 
thương mại quốc tế đối với tăng trưởng kinh tế của Việt 
Nam trong khung lý thuyết tăng trưởng nội sinh. Bài báo 
này sử dụng các kỹ thuật chuỗi thời gian để phân tích ảnh 
hưởng của đầu tư trực tiếp nước ngoài đến tăng trưởng 
kinh tế ở Việt Nam. Nghiên cứu sử dụng dữ liệu hàng năm 
trong giai đoạn 1990 - 2017. Phân tích thực nghiệm bắt đầu 
bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS), người ta 
thấy rằng có tác động tích cực không đáng kể về đầu tư 
trực tiếp nước ngoài đối với tổng sản phẩm quốc nội (GDP) 
tại Việt Nam. Ngoài ra, có một tác động đáng kể cũng như 
tích cực của sự hình thành tổng vốn cố định, tỷ giá hối đoái 
thực và lãi suất thực đối với tăng trưởng kinh tế; tuy nhiên, 
có tác động tiêu cực và không đáng kể của tỷ lệ lạm phát 
đến tăng trưởng kinh tế. Do đó, kết quả của kiểm định tính 
dừng (Augmented Dickey Fuller - ADF) cho thấy rằng chuỗi 
này không dừng ở sai phân bậc không, sai phân bậc một và 
dừng tại sai phân bậc hai. Nghiên cứu này sử dụng thử 
nghiệm quan hệ nhân quả Granger để tìm mối quan hệ 
giữa FDI và GDP. Kết quả cho thấy có mối quan hệ nhân 
quả một chiều giữa FDI và GDP trong bối cảnh Việt Nam. 
Để đo lường các tác động của FDI đối với tăng trưởng 
kinh tế, với mục đích sử dụng các yếu tố đặc trưng trong 
hầu hết các tài liệu nghiên cứu về FDI, cụ thể là ở Nam Phi. 
Các nghiên cứu được thực hiện bởi Fedderke và Romm 
(2004) và Moolman và cộng sự (2006) đã cung cấp mô hình 
ECONOMICS-SOCIETY 
Số 52.2019 ● Tạp chí KHOA HỌC & CÔNG NGHỆ 105
cơ sở. Mô hình cơ sở sau đó được mở rộng bằng cách thêm 
các biến có dữ liệu. Các kiểm định Augmented Dickey - 
Fuller (ADF) và Phillips Perron (PP) đã được sử dụng để 
kiểm tra tính dừng trong nghiên cứu này. Sau đó tiến hành 
kiểm định đồng liên kết bằng việc sử dụng kỹ thuật Mô 
hình Vector tự hồi quy (VECM) được phát triển bởi 
Johansen (1990) và Juselius (1995). Các kiểm định chẩn 
đoán bao gồm phương sai sai số thay đổi, tính chuẩn của 
các phần dư và tự tương quan đã được thực hiện trên mô 
hình. Cuối cùng để đo lường phản ứng và phân tích 
phương sai được thực hiện để xác định mức độ đáp ứng và 
chuyển động trong biến phụ thuộc do các cú sốc từ các 
biến độc lập. 
Phần còn lại của bài báo tiến hành như sau: Phần 2 tập 
trung vào tổng quan tài liệu, phần 3 thảo luận về phương 
pháp và nguồn dữ liệu, phần 4 trình bày những phát hiện 
thực nghiệm và phần 5 trình bày một số nhận xét kết luận. 
2. TỔNG QUAN TÀI LIỆU 
Đầu tư trực tiếp nước ngoài và thương mại quốc tế đã 
được công nhận là nhân tố quan trọng trong quá trình tăng 
trưởng kinh tế. Có rất nhiều tài liệu nghiên cứu về tác động 
của FDI và thương mại đối với tăng trưởng kinh tế qua nhiều 
giai đoạn và bằng nhiều phương pháp khác nhau. Các 
nghiên cứu giữa các quốc gia và quốc gia cụ thể đã phân tích 
ảnh hưởng của FDI và thương mại quốc tế tới tăng trưởng 
kinh tế (Kohpaiboon, A., 2004; Lipsey, RE, 2000; Pahlavani, M., 
E. Wilson & AC Worthington, 2005) phần lớn kết luận rằng cả 
FDI và thương mại quốc tế thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, 
thực tế là FDI bị thu hút bởi các quốc gia được mong đợi 
tăng trưởng nhanh hơn và tuân theo các chính sách mở cửa 
thương mại. Tuy nhiên, mức độ tác động đến mỗi quốc gia là 
khác nhau (Balasubramanyam, 1996). Nghiên cứu của 
Alalaya (2008) nhận thấy, thương mại quốc tế và FDI có tác 
động tích cực đến tăng trưởng kinh tế ở Jordan trong giai 
đoạn 1990-2008 bằng cách áp dụng mô hình ARDL. Theo 
Yao (2006), có mối quan hệ chặt chẽ giữa xuất khẩu, FDI và 
tăng trưởng kinh tế đối với Trung Quốc. Acaravci và Ozturk 
(2012) đã phân tích mối quan hệ lâu dài giữa đầu tư trực tiếp 
nước ngoài, xuất khẩu và tốc độ tăng trưởng kinh tế bằng 
cách sử dụng mô hình ADRL và kiểm định Granger để kiểm 
tra quan hệ nhân quả giữa các biến số với dữ liệu quý từ năm 
1994 đến năm 2008. Các quốc gia trong mẫu bao gồm: 
Bulgaria, Cộng hòa Séc, Estonia, Hungary, Latvia, Lithuania, 
Ba Lan, Romania, Slovakia và Slovenia. Họ phát hiện ra rằng 
ba biến có sự hợp tác lâu dài trong bốn quốc gia (Cộng hòa 
Séc, Slovakia, Ba Lan và Latvia). Các tác giả đã chỉ ra rằng, đầu 
tư trực tiếp nước ngoài dường như là một yếu tố quan trọng 
hơn trong thúc đẩy tăng trưởng kinh tế hơn so với xuất khẩu 
ở các nước này. 
Ghirmay và cộng sự (2001) nghiên cứu mối quan hệ 
giữa xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát 
triển. Kết quả của họ cho thấy tồn tại một mối quan hệ lâu 
dài giữa hai biến ở 12 nước đang phát triển và việc thúc đẩy 
xuất khẩu đã thu hút đầu tư và tăng GDP ở các nước này. 
M. Dritsaki, C. Dritsaki và A. Adamopoulos (2004) điều tra 
mối quan hệ giữa xuất khẩu, FDI và GDP của Hy Lạp trong 
giai đoạn 1960 - 2002. Bằng phương pháp ARDL và 
Granger, họ nhận thấy tăng trưởng kinh tế, FDI và xuất 
khẩu của Hy Lạp có mối quan hệ cân bằng dài hạn và củng 
cố lẫn nhau theo chính sách mở cửa. Mamun và Nath (2003) 
đã tìm ra một mối quan hệ nhân quả lâu dài từ xuất khẩu 
sang tăng trưởng kinh tế ở Bangladesh. Narayan và cộng 
sự (2007) đã kiểm tra giả thuyết tăng trưởng do xuất khẩu 
đối với Fiji và Papua New Guinea. Kết quả cho thấy xuất khẩu 
thúc đẩy tăng trưởng trong thời gian dài đối với Fiji, trong 
khi ở Papua New Guinea tác động này là ngắn hạn. 
FDI và thương mại của một quốc gia có thể ảnh hưởng 
tiêu cực đến quá trình tăng trưởng (Borensztein, E., JD 
Gregorio & JW Lee, 1998; De Mello, LR, Jr., 1999, Xu, B., 
2000). Theo (Bhagwati, JN, 1985; Asiedu, E. 2002) do sự điều 
chỉnh khác nhau giữa các quốc gia về quy mô kinh tế, thái 
độ chính trị, sự ổn định, tầm quan trọng và hiệu quả của 
FDI sẽ thúc đẩy tăng trưởng kinh tế trong dài hạn ở các 
nước theo đuổi chiến lược thúc đẩy xuất khẩu là lớn hơn so 
với các nước thực hiện chiến lược thay thế nhập khẩu. Do 
đó, hiệu quả tăng trưởng FDI và thương mại không phải là 
tự động mà phụ thuộc vào các yếu tố cụ thể của quốc gia 
như mở cửa thương mại. 
Nghiên cứu xem xét tác động của FDI và thương mại đối 
với GDP cũng đã kết luận những kết quả không rõ ràng. 
Alia và Dcal (2003), có bằng chứng về tác động tích cực của 
xuất khẩu đối với tăng trưởng kinh tế Thổ Nhĩ Kỳ nhưng 
không phải vì FDI. Alguacil và cộng sự (2000) cho thấy tác 
động của FDI với tăng trưởng là tích cực, trong khi xuất 
khẩu lại không thúc đẩy tăng trưởng. Họ cho rằng FDI thúc 
đẩy tăng trưởng kinh tế và thương mại. Dritsaki và 
Adamopoulos (2004) đã tìm ra một mối quan hệ nhân quả 
không liên kết giữa FDI với tăng trưởng kinh tế và mối quan 
hệ nhân quả hai chiều giữa xuất khẩu và tăng trưởng kinh 
tế đối với Hy Lạp. Rahman (2007) kiểm tra lại ảnh hưởng 
của xuất khẩu và FDI tới GDP của một số nước châu Á 
(Bangladesh, Ấn Độ, Pakistan và Sri Lanka) sử dụng kỹ thuật 
chung của ARDL cho giai đoạn 1976 - 2006. Bằng kỹ thuật 
ARDL, tác giả đã khẳng định mối quan hệ đồng liên kết 
giữa các biến số ở các quốc gia này. Các tác động ngắn hạn 
của xuất khẩu đối với GDP của Bangladesh, Ấn Độ là rõ 
ràng hơn so với FDI. Trong trường hợp của Pakistan, FDI có 
những tác động đến GDP nhưng không đáng kể. Đối với Sri 
Lanka, FDI lại có tác động tiêu cực đến GDP. 
Các nghiên cứu thực nghiệm về tác động của FDI với 
tăng trưởng đã nhận thấy rằng xúc tiến đầu tư có thể đem 
lại nhiều lợi ích cho các nước tiếp nhận bằng cách giới 
thiệu các công nghệ và kỹ năng mới, tạo việc làm mới, tăng 
cạnh tranh trong nước và mở rộng tiếp cận với các mạng 
lưới tiếp thị quốc tế (Anthukorala 2003; Baliamoune-Lutz 
2004). Darrat và cộng sự (2005) đã điều tra tác động của FDI 
đối với tăng trưởng kinh tế ở Trung và Đông Âu (CEE) và 
khu vực Trung Đông và Bắc Phi (MENA). Họ thấy rằng, dòng 
vốn FDI kích thích tăng trưởng kinh tế ở các nước gia nhập 
EU, trong khi tác động của FDI đối với tăng trưởng kinh tế ở 
MENA và các quốc gia không thuộc EU là không tồn tại 
 XÃ HỘI 
 Tạp chí KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ ● Số 52.2019 106
KINH TẾ
hoặc tiêu cực. Theo Blomstrom và cộng sự (1992), FDI thúc 
đẩy tăng trưởng kinh tế khi nền kinh tế chủ nhà là một 
nước phát triển. Một nghiên cứu tương tự về mối quan hệ 
giữa FDI và tăng trưởng kinh tế ở Síp, giai đoạn 1976 - 2002 
đã được kiểm tra bởi Feridun (2004) sử dụng phương pháp 
Granger quan hệ nhân quả; bằng chứng mạnh mẽ nổi lên 
rằng tăng trưởng kinh tế được đo bằng GDP ở Síp là do FDI, 
nhưng không phải ngược lại. 
Kết quả của Boyd and Smith (1992) là FDI có thể ảnh 
hưởng tiêu cực đến tăng trưởng do sự phân bổ sai nguồn 
lực với sự có mặt của một số biến thương mại, giá cả và các 
vấn đề khác. Borensztein và cộng sự (1998) đã nghiên cứu 
tác động của FDI đối với tăng trưởng kinh tế theo phương 
pháp hồi quy xuyên quốc gia. Theo phát hiện của họ, FDI 
có thể là một công cụ quan trọng và là một kênh chuyển 
giao công nghệ hiện đại, nhưng hiệu quả của nó phụ thuộc 
vào nguồn vốn con người ở nước tiếp nhận. Trong khi Nair-
Reichert và Weinhold (2001) đưa ra các giả định giữa các 
quốc gia và cho rằng mối quan hệ nhân quả giữa đầu tư 
nước ngoài và đầu tư trong nước và tăng trưởng kinh tế ở 
các nước đang phát triển là không đồng nhất. Cùng với 
quan điểm này, Carkovic và Levine (2005) nhận thấy rằng 
không có bằng chứng về tác động của FDI tới tăng trưởng 
kinh tế. Aga (2014) nghiên cứu sử dụng kỹ thuật chuỗi thời 
gian để phân tích ảnh hưởng của đầu tư trực tiếp nước 
ngoài đối với tăng trưởng kinh tế ở Thổ Nhĩ Kỳ trong giai 
đoạn 1980 - 2012 và kết luận rằng không có mối quan hệ 
lâu dài giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài và tăng trưởng kinh 
tế ở Thổ Nhĩ Kỳ, ông suy ra rằng không có mối quan hệ 
nhân quả Granger giữa FDI và tăng trưởng kinh tế. Tương 
tự, Hisarciklilar và cộng sự (2006) không tìm thấy mối quan 
hệ nhân quả giữa FDI và GDP cho hầu hết các nước Địa 
Trung Hải (Algeria, Síp, Ai cập, Israel, Jordan, Morocco, Syria, 
Tunisia và Thổ Nhĩ Kỳ) trong giai đoạn 1979 - 2000. Những 
nước này có thể tạo ra một môi trường thu hút FDI và dẫn 
tới việc chuyển giao công nghệ và kỹ năng và tăng sản 
xuất, tạo việc làm mới và xuất khẩu. 
Từ khi thực hiện chính sách cải cách kinh tế theo cơ chế 
thị trường, tăng trưởng kinh tế của Việt Nam đã đạt ở mức 
cao. Có nhiều nghiên cứu thực nghiệm cho thấy ảnh hưởng 
tích cực của FDI đến tăng trưởng kinh tế của Việt Nam 
(Nguyễn Phi Lân 2006; Nguyen, N. A., & Nguyen, T. 2007; 
Nguyễn Tuệ Anh và cộng sự 2006; Tran, T.A.D & Dinh, T.T.B 
2014; Trinh, H.N & Nguyen, M.Q.A 2015). Thương mại quốc 
tế và dòng vốn FDI đã tăng lên đáng kể, góp phần thúc đẩy 
tăng trưởng kinh tế. Các chính sách cải cách kinh tế và tự 
do hóa thương mại được thực hiện đã có tác động tích cực 
đến môi trường kinh doanh cho các nhà đầu tư. Tuy nhiên, 
để thúc đẩy luồng vốn FDI, Việt Nam cần tăng cường điều 
phối và hoàn thiện hơn các chính sách, mở rộng thị trường, 
tìm đối tác mới (Freeman 2002; Nguyễn Mại (2003); Nguyễn 
Thị Hường, Bùi Huy Nhượng 2003). 
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 
Có một số nghiên cứu đã được thực hiện nhằm làm rõ về 
mối quan hệ giữa FDI, thương mại quốc tế và tăng trưởng 
kinh tế trong trường hợp của Việt Nam. Một sự khác biệt giữa 
nghiên cứu này và nghiên cứu trước đó là các nghiên cứu 
khác bao gồm dữ liệu đến năm 2017, điều này làm cho 
nghiên cứu này cập nhật hơn so với nghiên cứu trước đó. Dữ 
liệu của bài báo này là những số liệu hàng năm bao trùm 
trong giai đoạn 1990 - 2017 nhằm kiểm tra mối quan hệ 
đồng liên kết giữa GDP, FDI và thương mại quốc tế xen kẽ 
trong dài hạn đối với trường hợp của Việt Nam. Biến phụ 
thuộc của nghiên cứu là Tốc độ tăng trưởng trung bình của 
GDP thực tế (G) và các biến độc lập là đầu tư trực tiếp nước 
ngoài (FDI), là tổng của dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài 
được đo bằng tỷ trọng của tổng ...  ra một độ trễ là giá trị tối ưu, nhưng các mô 
hình dựa trên đặc điểm kỹ thuật này tỏ ra không khả thi. 
4.3. Kiểm định vectơ đồng kết hợp 
Kiểm định đồng liên kết Johansen dựa trên thống kê 
Trace và thống kê Eigen. Thống kê Trace cho biết các giả 
thuyết không (H0) có giá trị là số phương trình hợp nhất lớn 
hơn số lượng biến liên quan. Giả thuyết không bị bác bỏ 
nếu thống kê kiểm tra nhỏ hơn các giá trị tới hạn của các 
kiểm định Trace. Kiểm định Eigen được tiến hành dựa trên 
giả thuyết H0 về số lượng vectơ đồng liên kết, giả thuyết H1 
về số vectơ đồng liên kết cộng với một. Giả thuyết H0 có thể 
 XÃ HỘI 
 Tạp chí KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ ● Số 52.2019 108
KINH TẾ
bị bác bỏ nếu giá trị thống kê nhỏ hơn giá trị tới hạn Max 
Eigenvalue. 
Bảng 3. Kiểm định Johansen cho vectơ đồng kết hợp 
Maximum 
rank 
LL Eigenvalue Trace 
statistic 
5% 
critical 
value 
Max 
statistic 
5% 
critical 
value 
0 -152,01089 72,0119 68,52 36,9373 33,46 
1* -133,54225 0,78542 35,0746* 47,21 15,4591 27,07 
2 -125,81267 0,47488 19,6154 29,68 9,8980 20,97 
3 -120,8637 0,33795 9,7175 15,41 9,2579 14,07 
4 -116,23472 0,32006 0,4595 3,76 0,4595 3,76 
5 -116,00496 0,01896 
Nguồn: Tính toán của tác giả 
* Biểu thị sự bác bỏ giả thuyết ở mức 5% 
Bảng 3 trình bày kết quả của thử nghiệm tích hợp đồng 
liên kết Johansen. Theo đó, số liệu thống kê Trace và Max 
Eigenvalue phát hiện một mối quan hệ đồng liên kết ở mức ý 
nghĩa 5%. Kiểm định này chỉ ra rằng có một mối quan hệ cân 
bằng dài hạn giữa GDP bình quân thực tế, đầu tư trực tiếp 
nước ngoài và tích lũy tài sản cố định gộp ở Việt Nam. Kết 
quả là mô hình véc tơ hiệu chỉnh sai số sẽ được ước lượng. 
4.4. Mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số (VECM) 
Mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số cho phép điều chỉnh 
mô hình hóa dẫn đến mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa 
các biến trong đó dòng nhân quả dài hạn một chiều chạy 
từ thay đổi tốc độ tăng trưởng GDP bình quân thực tế sang 
các biến khác ở Việt Nam. 
Bảng 4. Mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số 
 Coef. Std. Err. z P > z 
D_lnG 
_ce1.L1 -0,7499405 0, 2607457 -2,88 0,004 
LD.lnG 0,4035362 0,201992 2,00 0,046 
LD.lnFDI 0,0071517 0,1320177 0,05 0,957 
LD.lnTR -0,2158448 0,4460508 -0,48 0,628 
LD.lnGCF 0,2575917 0,4138923 0,62 0,534 
_cons 0,0222669 0,0336956 0,66 0,509 
Nguồn: Tính toán của tác giả 
Như được hiển thị trong bảng 4, hệ số ước tính (βi) của 
thuật ngữ sửa lỗi _ce1.L1 là -0,75, như mong đợi và có ý 
nghĩa thống kê về giá trị P liên quan của nó (0,004), tác giả đã 
kiểm tra dấu hiệu và có nghĩa thống kê của mô hình hiệu 
chỉnh sai số và nhận thấy rằng có mối quan hệ nhân quả lâu 
dài từ đầu tư trực tiếp nước ngoài, thương mại quốc tế và 
tích lũy tài sản cố định gộp đến tốc độ tăng trưởng GDP bình 
quân thực tế. Tác giảcũng đã kiểm tra mối quan hệ nhân quả 
ngắn hạn của tốc độ tăng trưởng GDP bình quân thực tế với 
độ trễ của đầu tư trực tiếp nước ngoài, độ trễ của thương mại 
quốc tế và độ trễ của tích lũy tài sản cố định gộp. Hệ số lnFDI 
(0,007) và lnGCF (0,258) được xem xét là tích cực nhưng 
không có ý nghĩa thống kê (giá trị P > 0,05) liên quan đến tốc 
độ tăng trưởng GDP thực tế, trong khi hệ số sai phân của 
lnTR (-0,216) là âm và không có ý nghĩa thống kê. Ta thấy 
rằng, không có quan hệ nhân quả ngắn hạn chạy từ đầu tư 
trực tiếp nước ngoài, thương mại quốc tế và tích lũy tài sản 
cố định gộp đến tốc độ tăng trưởng kinh tế. 
Theo kết quả trong bảng 5, hệ số FDI ước tính là 
0,9967972, cho thấy về lâu dài, mức tăng 1% của FDI có thể 
dẫn đến 99,68% tốc độ tăng trưởng GDP bình quân thực tế 
sẽ tăng. Số liệu thống kê tính toán cho FDI là 12,67 lớn hơn 
giá trị của thống kê cho thấy rằng mối quan hệ giữa tốc độ 
tăng trưởng bình quân GDP thực tế và FDI là dương và có ý 
nghĩa thống kê. Hệ số của TR là 0,1951117 thấy rằng về lâu 
dài, thương mại quốc tế tăng 1% có thể dẫn đến 19,51% 
mức tăng của tốc độ tăng trưởng GDP bình quân thực tế. 
Số liệu thống kê tính toán cho TR là 14,58 lớn hơn giá trị 
của thống kê t cho thấy rằng mối quan hệ giữa tốc độ tăng 
trưởng GDP bình quân thực tế và thương mại quốc tế là 
tích cực và có ý nghĩa thống kê. Tương tự, hệ số của GCF là 
2,466661, thấy rằng về lâu dài, sự gia tăng 1% trong tích lũy 
tài sản cố định gộp có thể dẫn đến sự gia tăng 246,67% tốc 
độ tăng trưởng GDP bình quân thực tế. Số liệu thống kê 
được tính toán cho GCF là 13,33 lớn hơn giá trị của thống 
kê t cho thấy rằng mối quan hệ giữa tốc độ tăng trưởng 
GDP bình quân thực tế và GCF là tích cực và có ý nghĩa 
thống kê. 
Bảng 5. Kết quả kiểm định Johansen 
Biến beta Coef Std. Err P > z [95% Conf. Interval] 
G 1 
FDI 0,996797 0,0786508 12,67 0,000 0,842644 1,15095 
TR 0,195111 0,0145824 14,58 0,000 0,223692 0,16653 
GCF 2,466661 0,1851043 13,33 0,000 2,829458 2,10386 
_cons 4,092562 
 Nguồn: Tính toán của tác giả 
4.5. Kiểm định chẩn đoán 
Vấn đề về tương quan chuỗi phát sinh khi một biến có 
mối quan hệ với chính nó theo cách mà giá trị của biến đó 
trong các giai đoạn trước có ảnh hưởng đến các giá trị 
tương lai của nó (Gujarati, 2004). Tác giả đã tiến hành kiểm 
tra chẩn đoán với kiểm định đa nhân tử Lagrange để quyết 
định xem có hiện tượng tự tương quan hay không với hai 
độ trễ. Kết quả trong bảng 6 như giá trị P được hiển thị là 
hơn 5% mức ý nghĩa có nghĩa là không có tự tương quan 
trong bất kỳ độ trễ nào. Các kiểm định chẩn đoán đã cho 
thấy sự phù hợp của mô hình. Do đó, có thể đưa ra kết luận 
về tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài và thương mại 
quốc tế đến tăng trưởng kinh tế và các chính sách có thể 
được áp dụng một cách an toàn. 
Bảng 6. Kiểm định đa nhân tử Lagrange 
Lag chi2 df Prob > chi2 
1 13,7034 16 0,62080 
2 16,6309 16 0,40986 
H0: no autocorrelation at lag order 
Nguồn: Tính toán của tác giả 
ECONOMICS-SOCIETY 
Số 52.2019 ● Tạp chí KHOA HỌC & CÔNG NGHỆ 109
Dựa trên các kết quả từ bảng 7, thống kê Jarque-Bera là 
2,205 với xác suất 0,3320 cho thấy sự bác bỏ giả thuyết H0 ở 
mức ý nghĩa 5%. Điều này cho thấy phần dư tuân theo quy 
luật phân phối chuẩn. 
Bảng 7. Kiểm định Jarque-Bera 
Equation chi2 df Prob > chi2 
 D_gdp per capita growth annual 2,205 2 0,33204 
Nguồn: Tính toán của tác giả 
5. KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 
Nghiên cứu này điều tra mối quan hệ giữa đầu tư trực 
tiếp nước ngoài, thương mại, tích lũy tài sản cố định gộp và 
tốc độ tăng trưởng GDP của Việt Nam với dữ liệu chuỗi thời 
gian hàng năm từ 1990 đến 2017. Sự khác biệt là do giai 
đoạn phân tích và lựa chọn biến. Kiểm định đồng liên kết 
Johansen chỉ ra rằng có một mối quan hệ cân bằng dài hạn 
giữa tăng trưởng GDP, đầu tư trực tiếp nước ngoài và tích 
lũy tài sản cố định gộp ở Việt Nam. Phân tích mô hình 
VECM cho thấy có mối quan hệ lâu dài giữa các biến này. 
Các biến số đầu tư trực tiếp nước ngoài, thương mại quốc 
tế và tích lũy tài sản cố định gộp có tác động đáng kể đến 
tốc độ tăng trưởng GDP. Để kiểm tra tính hợp lệ của mô 
hình VECM, tác giả đã thực hiện một số thử nghiệm chẩn 
đoán ước tính và thấy rằng phần dư của hồi quy có phân 
phối chuẩn và không có hiện tượng tự tương quan. Do mối 
quan hệ lâu dài tồn tại từ mô hình VECM, tác giả cho rằng 
điều rất quan trọng đối với Việt Nam là tạo ra các chính 
sách thương mại và đầu tư trực tiếp nước ngoài. Chính sách 
vĩ mô đóng một vai trò quan trọng trong tăng trưởng kinh 
tế dài hạn của đất nước. Tốc độ tăng trưởng GDP phụ thuộc 
vào đầu tư trực tiếp nước ngoài, thương mại quốc tế và tích 
lũy tài sản cố định gộp. 
Dựa trên những phát hiện của nghiên cứu này, tác giả 
đưa ra các khuyến nghị để thu hút và duy trì đầu tư trực 
tiếp nước ngoài và thương mại quốc tế, điều này phản ánh 
theo những cách tích cực để tổ chức nền kinh tế: 
1. Chính phủ thông qua các cơ quan liên quan cần thiết 
kế các chính sách và chương trình nhằm tiếp tục khuyến 
khích, thu hút nhiều nhà đầu tư hơn trong môi trường toàn 
cầu cạnh tranh ngày càng tăng. 
 2. Sự ổn định kinh tế và chính trị là rất cần thiết nhằm 
thu hút dòng vốn FDI một cách bền vững. Để đạt được điều 
này, một môi trường thân thiện đầu tư bằng cách tăng 
cường bảo vệ pháp lý cho nhà đầu tư nước ngoài, các thủ 
tục hợp lý (đơn giản) cho doanh nghiệp. 
3. Thay đổi cơ cấu xuất khẩu hàng hóa và chuyển đổi 
mô hình sản xuất theo hướng xuất khẩu, giảm sự phụ 
thuộc vào nhập khẩu nguyên liệu đầu vào (nguyên liệu, 
máy móc, công nghệ) 
4. Chính phủ nên đưa ra các tiêu chí hoặc biện pháp để 
hạn chế sự ảnh hưởng của công nghệ đến sự phát triển bền 
vững của nền kinh tế. 
5. Gia tăng mức độ cởi mở (tự do hóa thương mại) và 
chế độ thương mại đóng vai trò quan trọng trong việc 
thu hút các nhà đầu tư nước ngoài. Phát triển các ngành 
công nghiệp hỗ trợ trong nước để tối đa hóa cơ hội của 
các doanh nghiệp FDI trong nền kinh tế. Ngoài ra, Chính 
phủ cần có các chương trình và dự án dài hạn có hệ 
thống để nghiên cứu và phát triển và nguồn nhân lực 
chất lượng cao./. 
TÀI LIỆU THAM KHẢO 
[1]. Acaravci, A. and Ozturk, I., 2012. Foreign direct investment, export and 
economic growth: Empirical evidence from new EU countries. Roman. J. Econ. 
Forecast, 2: 52–67. 
[2]. Alalaya M.M., 2008. ARDL Models Applied for Jordan Trade, FDI and GDP 
Series (1990- 2008). European Journal of Social Sciences - Vol 13, No 4, 605-616. 
[3]. Alia, A.A. and Ucal, M.S., 2003. Foreign direct investment, exports and 
output growth of Turkey: Causality Analysis. Paper presented at the European 
Trade Study Group (ETSG) fifth annual conference, Madrid, 11-13. 
[4]. Alguacil, M.T., Cuadros A. and Orts, V. 2000. Openness and Growth: Re-
Examining Foreign Direct Investment, Trade, and Output Linkages in Latin America. 
University Jaume I of Caastellon, Spain. 
[5]. Athukorala, P.P.A.W. 2003. The Impact of Foreign Direct Investment for 
Economic Growth: A Case Study in Sri Lanka. International Conference on Sri Lanka 
Studies,  
[6]. Balasubramanyam, V. N., M. A. Salisu & D. Sapsford, 1996. Foreign direct 
investment and growth in EP and IS countries. The Economic Journal, 106(434), 
92-105. 
[7]. Borensztein, De Gregorio, E., and Lee, J. W., 1988. How Does Foreign 
Direct Investment Affect Economic Growth? Journal of International Economics, 45: 
115-35. 
[8]. Blomström, M., & Wang, J.Y., 1992. Foreign investment and technology 
transfer: A simple model. European Economic Review, 36(1): 137-155. 
[9]. Brems, H., 1970. A growth model of international direct investment. 
American Economic Review, 60(3): 320-331. 
[10]. Baliamoune-Lutz, M., 2004. Does FDI Contribute to Economic Growth? 
Knowledge about the Effects FDI Improves Negotiating Positions and Reduce Risk 
for Firms Investing in Developing Countries. Business Economics April: 49-55. 
[11]. Carkovic, M., and Levine, R., 2015. Does Foreign Direct Investment 
Accelerate Economic Growth? in: Theodore Moran, Edward Graham and Magnus 
Blomstrom (eds.), Does Foreign Direct Investment Promote Development? Institute 
for International Economic, 2005, 195–220. 
[12]. Cattaneo O, Gereffi G, Staritz C., 2010. Global value chains in a post crisis 
world, a development perspective. WashingtonD.C. The WorldBank. 
[13]. Darrat A.F., Kherfi S. and Soliman M. 2005. FDI and Economic Growth in 
CEE and MENA Countries: A Tale of Two Regions. 12th Economic Research Forum’s 
Annual Conference, Cairo, Egypt. 
[14]. De Gregorio, Jose., 2003. The role of foreign direct investment and 
natural resources in economic development. (Working paper No 196). Central Bank 
of Chile, Santiago. 
[15]. De Mello, L. Foreign Direct, 199t. Investment in Developing Countries 
and Growth: A Selective Survey. Journal of Development Studies, 1997, 34(1): 
1-34. 
 XÃ HỘI 
 Tạp chí KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ ● Số 52.2019 110
KINH TẾ
[16]. Dritsaki, M., Dritsaki, C., and Adamopoulos, A, 2004. A Causal 
Relationship between Trade, Foreign Direct Investment and Economic Growth for 
Greece. American Journal of Applied Sciences, 1(3): 230-235. 
[17]. Frankel, A. J. and D. Romer, 1999. Does Trade Cause Growth. The 
American Economic Review, 89, pp.379-99. 
[18]. Freeman, Nick J. and Curt Nestor, 2002. FDI in Vietnam: Fuzzy Figures 
and Sentiment Swings, in Re-thinking Vietnam. Edited by Duncan McCargo. 
London: Routledge, forthcoming 2002. 
[19]. Ghirmay, T., Grabowski, R., and Sharma, S., 2001. Exports, Investment, 
Efficiency, and Economic Growth in LDCs an empirical investigation. Applied 
Economics 33 (6), Department of Economics, Southern Illinois University, 
Carbondale, IL. 
[20]. Kohpaiboon, A., 2004. Foreign trade regime and FDI-growth nexus: A 
case study of Thailand. (Working paper). Australian National University. 
[21]. Khawaja Saeed Mamun and Hiranya Nath, 2005. Export-led growth in 
Bangladesh: a time series analysis. Applied Economics Letters, vol. 12, issue 6, 
361-364 
[22]. Lan, N. P., 2006. Foreign Direct Investment in Vietnam: Impact on 
Economic Growth and Domestic Investment, mimeo, Centre for Regulation and 
Market Analysis. University of South Australia. 
[23].Lipsey, R. E., 2000. Inward FDI and economic growth in developing 
countries. Transnational Corporations, 9(1), 61-95. 
[24]. Nair-Reichert, U., & Weinhold, D., 2001. Causality Tests for Cross-Country 
Panels: a New Look at FDI and Economic Growth in Developing Countries. Oxford 
Bulletin of Economics and Statistic, 63(2): 153–171. 
[25]. Narayan, P. K., Narayan, S., Prasad, B. C., Prasad, A., 2007. Export-led 
growth hypothesis: evidence from Papua New Guinea and Fiji. Journal of Economic 
Studies, 34: (4), 341 -351. 
[26]. Nguyễn Mại, 2003. FDI và tăng trưởng kinh tế Việt Nam. Báo Đầu tư, 24-
12-2003 
[27]. Nguyen, Anh Ngoc and Nguyen Thang, 2007. Foreign Direct Investment 
in Vietnam: An Overview and Analysis the Determinants of Spatial Distribution 
Across Provinces (July 10, 2007).  
[28]. Nguyen Thi Tue Anh, Vu Xuan Nguyet Hong, Tran Toan Thang and 
Nguyen Manh Hai, 2006. The impacts of foreign direct investment on the economic 
growth in Vietnam. Science and Technics Publishing House, Hanoi. 
[29]. Pahlavani, M., E. Wilson & A. C. Worthington, 2005. Trade-GDP nexus in 
Iran: An application of the autoregressive distributed lag (ARDL) model. American 
Journal of Applied Sciences, 2(7): 1158-1165. 
[30]. Rahman, M., 2007. Contributions of Exports, FDI and Expatriates’ 
Remittances to Real GDP Of Bangladesh, India, Pakistan and Sri Lanka. 
Southwestern Economic Review, 141-154. 
[31]. Thi Anh Dao Tran, Thi Thanh Binh Dinh, 2014. FDI inflows and trade 
imbalances: evidence from developing Asia. The European Journal of Comparative 
Economics, 2014, 11(1): 147-169. 
[32]. Trinh Hoai Nam and Nguyen Mai Quynh Anh, 2000. The Impact of 
Foreign Direct Investment on Economic Growth: Evidence from Vietnam. 
Developing Country Studies, 2015, 5(20): 1-9. 
[33]. Xu, B., 2006. Multinational enterprises, technology diffusion, and host 
country productivity growth. Journal of Development Economics, 2000, 62(2): 
477-493. 
[34]. Yao, S. 2006. On Economic Growth, FDI, and Exports in China. Applied 
Economics 38 (3): 339-351. 
AUTHOR INFORMATION 
Ha Thanh Cong 
Faculty of Business Management, Hanoi University of Industry