Vai trò của xuất khẩu trong việc gia tăng nguồn lực tăng trưởng kinh tế Việt Nam

Số 23 (33) - Tháng 07-08/2015 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Nghiên Cứu & Trao Đổi
79
1. Giới thiệu
Sau gần 30 năm đổi mới và hội 
nhập, VN đã có nhiều thành công 
trong việc thiết lập các quan hệ hợp 
tác song phương, đa phương; tích 
cực tham gia và phát huy vai trò 
thành viên trong các tổ chức kinh 
tế quốc tế; hội nhập kinh tế quốc 
tế với mức độ tự do hoá sâu rộng... 
Điển hình là xuất khẩu hàng hoá 
của VN ra thế giới đã có sự tăng 
trưởng mạnh mẽ cả về giá trị và 
tỷ lệ. Ngoại trừ hai năm có tỷ lệ 
tăng trưởng âm là 1991 và 1999, 
xuất khẩu của VN đã liên tục tăng 
trưởng với tốc độ trung bình 20% 
trong giai đoạn 1990 – 2013. Cơ 
cấu hàng hóa xuất khẩu cũng có sự 
chuyển dịch tích cực, theo hướng 
giảm dần tỷ trọng của nhóm hàng 
nông lâm thủy sản có giá trị gia tăng 
thấp, từ 52,2% năm 1991 xuống 
còn 17,6% năm 2013, tăng tỷ trọng 
của nhóm hàng công nghiệp nặng, 
từ 33,4% lên 44,3%, nhóm hàng 
công nghiệp nhẹ tăng từ 14,4% 
lên 38,1% trong cùng thời kỳ. Qua 
đó, xuất khẩu được coi là nhân tố 
tích cực trong việc hình thành và 
thu hút các nguồn lực cho nền kinh 
tế, nâng cao mức sống của người 
dân và đưa VN gia nhập hàng ngũ 
các nước có thu nhập trung bình kể 
từ năm 2008. Bài viết này sẽ phân 
tích vai trò của xuất khẩu đối với 
quá trình hình thành và thu hút các 
nguồn lực cho tăng trưởng kinh tế 
VN.
2. Mô hình lý thuyết và phương 
pháp nghiên cứu
2.1. Mô hình tăng trưởng 
ràng buộc bởi cán cân thanh 
toán (Balance of Payments-
Constrained Growth Model)
Mô hình tăng trưởng ràng buộc 
bởi cán cân thanh toán được biết 
đến bởi Luật Thirlwall (Thirlwall, 
1979). Theo Thirlwall (1979), ràng 
buộc chủ yếu của tổng cầu ở các 
nền kinh tế mở là cán cân thanh 
toán. Nếu cán cân thanh toán của 
một quốc gia ở trong tình trạng 
xấu thì tổng cầu sẽ bị cắt giảm, 
khi đó, nguồn cung không được sử 
dụng một cách đầy đủ, không thu 
hút được đầu tư, công nghệ chậm 
phát triển, hàng hóa sản xuất trong 
nước sẽ trở nên kém hấp dẫn hơn 
so với hàng hóa nước ngoài; do đó, 
tiếp tục làm cán cân thanh toán trở 
nên xấu hơn. Cứ như vậy, quá trình 
này lại tái diễn thành một vòng 
luẩn quẩn. Ngược lại, khi cán cân 
thanh toán được cải thiện sẽ giúp 
mở rộng tổng cầu, theo đó sẽ kích 
thích đầu tư, tăng vốn và thúc đẩy 
tiến bộ công nghệ, tạo thêm nhiều 
việc làm, các yếu tố sản xuất sẽ 
dịch chuyển từ khu vực kém hiệu 
quả sang khu vực hiệu quả hơn, 
Vai trò của xuất khẩu trong việc gia tăng 
nguồn lực tăng trưởng kinh tế Việt Nam
nGuyễn QuanG hiệP & nGuyễn Thị nhã
Trường Cao đẳng Công nghiệp Hưng Yên
Bài viết sử dụng kết hợp phương pháp định tính và định lượng phân tích vai trò của xuất khẩu đối với quá trình hình thành và thu hút các nguồn lực cho tăng trưởng kinh tế VN. Với số liệu theo quý 
cho giai đoạn 1999-2013, mô hình VAR đã được sử dụng và các hàm 
phản ứng của các biến số (xuất khẩu, vốn, lao động và sản lượng) đối 
với các cú sốc nội sinh được ước lượng để kiểm định giả thuyết. Kết quả 
nghiên cứu cho thấy xuất khẩu tăng trưởng đã có tác động tích cực đến 
việc hình thành và thu hút các nguồn lực cho tăng trưởng kinh tế ở VN trong 
những năm qua. Xuất khẩu tăng trưởng không chỉ giúp tăng năng suất nhờ 
phát huy hiệu quả kinh tế theo quy mô, mà còn góp phần tạo thêm việc làm và 
kích thích đầu tư, tăng tích lũy vốn, qua đó thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.
Từ khóa: Nguồn lực tăng trưởng kinh tế, vai trò của xuất khẩu đối 
với tăng trưởng kinh tế.
PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 23 (33) - Tháng 07-08/2015
Nghiên Cứu & Trao Đổi
80
qua đó thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.
Từ lập luận đó, Thirlwall (1979) chỉ ra rằng không 
có quốc gia nào tăng trưởng nhanh hơn tốc độ tăng khi 
ở trạng thái cân bằng của cán cân thanh toán. Điều này 
ngụ ý rằng tăng trưởng kinh tế bị ràng buộc bởi trạng 
thái cân bằng của cán cân thanh toán. Khi xuất khẩu 
tăng trưởng hoặc hệ số co giãn của nhập khẩu theo 
thu nhập giảm thì nền kinh tế sẽ tăng trưởng nhanh 
hơn trong dài hạn.
Tốc độ tăng trưởng kinh tế ở trạng thái cân bằng 
của cán cân thanh toán theo Luật Thirlwall được thể 
hiện bởi phương trình sau: 
g = x/π (1)
Trong đó: 
g: Tốc độ tăng trưởng kinh tế ở trạng thái cân bằng 
của cán cân thanh toán
x: Tốc độ tăng trưởng xuất khẩu
π: Hệ số co giãn của nhập khẩu theo thu nhập
Mô hình tăng trưởng ràng buộc bởi cán cân thanh 
toán trong phân tích vai trò của xuất khẩu đối với quá 
trình hình thành và thu hút các nguồn lực cho tăng 
trưởng kinh tế có thể được mô tả như sau: 
2.2. Phương pháp nghiên cứu
trễ của mỗi biến. Với hai biến, mô hình có 22.p hệ số 
góc và 2 hệ số chặn. Vậy trong trường hợp tổng quát, 
nếu mô hình có k biến thì sẽ có k2.p hệ số góc và k hệ 
số chặn (có thể bao gồm cả hằng số, xu thế tuyến tính 
hoặc đa thức), khi k càng lớn thì số hệ số phải ước 
lượng càng tăng.
Theo phương pháp này, đầu tiên các biến số LNX, 
LNK, LNL và LNGDP sẽ được kiểm định tính dừng 
thông qua kiểm định nghiệm đơn vị ADF. Sau đó, mô 
hình VAR sẽ được ước lượng và các hàm phản ứng 
của các biến số đối với các cú sốc nội sinh được 
ước lượng để kiểm định giả thuyết về vai trò của 
xuất khẩu đối với tăng trưởng kinh tế của VN theo 
kênh truyền dẫn của mô hình tăng trưởng ràng buộc 
bởi cán cân thanh toán. Độ trễ tối ưu cho các biến 
của mô hình được lựa chọn theo các tiêu chuẩn 
LR, FPE, AIC và HQ.
2.3. Dữ liệu 
2.3.1. Nguồn số liệu
Số liệu trong bài viết được thu thập chủ yếu từ 
Ngân hàng Phát triển châu Á (ADB), Quỹ tiền tệ quốc 
tế (IMF) - International Financial Statistics (IFS), và 
Tổng cục Thống kê (GSO) trong giai đoạn 1990 - 
2013. 
2.3.2. Biến số và thang đo
- Tổng sản lượng (GDP): được đo bằng GDP thực 
tế của VN, đơn vị tính tỷ đồng và được tính theo giá so 
sánh năm 1994. 
- Xuất khẩu (X): là giá trị kim ngạch xuất khẩu 
hàng hóa thực tế của VN, đơn vị tính tỷ đồng. Biến số 
này được chuẩn hóa theo giá năm 1994 bằng cách lấy 
giá trị xuất khẩu hàng hóa danh nghĩa chia cho chỉ số 
giảm phát.
- Vốn (K): là trữ lượng vốn thực tế được đo bằng 
đơn vị tỷ đồng tại mức giá cố định năm 1994. Vì ở VN 
không có số liệu về chỉ tiêu này nên tác giả sử dụng 
GDP năm 1990 làm mức K thời kỳ đầu (tức K
0
). Từ 
mức K ban đầu này và giá trị đầu tư hàng năm (I
t
), tác 
giả tính được trữ lượng vốn theo thời gian dựa trên 
công thức: 
K
t
 = (1-δ)K
t-1
 + I
t
 (4)
Trong đó, δ=5% là tỷ lệ khấu hao. Tỷ lệ khấu hao 
được lựa chọn dựa trên một số nghiên cứu về nguồn 
tăng trưởng kinh tế ở VN như các công trình của 
Trần Thọ Đạt và cộng sự (2010), Chu Quang Khởi 
(2003)
- Lao động (L): Lao động sử dụng trong nghiên 
cứu là lực lượng lao động trong độ tuổi lao động của 
(2)
(3)
Để phân tích vai trò của xuất khẩu đối với tăng 
trưởng kinh tế của VN, bài viết sử dụng mô hình VAR 
(Vector Autoregression) với các biến số là logarit cơ số 
tự nhiên của xuất khẩu (LNX), vốn (LNK), lao động 
(LNL) và tổng sản phẩm trong nước (LNGDP). 
Mô hình VAR về cấu trúc gồm nhiều phương trình 
(mô hình hệ phương trình) và có các trễ của các biến 
số. VAR là mô hình véc tơ các biến số tự hồi quy. Mỗi 
biến số phụ thuộc tuyến tính vào các giá trị trễ của 
chính nó và giá trị trễ của các biến số khác. Ví dụ ta xét 
hai chuỗi thời gian Y
1
 và Y
2
. Mô hình VAR tổng quát 
đối với Y
1
 và Y
2
 có dạng sau đây:
Trong mô hình trên, mỗi phương trình đều chứa p 
Xuất khẩu tăng 
trưởng 
Tăng vốn, việc 
làm và tiến bộ 
công nghệ 
Tăng trưởng 
kinh tế 
1t
p
1i
i2ti
p
1i
i1ti1t UYγYβαY 
2t
p
1i
i2ti
p
1i
i1ti2t UYθYδY  
Số 23 (33) - Tháng 07-08/2015 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Nghiên Cứu & Trao Đổi
81
VN.
- Biến giả: D2007 được đưa vào 
mô hình để xem xét ảnh hưởng của 
của việc gia nhập WTO năm 2007 
đến xuất khẩu và tăng trưởng kinh 
tế. Biến D2007 nhận giá trị là 0 
vào các quý trong giai đoạn 1999 
- 2006, là 1 vào các quý trong giai 
đoạn 2007 - 2013.
3. Vai trò của xuất khẩu đối với 
việc hình thành và thu hút các 
nguồn lực cho tăng trưởng kinh 
tế
3.1. Các nguồn tăng trưởng kinh 
tế ở VN
3.1.1. Vốn
Vào đầu thế kỷ 20, dưới ảnh 
hưởng tư tưởng của Keynes và mô 
hình Harros – Domar, trong một 
thời gian dài, vốn đã luôn được 
xem là nhân tố thiết yếu đầu tiên 
Năm Đóng góp của K
Đóng góp 
của L
Đóng góp 
của TFP
1996 63,45 16,85 19,70
1997 55,67 19,11 25,22
1998 67,77 23,95 8,28
1999 70,69 34,48 -5,18
2000 40,06 48,12 11,82
2001 36,06 31,04 32,90
2002 33,50 27,49 39,00
2003 32,36 29,30 38,34
2004 33,39 24,43 42,17
2005 35,30 18,66 46,04
2006 44,46 16,35 39,18
2007 41,37 15,13 43,50
2008 84,11 6,74 9,15
2009 60,34 17,59 22,07
2010 59,40 18,19 22,41
2011 62,57 9,65 27,78
2012 52,78 12,71 34,51
2013 31,06 14,53 54,40
Bảng 1. Đóng góp của các yếu tố 
nguồn lực đối với tăng trưởng GDP 
của VN (%)
Nguồn: Cập nhật từ Nguyễn Quang Hiệp 
(2013)
đảm bảo tăng trưởng. Mô hình giao 
điểm Keynes cho thấy sự thay đổi 
của đầu tư sẽ có tác động đến sản 
lượng thông qua hiệu ứng số nhân. 
Và mặc dù các mô hình tăng trưởng 
sau đó đã chỉ ra hạn chế về vai trò 
của vốn đối với tăng trưởng kinh 
tế trong dài hạn, nhưng vốn vẫn có 
những đóng góp lớn đối với tăng 
trưởng của các nền kinh tế.
Một trong các nguồn bổ sung 
vốn lớn nhất cho nền kinh tế chính 
là hoạt động ngoại thương. Để tăng 
cường tích lũy vốn cho nền kinh tế, 
rất nhiều các quốc gia đã lựa chọn 
chính sách phát triển ngoại thương, 
nghĩa là đẩy mạnh hoạt động xuất 
khẩu, cải thiện cán cân thanh toán. 
Khi cán cân thanh toán được cải 
thiện sẽ giúp mở rộng tổng cầu, 
theo đó cũng sẽ kích thích đầu tư 
và gia tăng vốn. Ngoài ra, xuất 
khẩu tạo ra nguồn thu nhập ngoại 
tệ đáng kể cho đất nước, cung cấp 
ngoại hối cho phép tăng nhập khẩu 
công nghệ, hàng hóa vốn và hàng 
hóa trung gian cần thiết cho sự phát 
triển các ngành công nghiệp, làm 
tăng tiềm năng sản xuất của một 
quốc gia. Đối với nhiều nước đang 
phát triển, ngoại thương đã trở 
thành nguồn tích lũy vốn chủ yếu 
trong giai đoạn đầu của sự nghiệp 
công nghiệp hóa. 
Bảng 1 thể hiện mức độ đóng 
góp của các yếu tố nguồn lực 
trong tăng trưởng GDP của VN, 
cho thấy vốn có vai trò rất lớn đối 
với tăng trưởng kinh tế của VN 
trong những năm qua. Mức đóng 
góp trung bình của vốn trong 
GDP vào khoảng 46,8% trong 
giai đoạn 1996 - 2005 và tăng 
lên 54,5% trong giai đoạn 2006 
- 2013. Điều này phản ánh đúng 
thực tế VN là quốc gia đang phát 
triển và đã huy động được lượng 
vốn đầu tư khá lớn kể từ khi thực 
hiện chính sách mở cửa. Tổng 
vốn đầu tư tăng trung bình 11,9%/
năm trong giai đoạn 1990 - 2013 
(Hình 1) giúp tỷ trọng vốn đầu 
tư trên GDP liên tục gia tăng. So 
với các nước trong khu vực và các 
nước đang phát triển trên thế giới, 
VN được xếp vào nhóm nước có tỷ 
trọng vốn đầu tư trên GDP cao. 
 Tuy nhiên, mặc dù vốn đầu tư 
của VN tăng trưởng mạnh nhưng 
năng lực sản xuất của vốn còn hạn 
chế. Chỉ số ICOR khá cao là một 
minh chứng rõ ràng cảnh báo sự 
Hình 1. Vốn đầu tư của VN (Nghìn tỷ đồng)
Nguồn: Tổng cục Thống kê
PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 23 (33) - Tháng 07-08/2015
Nghiên Cứu & Trao Đổi
82
sụt giảm của hiệu quả đầu tư và 
khả năng hấp thụ vốn của nền kinh 
tế (Hình 2). Trong thời gian từ 1990 
đến 1999, hệ số ICOR liên tục tăng 
mạnh, từ 2,73 năm 1991 lên 7,2 
năm 1999 (nghĩa là để GDP tăng 
lên 1 đồng thì đầu tư cần tăng thêm 
khoảng 7 đồng). Sau khủng hoảng 
tài chính, với những nỗ lực cải tổ 
cơ cấu kinh tế của Chính phủ và 
doanh nghiệp, hệ số ICOR đã giảm 
đáng kể và duy trì ổn định ở mức 
khoảng 5,1 trong giai đoạn 2000 
- 2007. Tuy nhiên, khi kinh tế thế 
giới bước vào giai đoạn suy thoái 
mới, cùng với những yếu kém, 
bất ổn của kinh tế trong nước, hệ 
số ICOR lại tiếp tục gia tăng trong 
giai đoạn từ 2008 - 2013, trong đó, 
đạt mức cao nhất vào năm 2009 là 
8,4. Nguyên nhân chủ yếu là do 
thiết bị kỹ thuật - công nghệ của 
VN lạc hậu so với thế giới; chi phí 
thuê mua mặt bằng sản xuất, kinh 
doanh cao; chi phí xã hội còn lớn; 
trình độ quản lý và tay nghề còn thấp; có một lượng vốn không nhỏ bị 
chôn vào vàng, đất đai hoặc chạy lòng vòng trên các thị trường mà không 
đầu tư trực tiếp cho tăng trưởng sản xuất, kinh doanh, tăng trưởng kinh 
tế.
 3.1.2. Lao động
Xuất khẩu tăng trưởng cũng giúp tạo thêm việc làm cho lao động, nhất 
là đối với quốc gia có lực lượng lao động dồi dào như VN. Xét từ phía 
cung, gia tăng việc làm tạo nguồn lực quan trọng của tăng trưởng trong 
dài hạn. Đồng thời, việc làm cũng tác động đến nền kinh tế từ phía cầu khi 
thu nhập của người lao động trong khu vực xuất khẩu được nâng cao, làm 
gia tăng nhu cầu tiêu dùng hàng hóa và dịch vụ, kích thích sản xuất trong 
nước phát triển. 
Bảng 1 cho thấy lao động có đóng góp không nhỏ vào việc thúc đẩy 
tăng trưởng kinh tế của VN, trung bình khoảng 21,4% trong giai đoạn 
1996 - 2013. Kết cấu dân số trẻ với dân số trong độ tuổi lao động tăng qua 
các năm rõ ràng là nguồn bổ sung dồi dào cho lực lượng lao động của VN 
(hiện nay khoảng 47 triệu người trong độ tuổi lao động). Lực lượng lao 
động trẻ có ưu thế về sức khỏe, khả năng tiếp thu chuyên môn, kỹ thuật và 
khoa học công nghệ sẽ giúp VN có được vị trí quan trọng hơn trong chuỗi 
sản xuất toàn cầu. Lao động có việc làm tăng sẽ làm tăng tiết kiệm và tăng 
nguồn đóng góp cho quỹ an sinh xã hội, qua đó tác động tích cực đến tăng 
trưởng kinh tế và ổn định xã hội. 
Tuy nhiên, sự đóng góp của lao động đang có xu hướng giảm xuống 
tương đối, từ 27,3% trong giai đoạn 2001 - 2007 xuống 13,9% trong 
giai đoạn 2008 - 2013. Mặc dù chất lượng lao động ngày càng tăng, 
nhưng tỷ lệ lao động đã qua đào tạo ở VN còn thấp và có sự chênh lệch 
lớn giữa thành thị và nông thôn (Bảng 2). Lao động được đào tạo cũng còn 
yếu kém về chất lượng, phần nhiều không có khả năng làm việc sau khi 
ra trường mà phải mất thời gian đào tạo lại. Lực lượng lao động trẻ và dồi 
dào của VN cũng đứng trước thách thức lớn về thất nghiệp và thiếu việc 
làm trong khi thị trường lao động ngày càng cạnh tranh.
Năm Cả nước
Phân theo 
Thành thị Nông thôn
2000 10,3 24,2 5,3
2001 10,7 24,9 5,9
2002 11,1 25,6 6,4
2003 11,5 26,0 7,0
2004 12,0 26,5 7,3
2005 12,5 27,2 7,6
2006 13,1 28,4 8,1
2007 13,6 29,7 8,3
2008 14,3 31,5 8,3
2009 14,8 32,0 8,7
2010 14,6 30,6 8,5
2011 15,4 30,9 9,0
2012 16,6 31,7 10,1
2013 17,9 33,7 11,2
Hình 2. Hệ số ICOR của VN
Nguồn: Theo tính toán của tác giả
Bảng 2. Tỷ lệ lao động từ 15 tuổi trở lên 
đang làm việc trong nền kinh tế đã qua 
đào tạo (%)
Nguồn: Tổng cục Thống kê
Số 23 (33) - Tháng 07-08/2015 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Nghiên Cứu & Trao Đổi
83
3.1.3. Năng suất nhân tố tổng 
hợp
Bên cạnh việc tăng vốn và việc 
làm, xuất khẩu còn có tác động 
thúc đẩy năng suất nhân tố tổng 
hợp (TFP) nhờ phân bổ nguồn lực 
tối ưu qua phát huy lợi thế so sánh 
và hiệu quả kinh tế theo quy mô 
làm tăng năng suất. 
Bảng 3 cho thấy năng suất lao 
động xã hội của VN tăng đều qua 
các năm, khoảng 5%/năm. Mức 
năng suất trung bình giai đoạn 
2006-2013 đạt 44,32 trđ/người/
năm, cao gấp gần 3 lần so với 
giai đoạn 2001-2005, và hơn 10 
lần so với giai đoạn 1991-1995. 
Tuy nhiên, dù năng suất tăng cao 
nhưng đóng góp của TFP đối với 
tăng trưởng kinh tế lại có xu hướng ... , thấp nhất so với các nước được so sánh 
(Hình 3). Năng suất lao động của Indonesia cao hơn chúng ta khoảng 2 
lần, Thái Lan hơn 2,6 lần, Malaysia hơn 5 lần và Singapore hơn chúng ta 
những 12,1 lần. Nguyên nhân chủ yếu do trình độ kỹ thuật, công nghệ của 
nước ta còn thấp; công tác quản lý còn nhiều hạn chế; sản xuất phụ thuộc 
nhiều vào thiên nhiên, đặc biệt là sản xuất nông nghiệp. 
3.2. Kết quả ước lượng thực nghiệm 
Phần này trình bày kết quả ước lượng thực nghiệm mô hình VAR 
với các biến số LNX, LNK, LNL và LNGDP, với tần suất là quý cho giai 
đoạn 1999-2013 bao gồm 60 quan sát. Mô tả thống kê tóm tắt của các biến 
LNGDP, LNX, LNK và LNL được thể hiện trong Bảng 4.
Để kiểm định tính dừng cho các chuỗi số liệu, kiểm định Augumented 
Dickey Fuller (ADF) đã được thực hiện. Kết quả kiểm định ADF được 
trình bày tóm tắt trong Bảng 5 cho thấy chỉ có các chuỗi LNK và LNL 
là dừng, các chuỗi LNGDP và LNX không dừng, chúng chỉ dừng tại sai 
phân bậc 1.
Bước tiếp theo là kiểm định độ trễ tối ưu cho các biến của mô 
hình. Kết quả trong Bảng 6 cho thấy theo các tiêu chuẩn LR, FPE, 
AIC và HQ, độ trễ tối ưu được lựa chọn cho các biến đối với mô 
hình VAR là 4. 
0
20000
40000
60000
80000
100000
120000
140000
2008 2009 2010 2011 2012 2013
Vietnam
Thailand
Philippines
Malaysia
Singapore
Indonesia
Giai đoạn
Năng suất 
lao động 
bình quân 
(Triệu đồng/
người/năm) 
Tốc độ 
tăng năng 
suất lao 
động 
(%/năm) 
1991-1995 4,62 5,71
1996-2000 10,09 4,28
2001-2005 15,67 4,84
2006-2013 44,32 4,93
 Các 
biến Trung bình Trung vị
Giá trị lớn 
nhất
Giá trị nhỏ 
nhất
Độ lệch 
chuẩn
LNGDP 11,54106 11,54841 12,22937 10,85081 0,334791
LNK 13,81624 13,83865 14,50519 12,94848 0,472845
LNL 3,74754 3,765838 3,864931 3,566712 0,085121
LNX 11,0316 11,16091 11,83555 9,843794 0,51997
Bảng 3. Năng suất lao động xã hội 
của VN
Nguồn: Theo tính toán của tác giả
Hình 3. Năng suất lao động của VN và một số nước (USD/người)
Nguồn: Tính toán của tác giả theo số liệu của ADB và GSO
Bảng 4. Thống kê mô tả về LNGDP, LNX, LNK và LNL
Nguồn: Tính toán của tác giả
PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 23 (33) - Tháng 07-08/2015
Nghiên Cứu & Trao Đổi
84
Bảng 5. Kết quả kiểm định tính dừng cho các chuỗi số liệu
Ghi chú: Ký hiệu D là sai phân bậc 1; (***) mức ý nghĩa thống kê 1%
Nguồn: Tính toán của tác giả
Các biến Giá trị ADF (độ trễ) Giá trị tới hạn(Mức ý nghĩa 1%)
LNGDP ADF(1) = -1,033887 -3,548208
D(LNGDP) ADF(1) = -7,504916*** -3,550396
LNX ADF(0) = -1,832654 -3,546099
D(LNX) ADF(0) = -8,940892*** -3,548208
LNK ADF(0) = -5,520256*** -3,546099
LNL ADF(0) = -5,840238*** -3,550396
Bảng 6. Kết quả kiểm định độ trễ tối ưu cho các biến
Nguồn: Tính toán của tác giả
VAR Lag Order Selection Criteria
 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 254,0522 NA 1,53e-09 -8,947352 -8,655376 -8,834442
1 563,3551 551,1216 3,58e-14 -19,61291 -18,73699 -19,27419
2 585,0586 35,51482 2,95e-14 -19,82031 -18,36044 -19,25577
3 741,1001 232,6437 1,86e-16 -24,91273 -22,86890* -24,12237
4 768,9035 37,40817* 1,28e-16* -25,34194* -22,71416 -24,32576*
* cho biết độ trễ được lựa chọn theo tiêu chuẩn
Kết quả ước lượng tóm tắt được 
thể hiện trong Bảng 7 cho thấy 
xuất khẩu, vốn và lao động đều có 
tác động tích cực đến tăng trưởng 
kinh tế của VN. Đồng thời, xuất 
khẩu cũng có tác động tích cực đến 
vốn và lao động. Qua đó cho thấy 
rõ ràng là bên cạnh TFP thì vốn và 
lao động cũng là kênh truyền dẫn 
quan trọng cho tác động của xuất 
khẩu đến tăng trưởng kinh tế ở VN. 
Bên cạnh đó, kết quả ước lượng tác 
động của việc gia nhập WTO đến 
tăng trưởng kinh tế VN cũng chỉ ra 
rằng, hệ số của D2007 không có ý 
nghĩa thống kê nhưng dấu của hệ 
số này là dương, do đó việc gia 
nhập WTO cũng đã có những tác 
động tích cực đến tăng trưởng kinh 
tế VN. 
Hình 4 thể hiện các hàm phản 
ứng trong thời gian nghiên cứu là 
10 kỳ (quý). Theo đó, GDP đều 
không có phản ứng tức thời với các 
cú sốc của X, K và L. Trong đó, 
GDP bắt đầu phản ứng với các cú 
sốc X từ quý 2, mức độ phản ứng 
mạnh và đầy đủ nhất là ở quý 6, 
đối với các cú sốc của K và L thì 
mức độ phản ứng mạnh và đầy đủ 
nhất lần lượt là vào quý 7 và quý 4. 
K cũng bắt đầu phản ứng với các 
cú sốc X từ quý 2, đây cũng là thời 
gian có mức độ phản ứng mạnh và 
đầy đủ nhất. Tuy nhiên, L lại có 
phản ứng tức thời đối với các cú 
sốc X, mức độ phản ứng mạnh và 
đầy đủ nhất là ở quý 3. Điều này 
cho thấy khu vực xuất khẩu tăng 
trưởng đã có tác động khá nhanh 
và tích cực đối với lực lượng lao 
động ở VN trong những năm qua. 
4. Kết luận 
Kết quả nghiên cứu cho thấy 
xuất khẩu tăng trưởng đã có tác 
động tích cực đến việc hình thành 
và thu hút các nguồn lực cho tăng 
trưởng kinh tế ở VN trong những 
D(LNGDP) = 1σ + 

4
1i
iiii LNL(-i))λLNK(-i) γ+ D(LNX(-i))β + ))D(LNGDP(-i(α 
+ D2007 + e1 (5) 
D(LNX) = 2σ + 

4
1i
iiii LNL(-i))λLNK(-i) γ+ D(LNX(-i))β + ))D(LNGDP(-i(α 
+ D2007 + e2 (6) 
LNK = 3σ + 

4
1i
iiii LNL(-i))λLNK(-i) γ+ D(LNX(-i))β + ))D(LNGDP(-i(α 
+ D2007 + e3 (7) 
LNL = 4σ + 

4
1i
iiii LNL(-i))λLNK(-i) γ+ D(LNX(-i))β + ))D(LNGDP(-i(α 
+ D2007 + e4 (8) 
Mô hình VAR được ước lượng với 4 trễ trong mỗi biến, và mô hình 
tổng quát có dạng như sau:
D(LNGDP) = 1σ + 

4
1i
iiii LNL(-i))λLNK(-i) γ+ D(LNX(-i))β + ))D(LNGDP(-i(α 
+ D2007 + e1 (5) 
D(LNX) = 2σ + 

4
1i
iiii LNL(-i))λLNK(-i) γ+ D(LNX(-i))β + ))D(LNGDP(-i(α 
+ D2007 + e2 (6) 
LNK = 3σ + 

4
1i
iiii LNL(-i))λLNK(-i) γ+ D(LNX(-i))β + ))D(LNGDP(-i(α 
+ D2007 + e3 (7) 
LNL = 4σ + 

4
1i
iiii LNL(-i))λLNK(-i) γ+ D(LNX(-i))β + ))D(LNGDP(-i(α 
+ D2007 + e4 (8) 
D(LNGDP) = 1σ + 

4
1i
iiii LNL(-i))λLNK(-i) γ+ D(LNX(-i))β + ))D(LNGDP(-i(α 
+ D2007 + e1 (5) 
D(LNX) = 2σ + 

4
1i
iiii LNL(-i))λLNK(-i) γ+ D(LNX(-i))β + ))D(LNGDP(-i(α 
+ D2007 + e2 (6) 
LNK = 3σ + 

4
1i
iiii LNL(-i))λLNK(-i) γ+ D(LNX(-i))β + ))D(LNGDP(-i(α 
+ D2007 + e3 (7) 
LNL = 4σ + 

4
1i
iiii LNL(-i))λLNK(-i) γ+ D(LNX(-i))β + ))D(LNGDP(-i(α 
+ D2007 + e4 (8) 
(L P) = 1σ + 
4
1i
iiii LNL(-i))λLNK(-i) γ+ D(LNX(-i))β + ))D(LNGDP(-i(α 
+ 2007 + e1 (5) 
(L ) = 2σ + 
4
1i
iiii LNL(-i))λLNK(-i) γ+ D(LNX(-i))β + ))D(LNGDP(-i(α 
+ 2007 + e2 (6) 
L = 3σ + 
4
1i
iiii LNL(-i))λLNK(-i) γ+ D(LNX(-i))β + ))D(LNGDP(-i(α 
+ 2007 + e3 (7) 
L L = 4σ + 
4
1i
iiii LNL(-i))λLNK(-i) γ+ D(LNX(-i))β + ))D(LNGDP(-i(α 
+ 2007 + e4 (8) 
Số 23 (33) - Tháng 07-08/2015 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Nghiên Cứu & Trao Đổi
85
Biến độc lập
Biến phụ thuộc
D(LNGDP) D(LNX) LNK LNL
D(LNGDP(-1))
-1,1612*** 2,6856** -0,082411 -0,145585***
[-6,82403] [ 2,10967] [-0,90600] [-2,56578]
D(LNGDP(-2))
-1,1924*** 2,584286** -0,088051 -0,138291***
[-7,23941] [ 2,09724] [-1,00006] [-2,51792]
D(LNGDP(-3))
-1,20405*** 2,976700** -0,087593 -0,139311***
[-7,06462] [ 2,33464] [-0,96148] [-2,45138]
D(LNGDP(-4))
-0,181324 3,226074*** -0,066534 -0,147247***
[-1,04170] [ 2,47745] [-0,71508] [-2,53699]
D(LNX(-1))
0,026482* -0,300102** 0,016286* 0,008693*
[ 1,34254] [-2,03368] [ 1,54459] [ 1,32173]
D(LNX(-2))
0,016580 -0,270365** -0,002151 0,013195**
[ 0,84777] [-1,84793] [-0,20578] [ 2,02341]
D(LNX(-3))
0,005588 -0,137650 -0,006259 -0,000389
[ 0,30660] [-1,00947] [-0,64235] [-0,06405]
D(LNX(-4))
-0,018577 -0,286650** -0,008597 -0,000682
[-1,08328] [-2,23442] [-0,93791] [-0,11932]
LNK(-1)
-0,385153* -3,644790* 1,048555*** -0,041999
[-1,32403] [-1,67486] [ 6,74343] [-0,43300]
LNK(-2)
0,792072** 4,403867* 0,245084 0,055498
[ 2,05512] [ 1,52739] [ 1,18963] [ 0,43185]
LNK(-3)
-0,459259 0,588762 -0,296972* 0,171219*
[-1,17215] [ 0,20087] [-1,41797] [ 1,31057]
LNK(-4)
-0,138558 -1,073477 -0,048553 -0,190809**
[-0,45395] [-0,47012] [-0,29759] [-1,87482]
LNL(-1)
1,651641*** 3,892024 0,236567 0,994601***
[ 3,16621] [ 0,99734] [ 0,84840] [ 5,71815]
LNL(-2)
-1,162898* 2,722996 -0,033917 -0,027616
[-1,64608] [ 0,51523] [-0,08981] [-0,11723]
LNL(-3)
2,577758*** 1,845886 -0,063951 -0,078714
[ 3,39823] [ 0,32528] [-0,15772] [-0,31120]
LNL(-4)
-1,98666*** -9,35580*** 0,088750 0,130444
[-3,81659] [-2,40256] [ 0,31897] [ 0,75155]
D2007
0,003096 -0,031487 0,004734* -0,001974
[ 0,45656] [-0,62077] [ 1,30619] [-0,87336]
Bảng 7. Kết quả ước lượng mô hình VAR giữa LNGDP, LNX, LNK và LNL
Ghi chú: Giá trị trong ngoặc vuông [ ] là trị thống kê t; (***), (**), (*) mức ý nghĩa thống kê 
1%, 5% và 10%
Nguồn: Kết quả ước lượng được từ mô hình
lực lượng lao động tuy đông về số 
lượng nhưng tỷ lệ lao động qua đào 
tạo còn thấp.
Bên cạnh đó, mặc dù được coi 
là động lực của tăng trưởng kinh tế 
nhưng thực tế cho thấy rằng xuất 
khẩu mới chỉ đang phát triển theo 
chiều rộng hơn là chiều sâu. Xuất 
khẩu hàng hóa thô và sơ chế, hàng 
hóa thâm dụng tài nguyên, khoáng 
sản còn chiếm tỷ trọng cao trong 
giỏ hàng hóa xuất khẩu. Hàng chế 
biến chủ yếu là hàng thâm dụng 
lao động và tập trung nhiều vào 
khâu gia công mang lại giá trị gia 
tăng thấp. Do đó, để đảm bảo duy 
trì được vai trò động lực cho tăng 
trưởng bền vững thì trong những 
năm tới, xuất khẩu cần phải đạt 
được những chuyển đổi căn bản 
về mặt chất, vừa mở rộng quy mô 
xuất khẩu, vừa chú trọng nâng cao 
giá trị gia tăng. Bên cạnh đó, cũng 
cần nâng cao chất lượng và hiệu 
quả sử dụng các yếu tố nguồn lực, 
đặc biệt là năng suất lao động nhằm 
đảm bảo khả năng truyền dẫn tối 
ưu tác động của xuất khẩu đến tăng 
trưởng kinh tếl
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Awokuse Titus O. (2003), “Is the Export-led 
Growth Hypothesis Valid for Canada?”, 
Canadian Journal of Economics, 36 (1), 
pp. 126-137. 
Chu Quang Khởi (2003), Sources of 
Economic Growth in Vietnam, 1986-
2002, MDEs thesis, NEU.
Emilio, Medina-Smith (2001), Is the 
Export-Led Growth Hypothesis Valid of 
Developing Countries? A case study of 
Costa Rica, UNCTAD.
Feder G. (1983) “On Exports and Economic 
Growth”, Journal of Development 
Economics, 12, pp. 59-73. 
Giles, J.A. and Williams, C.L. (2000), Export 
Led Growth: A Survey of The Empirical 
Literature and Some Noncausality 
Results Part 1, Econometrics Working 
paper EWP0001, ISSN 1485-6441, 
University of Victoria.
năm qua. Xuất khẩu tăng trưởng 
không chỉ giúp tăng năng suất nhờ 
phát huy hiệu quả kinh tế theo quy 
mô, mà còn góp phần tạo thêm 
việc làm và kích thích đầu tư, tăng 
tích lũy vốn, qua đó thúc đẩy tăng 
trưởng kinh tế. Tuy nhiên, ở VN, 
hiệu quả sử dụng các yếu tố đầu 
vào còn thấp. Trình độ công nghệ 
hiện đang sử dụng ở VN thấp tương 
đối so với các nước trong khu vực, 
kéo theo năng suất lao động xã hội 
thấp; năng lực sản xuất của vốn 
còn hạn chế và có xu hướng giảm; 
PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 23 (33) - Tháng 07-08/2015
Nghiên Cứu & Trao Đổi
86
Hình 4. Phản ứng của các biến số với các cú sốc 
-.015
-.010
-.005
.000
.005
.010
.015
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of D(LNGDP) to D(LNGDP)
-.015
-.010
-.005
.000
.005
.010
.015
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of D(LNGDP) to D(LNX)
-.015
-.010
-.005
.000
.005
.010
.015
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of D(LNGDP) to LNK
-.015
-.010
-.005
.000
.005
.010
.015
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of D(LNGDP) to LNL
-.04
-.02
.00
.02
.04
.06
.08
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of D(LNX) to D(LNGDP)
-.04
-.02
.00
.02
.04
.06
.08
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of D(LNX) to D(LNX)
-.04
-.02
.00
.02
.04
.06
.08
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of D(LNX) to LNK
-.04
-.02
.00
.02
.04
.06
.08
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of D(LNX) to LNL
-.005
.000
.005
.010
.015
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of LNK to D(LNGDP)
-.005
.000
.005
.010
.015
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of LNK to D(LNX)
-.005
.000
.005
.010
.015
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of LNK to LNK
-.005
.000
.005
.010
.015
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of LNK to LNL
-.002
-.001
.000
.001
.002
.003
.004
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of LNL to D(LNGDP)
-.002
-.001
.000
.001
.002
.003
.004
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of LNL to D(LNX)
-.002
-.001
.000
.001
.002
.003
.004
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of LNL to LNK
-.002
-.001
.000
.001
.002
.003
.004
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of LNL to LNL
Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Helpman, E. and Krugman, P. (1985), Market 
Structure and Foreign Trade, MIT Press, 
Cambridge. 
Herzer, Dierk et al. (2005), Export-Led 
Growth in Chile: Assessing the Role 
of Export Composition in Productivity 
Growth, Verein für Socialpolitik, 
Research Committee Development 
Economics. 
Nguyễn Quang Hiệp (2013), “Vai trò của các 
yếu tố nguồn lực đối với tăng trưởng kinh 
tế của VN”, Kỷ yếu Hội thảo khoa học 
quốc tế: Nhìn lại nửa chặng đường phát 
triển kinh tế xã hội 5 năm 2011 - 2015 và 
những điều chỉnh chiến lược, NXB Đại 
học Kinh tế Quốc dân, tr. 209-220.
Thirlwall, A.P. (1979), “The Balance 
of Payments Constraint as an 
Explanation of International Growth 
Rate Differences”, Banca Nazionale 
Del lavoro Quarterly Review, 32 (128), 
pp. 44-53.
 Nguồn: Kết quả ước lượng được từ mô hình
Tỷ lệ chi trả cổ tức tương 
quan cùng chiều với cơ hội tăng 
trưởng điều này không phù hợp 
với lập luận lý thuyết cũng như 
các bằng chứng thực nghiệm đã 
được tìm thấy trong nhiều nghiên 
cứu trước ở các thị trường trên 
thế giới. Các công ty tăng trưởng 
dường như đang bỏ qua ưu thế từ 
nguồn vốn nội bộ để đáp ứng cổ 
tức cao của các nhà đầu tư. Theo 
đuổi chính sách chi trả cổ tức cao 
trong khi đang đối diện với các 
cơ hội tăng trưởng có thể đưa đến 
cái giá mà doanh nghiệp phải trả 
không nhỏ, công ty có thể phải hi 
sinh các cơ hội đầu tư hoặc phải 
tài trợ bên ngoài với chi phí tài 
trợ cao hơn, đặc biệt trong những 
thời kỳ thị trường vốn diễn biến 
bất lợi. Thiết nghĩ, các doanh 
nghiệp nên cân nhắc những chi 
phí này để thiết lập chính sách cổ 
tức hợp lýl
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Arellano, M. and S. Bond (1991), “Some Tests 
of Specication for Panel Data: Monte 
Carlo Evidence and an Application To 
Employment Equations”, Review of 
Economic Studies 58, 277-298.
Baba, N. (2009), “Increased Presence of 
Foreign Investors and Dividend Policy 
of Japanese Firms”, Pacific-Basin 
Finance Journal 17, 163-174.
Baker, H.Kent., E. Theodore Veit, and Gary 
E. Powell (2001), “Factors Influencing 
Dividend Policy Decisions of Nasdaq 
Firms”, Financial Review 38 (3), 19-38
Baker, H.Kent, Samir Saddi, Shantanu Dutta 
and Devinder Gandhi (2007), “The 
Perception of Dividends by Canadian 
Managers: New survey evidence”, 
International Journal of Managerial 
Finance 3(1), 70-91.
Bhattacharya (1979), “Imperfect 
Information, Dividend Policy and the 
Bird In The Hand Fallacy”, Bell Journal 
of Economics 10, 259–270.
Dương Kha (2012), “Chính sách cổ tức của 
các doanh nghiệp VN trong môi trường 
thuế, lạm phát và diễn biến thị trường 
vốn, Tạp chí Phát triển và hội nhập, 
tháng 1/2 năm 2012
Eckbo, Verma (1994), “Managerial 
Shareownership, Voting Power, and 
Cash Dividend Policy”, Journal of 
Corporate Finance 1, 33– 62. 
Easterbrook, Frank H, (1984), “Two Agency-
Cost Explanations of Dividends”, 
American Economic Review 74(4), 
650–659
Cấu trúc sở hữu và chính sách cổ tức...
(Tiếp theo trang 78)