Nghên Cứu & Trao Đổ Va trò của xuất khẩu trong vệc ga tăng nguồn lực tăng trưởng knh tế Vệt Nam Nguyễn Quang Hệp & Nguyễn Thị Nhã Trường Cao đẳng Công nghệp Hưng ên Bà vết sử dụng kết hợp phương pháp định tính và định lượng phân tích va trò của xuất khẩu đố vớ quá trình hình thành và thu hút các nguồn lực cho tăng trưởng knh tế VN. Vớ số lệu theo quý cho ga đoạn 1999-2013, mô hình VAR đã được sử dụng và các hàm phản ứng của các bến số (xuất khẩu, vốn, lao động và sản lượng) đố vớ các cú sốc nộ snh được ước lượng để kểm định gả thuyết. Kết quả nghên cứu cho thấy xuất khẩu tăng trưởng đã có tác động tích cực đến vệc hình thành và thu hút các nguồn lực cho tăng trưởng knh tế ở VN trong những năm qua. Xuất khẩu tăng trưởng không chỉ gúp tăng năng suất nhờ phát huy hệu quả knh tế theo quy mô, mà còn góp phần tạo thêm vệc làm và kích thích đầu tư, tăng tích lũy vốn, qua đó thúc đẩy tăng trưởng knh tế. Từ khóa: Nguồn lực tăng trưởng knh tế, va trò của xuất khẩu đố vớ tăng trưởng knh tế. 1. Gớ thệu Sau gần 30 năm đổ mớ và hộ nhập, VN đã có nhều thành công trong vệc thết lập các quan hệ hợp tác song phương, đa phương; tích cực tham ga và phát huy va trò thành vên trong các tổ chức knh tế quốc tế; hộ nhập knh tế quốc tế vớ mức độ tự do hoá sâu rộng... Đển hình là xuất khẩu hàng hoá của VN ra thế gớ đã có sự tăng trưởng mạnh mẽ cả về gá trị và tỷ lệ. Ngoạ trừ ha năm có tỷ lệ tăng trưởng âm là 1991 và 1999, xuất khẩu của VN đã lên tục tăng trưởng vớ tốc độ trung bình 20% trong ga đoạn 1990 2013. Cơ cấu hàng hóa xuất khẩu cũng có sự chuyển dịch tích cực, theo hướng gảm dần tỷ trọng của nhóm hàng nông lâm thủy sản có gá trị ga tăng thấp, từ 52,2% năm 1991 xuống còn 17,6% năm 2013, tăng tỷ trọng của nhóm hàng công nghệp nặng, từ 33,% lên,3%, nhóm hàng công nghệp nhẹ tăng từ 1,% lên 38,1% trong cùng thờ kỳ. Qua đó, xuất khẩu được co là nhân tố tích cực trong vệc hình thành và thu hút các nguồn lực cho nền knh tế, nâng cao mức sống của ngườ dân và đưa VN ga nhập hàng ngũ các nước có thu nhập trung bình kể từ năm 2008. Bà vết này sẽ phân tích va trò của xuất khẩu đố vớ quá trình hình thành và thu hút các nguồn lực cho tăng trưởng knh tế VN. 2. Mô hình lý thuyết và phương pháp nghên cứu 2.1. Mô hình tăng trưởng ràng buộc bở cán cân thanh toán (Balance of Payments- Constraned Growth Model) Mô hình tăng trưởng ràng buộc bở cán cân thanh toán được bết đến bở Luật Thrlwall (Thrlwall, 1979). Theo Thrlwall (1979), ràng buộc chủ yếu của tổng cầu ở các nền knh tế mở là cán cân thanh toán. Nếu cán cân thanh toán của một quốc ga ở trong tình trạng xấu thì tổng cầu sẽ bị cắt gảm, kh đó, nguồn cung không được sử dụng một cách đầy đủ, không thu hút được đầu tư, công nghệ chậm phát trển, hàng hóa sản xuất trong nước sẽ trở nên kém hấp dẫn hơn so vớ hàng hóa nước ngoà; do đó, tếp tục làm cán cân thanh toán trở nên xấu hơn. Cứ như vậy, quá trình này lạ tá dễn thành một vòng luẩn quẩn. Ngược lạ, kh cán cân thanh toán được cả thện sẽ gúp mở rộng tổng cầu, theo đó sẽ kích thích đầu tư, tăng vốn và thúc đẩy tến bộ công nghệ, tạo thêm nhều vệc làm, các yếu tố sản xuất sẽ dịch chuyển từ khu vực kém hệu quả sang khu vực hệu quả hơn, Số 23 (33) - Tháng 07-08/2015 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 79
Nghên Cứu & Trao Đổ 80 qua đó thúc đẩy tăng trưởng knh tế. Từ lập luận đó, Thrlwall (1979) chỉ ra rằng không có quốc ga nào tăng trưởng nhanh hơn tốc độ tăng kh ở trạng thá cân bằng của cán cân thanh toán. Đều này ngụ ý rằng tăng trưởng knh tế bị ràng buộc bở trạng thá cân bằng của cán cân thanh toán. Kh xuất khẩu tăng trưởng hoặc hệ số co gãn của nhập khẩu theo thu nhập gảm thì nền knh tế sẽ tăng trưởng nhanh hơn trong dà hạn. Tốc độ tăng trưởng knh tế ở trạng thá cân bằng của cán cân thanh toán theo Luật Thrlwall được thể hện bở phương trình sau: g = x/π (1) Trong đó: g: Tốc độ tăng trưởng knh tế ở trạng thá cân bằng của cán cân thanh toán x: Tốc độ tăng trưởng xuất khẩu π: Hệ số co gãn của nhập khẩu theo thu nhập Mô hình tăng trưởng ràng buộc bở cán cân thanh toán trong phân tích va trò của xuất khẩu đố vớ quá trình hình thành và thu hút các nguồn lực cho tăng trưởng knh tế có thể được mô tả như sau: 2.2. Phương pháp nghên cứu Xuất khẩu tăng trưởng Tăng vốn, vệc làm và tến bộ công nghệ Tăng trưởng knh tế Để phân tích va trò của xuất khẩu đố vớ tăng trưởng knh tế của VN, bà vết sử dụng mô hình VAR (Vector Autoregresson) vớ các bến số là logart cơ số tự nhên của xuất khẩu (LNX), vốn (LNK), lao động (LNL) và tổng sản phẩm trong nước (LNGDP). Mô hình VAR về cấu trúc gồm nhều phương trình (mô hình hệ phương trình) và có các trễ của các bến số. VAR là mô hình véc tơ các bến số tự hồ quy. Mỗ bến số phụ thuộc tuyến tính vào các gá trị trễ của chính nó và gá trị trễ của các bến số khác. Ví dụ ta xét ha chuỗ thờ gan 1 và 2. Mô hình VAR tổng quát đố vớ 1 và 2 có dạng sau đây: Trong mô hình trên, mỗ phương trình đều chứa p 1t 2t α δ p 1 p 1 β 1t 1t p 1 p 1 2t (2) (3) PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 23 (33) - Tháng 07-08/2015 γ θ 2t U 1t U 2t trễ của mỗ bến. Vớ ha bến, mô hình có 2 2.p hệ số góc và 2 hệ số chặn. Vậy trong trường hợp tổng quát, nếu mô hình có k bến thì sẽ có k 2.p hệ số góc và k hệ số chặn (có thể bao gồm cả hằng số, xu thế tuyến tính hoặc đa thức), kh k càng lớn thì số hệ số phả ước lượng càng tăng. Theo phương pháp này, đầu tên các bến số LNX, LNK, LNL và LNGDP sẽ được kểm định tính dừng thông qua kểm định nghệm đơn vị ADF. Sau đó, mô hình VAR sẽ được ước lượng và các hàm phản ứng của các bến số đố vớ các cú sốc nộ snh được ước lượng để kểm định gả thuyết về va trò của xuất khẩu đố vớ tăng trưởng knh tế của VN theo kênh truyền dẫn của mô hình tăng trưởng ràng buộc bở cán cân thanh toán. Độ trễ tố ưu cho các bến của mô hình được lựa chọn theo các têu chuẩn LR, FPE, AIC và HQ. 2.3. Dữ lệu 2.3.1. Nguồn số lệu Số lệu trong bà vết được thu thập chủ yếu từ Ngân hàng Phát trển châu Á (ADB), Quỹ tền tệ quốc tế (IMF) - Internatonal Fnancal Statstcs (IFS), và Tổng cục Thống kê (GSO) trong ga đoạn 1990-2013. 2.3.2. Bến 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 gá so sánh năm 199. - Xuất khẩu (X): là gá trị km ngạch xuất khẩu hàng hóa thực tế của VN, đơn vị tính tỷ đồng. Bến số này được chuẩn hóa theo gá năm 199 bằng cách lấy gá trị xuất khẩu hàng hóa danh nghĩa cha cho chỉ số gảm phát. - Vốn (K): là trữ lượng vốn thực tế được đo bằng đơn vị tỷ đồng tạ mức gá cố định năm 199. Vì ở VN không có số lệu về chỉ têu này nên tác gả sử dụng GDP năm 1990 làm mức K thờ kỳ đầu (tức K 0 ). Từ mức K ban đầu này và gá trị đầu tư hàng năm (I t ), tác gả tính được trữ lượng vốn theo thờ gan dựa trên công thức: K t = (1-δ)K t-1 + I t () Trong đó, δ=5% là tỷ lệ khấu hao. Tỷ lệ khấu hao được lựa chọn dựa trên một số nghên cứu về nguồn tăng trưởng knh tế ở VN như các công trình của Trần Thọ Đạt và cộng sự (2010), Chu Quang Khở (2003) - Lao động (L): Lao động sử dụng trong nghên cứu là lực lượng lao động trong độ tuổ lao động của
Nghên Cứu & Trao Đổ VN. - Bến gả: D2007 được đưa vào mô hình để xem xét ảnh hưởng của của vệc ga nhập WTO năm 2007 đến xuất khẩu và tăng trưởng knh tế. Bến D2007 nhận gá trị là 0 vào các quý trong ga đoạn 1999-2006, là 1 vào các quý trong ga đoạn 2007-2013. 3. Va trò của xuất khẩu đố vớ vệc hình thành và thu hút các nguồn lực cho tăng trưởng knh tế 3.1. Các nguồn tăng trưởng knh tế ở VN 3.1.1. Vốn Vào đầu thế kỷ 20, dướ ảnh hưởng tư tưởng của Keynes và mô hình Harros Domar, trong một thờ gan dà, vốn đã luôn được xem là nhân tố thết yếu đầu tên Bảng 1. Đóng góp của các yếu tố nguồn lực đố vớ tăng trưởng GDP Năm Đóng góp của K của VN (%) Đóng góp của L Đóng góp của TFP 1996 63,5 16,85 19,70 1997 55,67 19,11 25,22 1998 67,77 23,95 8,28 1999 70,69 3,8-5,18 2000 0,06 8,12 11,82 2001 36,06 31,0 32,90 2002 33,50 27,9 39,00 2003 32,36 29,30 38,3 200 33,39 2,3 2,17 2005 35,30 18,66 6,0 2006,6 16,35 39,18 2007 1,37 15,13 3,50 2008 8,11 6,7 9,15 2009 60,3 17,59 22,07 2010 59,0 18,19 22,1 2011 62,57 9,65 27,78 2012 52,78 12,71 3,51 2013 31,06 1,53 5,0 Nguồn: Cập nhật từ Nguyễn Quang Hệp (2013) đảm bảo tăng trưởng. Mô hình gao đểm Keynes cho thấy sự thay đổ của đầu tư sẽ có tác động đến sản lượng thông qua hệu ứng số nhân. Và mặc dù các mô hình tăng trưởng sau đó đã chỉ ra hạn chế về va trò của vốn đố vớ tăng trưởng knh tế trong dà hạn, nhưng vốn vẫn có những đóng góp lớn đố vớ tăng trưởng của các nền knh tế. Một trong các nguồn bổ sung vốn lớn nhất cho nền knh tế chính là hoạt động ngoạ thương. Để tăng cường tích lũy vốn cho nền knh tế, rất nhều các quốc ga đã lựa chọn chính sách phát trển ngoạ thương, nghĩa là đẩy mạnh hoạt động xuất khẩu, cả thện cán cân thanh toán. Kh cán cân thanh toán được cả thện sẽ gúp mở rộng tổng cầu, theo đó cũng sẽ kích thích đầu tư và ga tăng vốn. Ngoà ra, xuất khẩu tạo ra nguồn thu nhập ngoạ tệ đáng kể cho đất nước, cung cấp ngoạ hố cho phép tăng nhập khẩu công nghệ, hàng hóa vốn và hàng hóa trung gan cần thết cho sự phát trển các ngành công nghệp, làm tăng tềm năng sản xuất của một quốc ga. Đố vớ nhều nước đang phát trển, ngoạ thương đã trở Nguồn: Tổng cục Thống kê Hình 1. Vốn đầu tư của VN (Nghìn tỷ đồng) thành nguồn tích lũy vốn chủ yếu trong ga đoạn đầu của sự nghệp công nghệp hóa. Bảng 1 thể hện mức độ đóng góp của các yếu tố nguồn lực trong tăng trưởng GDP của VN, cho thấy vốn có va trò rất lớn đố vớ tăng trưởng knh tế của VN trong những năm qua. Mức đóng góp trung bình của vốn trong GDP vào khoảng 6,8% trong ga đoạn 1996-2005 và tăng lên 5,5% trong ga đoạn 2006-2013. Đều này phản ánh đúng thực tế VN là quốc ga đang phát trển và đã huy động được lượng vốn đầu tư khá lớn kể từ kh thực hện chính sách mở cửa. Tổng vốn đầu tư tăng trung bình 11,9%/ năm trong ga đoạn 1990-2013 (Hình 1) gúp tỷ trọng vốn đầu tư trên GDP lên tục ga tăng. So vớ các nước trong khu vực và các nước đang phát trển trên thế gớ, VN được xếp vào nhóm nước có tỷ trọng vốn đầu tư trên GDP cao. Tuy nhên, 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 mnh chứng rõ ràng cảnh báo sự Số 23 (33) - Tháng 07-08/2015 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 81
Nghên Cứu & Trao Đổ sụt gảm của hệu quả đầu tư và khả năng hấp thụ vốn của nền knh tế (Hình 2). Trong thờ gan từ 1990 đến 1999, hệ số ICOR lên 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 tà chính, vớ những nỗ lực cả tổ cơ cấu knh tế của Chính phủ và doanh nghệp, hệ số ICOR đã gảm đáng kể và duy trì ổn định ở mức khoảng 5,1 trong ga đoạn 2000-2007. Tuy nhên, kh knh tế thế gớ bước vào ga đoạn suy thoá mớ, cùng vớ những yếu kém, bất ổn của knh tế trong nước, hệ số ICOR lạ tếp tục ga tăng trong ga đoạn từ 2008-2013, trong đó, đạt mức cao nhất vào năm 2009 là 8,. Nguyên nhân chủ yếu là do thết bị kỹ thuật - công nghệ của VN lạc hậu so vớ thế gớ; ch phí thuê mua mặt bằng sản xuất, knh doanh cao; ch phí xã hộ còn lớn; Bảng 2. Tỷ lệ lao động từ 15 tuổ trở lên đang làm vệc trong nền knh tế đã qua đào tạo (%) Năm Cả nước Thành thị Phân theo Nông thôn 2000 10,3 2,2 5,3 2001 10,7 2,9 5,9 2002 11,1 25,6 6, 2003 11,5 26,0 7,0 200 12,0 26,5 7,3 2005 12,5 27,2 7,6 2006 13,1 28, 8,1 2007 13,6 29,7 8,3 2008 1,3 31,5 8,3 2009 1,8 32,0 8,7 2010 1,6 30,6 8,5 2011 15, 30,9 9,0 2012 16,6 31,7 10,1 2013 17,9 33,7 11,2 Nguồn: Tổng cục Thống kê Nguồn: Theo tính toán của tác gả Hình 2. Hệ số ICOR của VN trình độ quản lý và tay nghề còn thấp; có một lượng vốn không nhỏ bị chôn vào vàng, đất đa hoặc chạy lòng vòng trên các thị trường mà không đầu tư trực tếp cho tăng trưởng sản xuất, knh doanh, tăng trưởng knh tế. 3.1.2. Lao động Xuất khẩu tăng trưởng cũng gúp tạo thêm vệc làm cho lao động, nhất là đố vớ quốc ga có lực lượng lao động dồ dào như VN. Xét từ phía cung, ga tăng vệc làm tạo nguồn lực quan trọng của tăng trưởng trong dà hạn. Đồng thờ, vệc làm cũng tác động đến nền knh tế từ phía cầu kh thu nhập của ngườ lao động trong khu vực xuất khẩu được nâng cao, làm ga tăng nhu cầu têu dùng hàng hóa và dịch vụ, kích thích sản xuất trong nước phát trển. Bảng 1 cho thấy lao động có đóng góp không nhỏ vào vệc thúc đẩy tăng trưởng knh tế của VN, trung bình khoảng 21,% trong ga đoạn 1996-2013. Kết cấu dân số trẻ vớ dân số trong độ tuổ lao động tăng qua các năm rõ ràng là nguồn bổ sung dồ dào cho lực lượng lao động của VN (hện nay khoảng 7 trệu ngườ trong độ tuổ lao động). Lực lượng lao động trẻ có ưu thế về sức khỏe, khả năng tếp thu chuyên môn, kỹ thuật và khoa học công nghệ sẽ gúp VN có được vị trí quan trọng hơn trong chuỗ sản xuất toàn cầu. Lao động có vệc làm tăng sẽ làm tăng tết kệm và tăng nguồn đóng góp cho quỹ an snh xã hộ, qua đó tác động tích cực đến tăng trưởng knh tế và ổn định xã hộ. Tuy nhên, sự đóng góp của lao động đang có xu hướng gảm xuống tương đố, từ 27,3% trong ga đoạn 2001-2007 xuống 13,9% trong ga 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 gữa thành thị và nông thôn (Bảng 2). Lao động được đào tạo cũng còn yếu kém về chất lượng, phần nhều không có khả năng làm vệc sau kh ra trường mà phả mất thờ gan đào tạo lạ. Lực lượng lao động trẻ và dồ dào của VN cũng đứng trước thách thức lớn về thất nghệp và thếu vệc làm trong kh thị trường lao động ngày càng cạnh tranh. 82 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 23 (33) - Tháng 07-08/2015
Nghên Cứu & Trao Đổ Bảng 3. Năng suất lao động xã hộ của VN Ga đoạn Năng suất lao động bình quân (Trệu đồng/ ngườ/năm) Tốc độ tăng năng suất lao động (%/năm) 1991-1995,62 5,71 1996-2000 10,09,28 2001-2005 15,67,8 2006-2013,32,93 Nguồn: Theo tính toán của tác gả 10000 120000 100000 80000 60000 0000 20000 Hình 3. Năng suất lao động của VN và một số nước (USD/ngườ) Vetnam Thaland Phlppnes Malaysa Sngapore Indonesa 3.1.3. Năng suất nhân tố tổng hợp Bên cạnh vệc tăng vốn và vệc làm, xuất khẩu còn có tác động thúc đẩy năng suất nhân tố tổng hợp (TFP) nhờ phân bổ nguồn lực tố ưu qua phát huy lợ thế so sánh và hệu quả knh tế theo quy mô làm tăng năng suất. Bảng 3 cho thấy năng suất lao động xã hộ của VN tăng đều qua các năm, khoảng 5%/năm. Mức năng suất trung bình ga đoạn 2006-2013 đạt,32 trđ/ngườ/ năm, cao gấp gần 3 lần so vớ ga đoạn 2001-2005, và hơn 10 lần so vớ ga đoạn 1991-1995. Tuy nhên, dù năng suất tăng cao nhưng đóng góp của TFP đố vớ tăng trưởng knh tế lạ có xu hướng gảm trong những năm gần đây, từ 0,2% trong ga đoạn 2001-2007 xuống 28,% trong ga đoạn 2008-2013 (Bảng 1). Sự suy gảm về mức đóng góp của TFP trong tăng trưởng GDP đã ảnh hưởng đến tính bền vững của tăng trưởng knh tế ở VN, làm cho nền knh tế dễ bị ảnh hưởng từ các yếu tố bên ngoà. Thể hện ở tốc độ tăng trưởng knh tế VN lên tục duy trì ở mức trung bình trong cùng ga đoạn suy gảm của TFP (Bình quân 5,8%/năm). Bên cạnh đó, tuy năng suất lao động của VN có tăng trưởng khá nhưng vẫn rất thấp so vớ các nước 0 Các bến 2008 2009 2010 2011 2012 2013 Nguồn: Tính toán của tác gả theo số lệu của ADB và GSO Trung bình Trung vị Gá trị lớn nhất Gá trị nhỏ nhất Độ lệch chuẩn LNGDP 11,5106 11,581 12,22937 10,85081 0,33791 LNK 13,8162 13,83865 1,50519 12,988 0,7285 LNL 3,775 3,765838 3,86931 3,566712 0,085121 LNX 11,0316 11,16091 11,83555 9,8379 0,51997 Nguồn: Tính toán của tác gả Bảng. Thống kê mô tả về LNGDP, LNX, LNK và LNL trên thế gớ. Ngay trong khu vực Đông Nam Á, chúng ta cũng chỉ ở nhóm nước có năng suất lao động trung bình. Năm 2013, mức năng suất lao động của VN theo gá thực tế là 9.996,6 USD/ngườ (Tính theo ngang gá sức mua dữ lệu của ADB), thấp nhất so vớ các nước được so sánh (Hình 3). Năng suất lao động của Indonesa cao hơn chúng ta khoảng 2 lần, Thá Lan hơn 2,6 lần, Malaysa hơn 5 lần và Sngapore 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 nhều hạn chế; sản xuất phụ thuộc nhều vào thên nhên, đặc bệt là sản xuất nông nghệp. 3.2. Kết quả ước lượng thực nghệm Phần này trình bày kết quả ước lượng thực nghệm mô hình VAR vớ các bến số LNX, LNK, LNL và LNGDP, vớ tần suất là quý cho ga đoạn 1999-2013 bao gồm 60 quan sát. Mô tả thống kê tóm tắt của các bến LNGDP, LNX, LNK và LNL được thể hện trong Bảng. Để kểm định tính dừng cho các chuỗ số lệu, kểm định Augumented Dckey Fuller (ADF) đã được thực hện. Kết quả kểm định ADF được trình bày tóm tắt trong Bảng 5 cho thấy chỉ có các chuỗ LNK và LNL là dừng, các chuỗ LNGDP và LNX không dừng, chúng chỉ dừng tạ sa phân bậc 1. Bước tếp theo là kểm định độ trễ tố ưu cho các bến của mô hình. Kết quả trong Bảng 6 cho thấy theo các têu chuẩn LR, FPE, AIC và HQ, độ trễ tố ưu được lựa chọn cho các bến đố vớ mô hình VAR là. Số 23 (33) - Tháng 07-08/2015 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 83
8 Các bến Nghên Cứu & Trao Đổ Bảng 5. Kết quả kểm định tính dừng cho các chuỗ số lệu Gá trị ADF (độ trễ) Gh chú: Ký hệu D là sa phân bậc 1; (***) mức ý nghĩa thống kê 1% Nguồn: Tính toán của tác gả PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 23 (33) - Tháng 07-08/2015 Gá trị tớ hạn (Mức ý nghĩa 1%) LNGDP ADF(1) = -1,033887-3,58208 D(LNGDP) ADF(1) = -7,50916*** -3,550396 LNX ADF(0) = -1,83265-3,56099 D(LNX) ADF(0) = -8,90892*** -3,58208 LNK ADF(0) = -5,520256*** -3,56099 LNL ADF(0) = -5,80238*** -3,550396 Nguồn: Tính toán của tác gả Bảng 6. Kết quả kểm định độ trễ tố ưu cho các bến VAR Lag Order Selecton Crtera Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0 25,0522 NA 1,53e-09-8,97352-8,655376-8,832 1 563,3551 551,1216 3,58e-1-19,61291-18,73699-19,2719 2 585,0586 35,5182 2,95e-1-19,82031-18,360-19,25577 3 71,1001 232,637 1,86e-16-2,91273-22,86890* -2,12237 768,9035 37,0817* 1,28e-16* -25,319* -22,7116-2,32576* * cho bết độ trễ được lựa chọn theo têu chuẩn Mô hình VAR được ước lượng vớ trễ trong mỗ bến, và mô hình tổng quát có dạng như sau: D(LNGDP) = σ 1 + 1 (α D(LNGDP(- )) + β D(LNX(-))+ γ LNK(-) λ LNL(-)) + D2007 + e 1 (5) D(LNX) = σ 2 + 1 1 (α D(LNGDP(- )) + β D(LNX(-))+ γ LNK(-) λ LNL(-)) + D2007 + e 2 (6) 2 LNK = σ 3+ 1 (α D(LNGDP(- )) + β D(LNX(-))+ γ LNK(-) λ LNL(-)) + D2007 + e 3 (7) LNL = σ + 1 (α D(LNGDP(- )) + β D(LNX(-))+ γ LNK(-) λ LNL(-)) + D2007 + e (8) Kết quả ước lượng tóm tắt được thể hện trong Bảng 7 cho thấy xuất khẩu, vốn và lao động đều có tác động tích cực đến tăng trưởng knh tế của VN. Đồng thờ, 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 knh tế ở VN. Bên cạnh đó, kết quả ước lượng tác động của vệc ga nhập WTO đến tăng trưởng knh 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 vệc ga nhập WTO cũng đã có những tác động tích cực đến tăng trưởng knh tế VN. Hình thể hện các hàm phản ứng trong thờ gan nghên cứu là 10 kỳ (quý). Theo đó, GDP đều không có phản ứng tức thờ vớ các cú sốc của X, K và L. Trong đó, GDP bắt đầu phản ứng vớ các cú sốc X từ quý 2, mức độ phản ứng mạnh và đầy đủ nhất là ở quý 6, đố vớ 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. K cũng bắt đầu phản ứng vớ các cú sốc X từ quý 2, đây cũng là thờ gan có mức độ phản ứng mạnh và đầy đủ nhất. Tuy nhên, L lạ có phản ứng tức thờ đố vớ các cú sốc X, mức độ phản ứng mạnh và đầy đủ nhất là ở quý 3. Đều này cho thấy khu vực xuất khẩu tăng trưởng đã có tác động khá nhanh và tích cực đố vớ lực lượng lao động ở VN trong những năm qua.. Kết luận Kết quả nghên cứu cho thấy xuất khẩu tăng trưởng đã có tác động tích cực đến vệc hình thành và thu hút các nguồn lực cho tăng trưởng knh tế ở VN trong những
Nghên Cứu & Trao Đổ Bến độc lập D(LNGDP(-1)) D(LNGDP(-2)) D(LNGDP(-3)) D(LNGDP(-)) D(LNX(-1)) D(LNX(-2)) D(LNX(-3)) D(LNX(-)) LNK(-1) LNK(-2) LNK(-3) LNK(-) LNL(-1) LNL(-2) LNL(-3) LNL(-) D2007 Bảng 7. Kết quả ước lượng mô hình VAR gữa LNGDP, LNX, LNK và LNL Bến phụ thuộc D(LNGDP) D(LNX) LNK LNL -1,1612*** 2,6856** -0,08211-0,15585*** [-6,8203] [ 2,10967] [-0,90600] [-2,56578] -1,192*** 2,58286** -0,088051-0,138291*** [-7,2391] [ 2,0972] [-1,00006] [-2,51792] -1,2005*** 2,976700** -0,087593-0,139311*** [-7,0662] [ 2,336] [-0,9618] [-2,5138] -0,18132 3,22607*** -0,06653-0,1727*** [-1,0170] [ 2,775] [-0,71508] [-2,53699] 0,02682* -0,300102** 0,016286* 0,008693* [ 1,325] [-2,03368] [ 1,559] [ 1,32173] 0,016580-0,270365** -0,002151 0,013195** [ 0,8777] [-1,8793] [-0,20578] [ 2,0231] 0,005588-0,137650-0,006259-0,000389 [ 0,30660] [-1,0097] [-0,6235] [-0,0605] -0,018577-0,286650** -0,008597-0,000682 [-1,08328] [-2,232] [-0,93791] [-0,11932] -0,385153* -3,6790* 1,08555*** -0,01999 [-1,3203] [-1,6786] [ 6,733] [-0,3300] 0,792072**,03867* 0,2508 0,05598 [ 2,05512] [ 1,52739] [ 1,18963] [ 0,3185] -0,59259 0,588762-0,296972* 0,171219* [-1,17215] [ 0,20087] [-1,1797] [ 1,31057] -0,138558-1,07377-0,08553-0,190809** [-0,5395] [-0,7012] [-0,29759] [-1,8782] 1,65161*** 3,89202 0,236567 0,99601*** [ 3,16621] [ 0,9973] [ 0,880] [ 5,71815] -1,162898* 2,722996-0,033917-0,027616 [-1,6608] [ 0,51523] [-0,08981] [-0,11723] 2,577758*** 1,85886-0,063951-0,07871 [ 3,39823] [ 0,32528] [-0,15772] [-0,31120] -1,98666*** -9,35580*** 0,088750 0,130 [-3,81659] [-2,0256] [ 0,31897] [ 0,75155] 0,003096-0,03187 0,0073* -0,00197 [ 0,5656] [-0,62077] [ 1,30619] [-0,87336] Gh chú: Gá 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 năm qua. Xuất khẩu tăng trưởng không chỉ gúp tăng năng suất nhờ phát huy hệu quả knh tế theo quy mô, mà còn góp phần tạo thêm vệc làm và kích thích đầu tư, tăng tích lũy vốn, qua đó thúc đẩy tăng trưởng knh tế. Tuy nhên, ở VN, hệu quả sử dụng các yếu tố đầu vào còn thấp. Trình độ công nghệ hện đang sử dụng ở VN thấp tương đố so vớ các nước trong khu vực, kéo theo năng suất lao động xã hộ thấp; năng lực sản xuất của vốn còn hạn chế và có xu hướng gảm; 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 co là động lực của tăng trưởng knh tế nhưng thực tế cho thấy rằng xuất khẩu mớ chỉ đang phát trển theo chều rộng hơn là chều sâu. Xuất khẩu hàng hóa thô và sơ chế, hàng hóa thâm dụng tà nguyên, khoáng sản còn chếm tỷ trọng cao trong gỏ hàng hóa xuất khẩu. Hàng chế bến chủ yếu là hàng thâm dụng lao động và tập trung nhều vào khâu ga công mang lạ gá trị ga tăng thấp. Do đó, để đảm bảo duy trì được va trò động lực cho tăng trưởng bền vững thì trong những năm tớ, xuất khẩu cần phả đạt được những chuyển đổ căn bản về mặt chất, vừa mở rộng quy mô xuất khẩu, vừa chú trọng nâng cao gá trị ga tăng. Bên cạnh đó, cũng cần nâng cao chất lượng và hệu quả sử dụng các yếu tố nguồn lực, đặc bệt là năng suất lao động nhằm đảm bảo khả năng truyền dẫn tố ưu tác động của xuất khẩu đến tăng trưởng knh tế TÀI LIỆU THAM KHẢO Awokuse Ttus O. (2003), Is the Export-led Growth Hypothess Vald for Canada?, Canadan Journal of Economcs, 36 (1), pp. 126-137. Chu Quang Khở (2003), Sources of Economc Growth n Vetnam, 1986-2002, MDEs thess, NEU. Emlo, Medna-Smth (2001), Is the Export-Led Growth Hypothess Vald of Developng Countres? A case study of Costa Rca, UNCTAD. Feder G. (1983) On Exports and Economc Growth, Journal of Development Economcs, 12, pp. 59-73. Gles, J.A. and Wllams, C.L. (2000), Export Led Growth: A Survey of The Emprcal Lterature and Some Noncausalty Results Part 1, Econometrcs Workng paper EWP0001, ISSN 185-61, Unversty of Vctora. Số 23 (33) - Tháng 07-08/2015 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 85
Nghên Cứu & Trao Đổ Hình. Phản ứng của các bến số vớ các cú sốc Response to Cholesky One S.D. Innovatons ± 2 S.E. Response of D(LNGDP) to D(LNGDP) Response of D(LNGDP) to D(LNX) Response of D(LNGDP) to LNK Response of D(LNGDP) to LNL - - - - - - - - - - - - Response of D(LNX) to D(LNGDP) Response of D(LNX) to D(LNX) Response of D(LNX) to LNK Response of D(LNX) to LNL.08.08.08.08.06.06.06.06.0.0.0.0.02.02.02.02.00.00.00.00 -.02 -.02 -.02 -.02 -.0 -.0 -.0 -.0 Response of LNK to D(LNGDP) Response of LNK to D(LNX) Response of LNK to LNK Response of LNK to LNL - - - - Response of LNL to D(LNGDP) Response of LNL to D(LNX) Response of LNL to LNK Response of LNL to LNL.00.00.00.00.003.003.003.003.002.002.002.002.001.001.001.001 Helpman, E. and Krugman, P. (1985), Market Structure and Foregn Trade, MIT Press, Cambrdge. Herzer, Derk et al. (2005), Export-Led Growth n Chle: Assessng the Role of Export Composton n Productvty Growth, Veren für Socalpoltk, Research Commttee Development Economcs. Nguyễn Quang Hệp (2013), Va trò của các yếu tố nguồn lực đố vớ tăng trưởng knh tế của VN, Kỷ yếu Hộ thảo khoa học quốc tế: Nhìn lạ nửa chặng đường phát trển knh tế xã hộ 5 năm 2011-2015 và những đều chỉnh chến lược, NXB Đạ học Knh tế Quốc dân, tr. 209-220. Thrlwall, A.P. (1979), The Balance of Payments Constrant as an Explanaton of Internatonal Growth Rate Dfferences, Banca Nazonale Del lavoro Quarterly Revew, 32 (128), pp. -53. -.001 -.001 -.001 -.001 -.002 -.002 -.002 -.002 Nguồn: Kết quả ước lượng được từ mô hình Cấu trúc sở hữu và chính sách cổ tức... (Tếp theo trang 78) Tỷ lệ ch trả cổ tức tương quan cùng chều vớ cơ hộ tăng trưởng đều này không phù hợp vớ lập luận lý thuyết cũng như các bằng chứng thực nghệm đã được tìm thấy trong nhều nghên cứu trước ở các thị trường trên thế gớ. Các công ty tăng trưởng dường như đang bỏ qua ưu thế từ nguồn vốn nộ bộ để đáp ứng cổ tức cao của các nhà đầu tư. Theo đuổ chính sách ch trả cổ tức cao trong kh đang đố dện vớ các cơ hộ tăng trưởng có thể đưa đến cá gá mà doanh nghệp phả trả không nhỏ, công ty có thể phả h snh các cơ hộ đầu tư hoặc phả tà trợ bên ngoà vớ ch phí tà trợ cao hơn, đặc bệt trong những thờ kỳ thị trường vốn dễn bến bất lợ. Thết nghĩ, các doanh nghệp nên cân nhắc những ch phí này để thết lập chính sách cổ tức hợp lý TÀI LIỆU THAM KHẢO Arellano, M. and S. Bond (1991), Some Tests of Speccaton for Panel Data: Monte Carlo Evdence and an Applcaton To Employment Equatons, Revew of Economc Studes 58, 277-298. Baba, N. (2009), Increased Presence of Foregn Investors and Dvdend Polcy of Japanese Frms, Pacfc-Basn Fnance Journal 17, 163-17. Baker, H.Kent., E. Theodore Vet, and Gary E. Powell (2001), Factors Influencng Dvdend Polcy Decsons of Nasdaq Frms, Fnancal Revew 38 (3), 19-38 Baker, H.Kent, Samr Sadd, Shantanu Dutta and Devnder Gandh (2007), The Percepton of Dvdends by Canadan Managers: New survey evdence, Internatonal Journal of Manageral Fnance 3(1), 70-91. Bhattacharya (1979), Imperfect Informaton, Dvdend Polcy and the Brd In The Hand Fallacy, Bell Journal of Economcs 10, 259 270. Dương Kha (2012), Chính sách cổ tức của các doanh nghệp VN trong mô trường thuế, lạm phát và dễn bến thị trường vốn, Tạp chí Phát trển và hộ nhập, tháng 1/2 năm 2012 Eckbo, Verma (199), Manageral Shareownershp, Votng Power, and Cash Dvdend Polcy, Journal of Corporate Fnance 1, 33 62. Easterbrook, Frank H, (198), Two Agency- Cost Explanatons of Dvdends, Amercan Economc Revew 7(), 650 659 86 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 23 (33) - Tháng 07-08/2015