Tác động của độ mở kinh tế đến tăng trưởng địa phương: Vai trò của thương mại, FDI và vốn con người tại Vùng kinh tế trọng điểm miền Trung

ThS. Lương Xuân Thành

Trường Đại học Công nghệ thông tin và Truyền thông Việt - Hàn, Đại học Đà Nẵng

Email: [email protected]

Tóm tắt

Nghiên cứu đánh giá tác động của độ mở kinh tế đến tăng trưởng tại 5 tỉnh thuộc Vùng kinh tế trọng điểm miền Trung giai đoạn 2009-2025. Độ mở kinh tế được đo lường thông qua xuất nhập khẩu và tỷ lệ FDI/GRDP. Sử dụng dữ liệu bảng cân bằng gồm 85 quan sát và mô hình tác động cố định với sai số chuẩn Driscoll-Kraay, kết quả nghiên cứu cho thấy, xuất nhập khẩu có tác động dương và tương đối ổn định đến tăng trưởng GRDP, trong khi tác động của FDI chưa thực sự bền vững. Các kiểm định độ bền tiếp tục khẳng định vai trò của thương mại và cho thấy hiệu quả FDI phụ thuộc vào năng lực hấp thụ của địa phương.

Từ khóa: Độ mở kinh tế, tăng trưởng địa phương, thương mại quốc tế, FDI, vốn con người

Abstract

This study evaluates the impact of economic openness on economic growth in five provinces within the Central Key Economic Region of Viet Nam during the 2009-2025 period. Economic openness is measured by trade volume (exports and imports) and the ratio of foreign direct investment (FDI) to gross regional domestic product (GRDP). Using a balanced panel dataset of 85 observations and a fixed-effects model with Driscoll-Kraay standard errors, the findings indicate that international trade has a positive and relatively stable effect on GRDP growth, whereas the impact of FDI is not consistently sustained over time. Robustness tests further confirm the importance of trade while suggesting that FDI effectiveness depends on the absorptive capacity of individual provinces.

Keywords: Economic openness, regional economic growth, international trade, foreign direct investment (FDI), human capital

GIỚI THIỆU

Trong bối cảnh hội nhập kinh tế sâu rộng, độ mở kinh tế được xem là động lực quan trọng thúc đẩy tăng trưởng thông qua thương mại quốc tế và đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI). Tuy nhiên, hiệu quả của các kênh này phụ thuộc đáng kể vào chất lượng thể chế và năng lực hấp thụ của nền kinh tế. Tại Việt Nam, bằng chứng thực nghiệm về tác động của thương mại và FDI đến tăng trưởng còn chưa thống nhất, đặc biệt ở cấp vùng. Vì vậy, nghiên cứu phân tích tác động của xuất nhập khẩu và FDI/GRDP đến tăng trưởng GRDP của 5 tỉnh thuộc Vùng kinh tế trọng điểm miền Trung giai đoạn 2009-2025, đồng thời xem xét vai trò của vốn con người.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT

Độ mở kinh tế và tăng trưởng là chủ đề quan trọng trong kinh tế học phát triển. Thương mại quốc tế có thể thúc đẩy tăng trưởng thông qua mở rộng thị trường, nâng cao hiệu quả phân bổ nguồn lực và lan tỏa công nghệ (Frankel và Romer, 1999; Edwards, 1998; Grossman và Helpman, 1991). Tuy nhiên, tác động của độ mở không đồng nhất mà phụ thuộc vào điều kiện thể chế và đặc điểm của nền kinh tế (Rodríguez và Rodrik, 2001).

FDI là kênh quan trọng của hội nhập kinh tế, có khả năng bổ sung vốn, công nghệ và kỹ năng quản trị. Tuy nhiên, hiệu quả của FDI phụ thuộc vào năng lực hấp thụ, đặc biệt là vốn con người và điều kiện thể chế (Borensztein và cộng sự, 1998; De Mello, 1999; Alfaro và cộng sự, 2004). Các lý thuyết tăng trưởng cũng nhấn mạnh vai trò của vốn con người và thể chế đối với tăng trưởng dài hạn (Lucas, 1988; Romer, 1990; North, 1990).

Tại Việt Nam, các nghiên cứu của Nguyễn, Đ. H., Phạm, T. N. S. (2022), Nguyễn, V. C. (2022), Nguyễn, T. T., Nguyễn, Đ. T. (2024), Nguyễn T. T. (2025) cho thấy tác động của thương mại và FDI đến tăng trưởng chưa thống nhất. Tuy nhiên, chưa có nghiên cứu nào đồng thời xem xét thương mại, FDI và vai trò điều tiết của vốn con người tại Vùng kinh tế trọng điểm miền Trung bằng mô hình Driscoll-Kraay kết hợp phân tích ngưỡng và tác động biên. Từ khoảng trống đó, nghiên cứu đánh giá tác động của xuất nhập khẩu và FDI/GRDP đến tăng trưởng GRDP của 5 tỉnh trong vùng giai đoạn 2009-2025, đồng thời làm rõ vai trò điều kiện hóa của vốn con người.

PHƯƠNG PHÁP VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU

Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng cân bằng của 5 tỉnh thuộc Vùng kinh tế trọng điểm miền Trung giai đoạn 2009-2025 với 85 quan sát. Biến phụ thuộc là lny (logarit GRDP theo giá so sánh 2010). Độ mở kinh tế được đo lường qua lnxnk (logarit tổng kim ngạch xuất nhập khẩu) và fdisogrdp (tỷ lệ FDI/GRDP). Việc lựa chọn 2 biến này dựa trên các nghiên cứu cho rằng thương mại và FDI có thể thúc đẩy tăng trưởng thông qua mở rộng thị trường, chuyển giao vốn và công nghệ, nhưng hiệu quả còn phụ thuộc vào thể chế và năng lực hấp thụ của địa phương (Frankel và Romer, 1999; Rodríguez và Rodrik, 2001; Borensztein và cộng sự, 1998).

Mô hình đưa vào 3 biến kiểm soát: hh đại diện cho vốn con người, đo bằng tỷ lệ lao động qua đào tạo; pci phản ánh chất lượng thể chế cấp tỉnh; và lnpopu đại diện cho quy mô thị trường nội địa. Việc lựa chọn các biến này dựa trên Lý thuyết tăng trưởng nội sinh và vai trò của thể chế trong tăng trưởng dài hạn (Lucas, 1988; Mankiw, Romer và Weil, 1992; North, 1990; Rodrik, Subramanian và Trebbi, 2004).

Mô hình cơ sở được thiết lập như sau:

lny_it = α + β₁ lnxnk_it + β₂ fdisogrdp_it + β₃ hh_it + β₄ pci_it + β₅ lnpopu_it + μ_i + ε_it

Trong đó, ilà tỉnh, t là năm, μ_i phản ánh đặc điểm riêng không quan sát được của từng tỉnh và ε_it là sai số ngẫu nhiên. 2 hệ số trọng tâm là β₁ và β₂, lần lượt phản ánh tác động của thương mại và FDI đến tăng trưởng địa phương. Nghiên cứu thực hiện các kiểm định chẩn đoán như phương sai thay đổi, tự tương quan Wooldridge, VIF, Hausman, tác động cá thể và phụ thuộc chéo Pesaran. Trên cơ sở đó, mô hình tác động cố định với sai số chuẩn Driscoll-Kraay được sử dụng làm ước lượng chính.

Để kiểm tra vai trò điều kiện hóa của vốn con người, nghiên cứu ước lượng mô hình tương tác:

lny_it = α + β₁ c_lnxnk_it + β₂ c_fdi_it + β₃ c_hh_it + β₄c_xnk_hh_it + β₅pci_it + β₆lnpopu_it + μ_i + ε_it

Trong đó, c_xnk_hh cho biết tác động của thương mại đến tăng trưởng thay đổi như thế nào khi vốn con người thay đổi. Ngoài ra, nghiên cứu tính tác động biên của lnxnk, kiểm định ngưỡng theo hh và kiểm tra quan hệ phi tuyến giữa thương mại và tăng trưởng bằng mô hình:

lny_it = α + β₁ lnxnk_it + β₂lnxnk2_it + β₃fdisogrdp_it + β₄hh_it + β₅pci_it + β₆lnpopu_it + μ_i + ε_it

Nếu β₁ > 0 và β₂ < 0 , quan hệ giữa thương mại và tăng trưởng có dạng chữ U ngược, với điểm ngoặt:

lnxnk*= -β₁ / 2β₂

Cuối cùng, nghiên cứu kiểm định độ bền bằng cách thay đổi độ trễ Driscoll-Kraay, loại từng tỉnh khỏi mẫu, loại giai đoạn COVID-19, thay biến phụ thuộc bằng GRDP bình quân đầu người, hồi quy phân vị 0,5 và mô hình IV-FE để xử lý khả năng nội sinh của lnxnk.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Thống kê mô tả và phân tích sơ bộ

Bảng 1: Thống kê mô tả các biến trong mô hình

Nguồn: Tính toán từ dữ liệu nghiên cứu

Bảng 1 trình bày thống kê mô tả cho 85 quan sát của 5 tỉnh Vùng kinh tế trọng điểm miền Trung trong giai đoạn 2009-2025. Biến phụ thuộc lny có giá trị trung bình 10,65344, cho thấy quy mô GRDP giữa các tỉnh có sự khác biệt nhất định nhưng không quá lớn. Biến lnxnk đạt trung bình 9,422628, phản ánh mức độ mở thương mại tương đối cao. Biến fdisogrdp có giá trị trung bình dao động từ 0,044456 đến 7,58187. Vốn con người (hh) biến động khá mạnh, từ 9,1% đến 51,2%. Chỉ số PCI trung bình đạt 64,31985, cho thấy chất lượng thể chế ở mức khá. Quy mô dân số (lnpopu) tương đối ổn định giữa các tỉnh.

Bảng 2: Ma trận tương quan giữa các biến

Nguồn: Tính toán từ dữ liệu nghiên cứu

Bảng 2 cho thấy, lny có tương quan dương và có ý nghĩa thống kê với hầu hết các biến, trong đó mạnh nhất là với Độ mở kinh tế lnxnk với hệ số 0,8049, tiếp đến là Vốn con người hh 0,6631 và Chất lượng thể chế pci 0,6279. Điều này hàm ý các tỉnh có độ mở thương mại, chất lượng lao động và thể chế cao thường gắn với mức tăng trưởng kinh tế cao hơn. Biến fdisogrdp tương quan dương với lny nhưng mức độ thấp hơn. Một số cặp biến độc lập có tương quan khá cao, như lnxnk–hh và hh–pci, do đó cần kiểm tra thêm đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy.

Lựa chọn mô hình và các kiểm định chẩn đoán

Trước khi ước lượng mô hình, nghiên cứu tiến hành các kiểm định chẩn đoán nhằm đánh giá tính phù hợp của dữ liệu và lựa chọn phương pháp ước lượng thích hợp. Kết quả kiểm định Wald cho giá trị Chi2(5) = 5,62 với p-value = 0,3453, cho thấy không có bằng chứng về hiện tượng phương sai thay đổi theo nhóm. Kiểm định Wooldridge cho kết quả F(1,4) = 24,048 với p-value = 0,0080, phản ánh sự tồn tại của tự tương quan bậc một trong dữ liệu bảng. Hệ số VIF trung bình đạt 3,18, thấp hơn ngưỡng cảnh báo, cho thấy mô hình không gặp vấn đề đa cộng tuyến nghiêm trọng. Đồng thời, kiểm định Pesaran có p-value = 0,5383, nên chưa phát hiện hiện tượng phụ thuộc chéo giữa các tỉnh.

Đối với lựa chọn mô hình, kiểm định Hausman cho kết quả Chi2(5) = 1,15 với p-value = 0,9499, chưa bác bỏ giả thuyết mô hình tác động ngẫu nhiên. Tuy nhiên, kiểm định tác động cá thể cho kết quả F(4,75) = 95,65 với p-value = 0,0000, khẳng định sự tồn tại của khác biệt đặc thù giữa các địa phương. Bên cạnh đó, do mô hình tồn tại tự tương quan, nghiên cứu sử dụng mô hình tác động cố định kết hợp sai số chuẩn Driscoll-Kraay (DK-FE) nhằm bảo đảm tính vững của các ước lượng và độ tin cậy của suy luận thống kê. Kết quả mô hình cuối cùng cho thấy, Wald chi2(6) = 64,32 với p-value = 0,0000, khẳng định mô hình có ý nghĩa thống kê tổng thể và phù hợp để phân tích tác động của độ mở kinh tế đến tăng trưởng kinh tế địa phương.

Kết quả ước lượng mô hình tác động cố định với sai số chuẩn Driscoll-Kraay (DK-FE)

Bảng 3: Kết quả hồi quy tác động cố định với sai số chuẩn Driscoll-Kraay

Thông tin mô hình: Số quan sát = 85; Số nhóm = 5; F(5,16) = 210,13; Prob > F = 0,0000; Within R-squared = 0,9101.

Ghi chú: Biến phụ thuộc là lny, đại diện cho tăng trưởng kinh tế đo bằng logarit GRDP theo giá 2010.

Nguồn: Tính toán từ dữ liệu nghiên cứu

Bảng 3 trình bày kết quả ước lượng mô hình tác động cố định với sai số chuẩn Driscoll-Kraay. Kết quả cho thấy, mô hình có ý nghĩa thống kê chung với Prob > F = 0,0000 và hệ số Within R-squared đạt 0,9101, phản ánh khả năng giải thích khá cao của mô hình. Biến lnxnk có hệ số dương 0,070030 và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, cho thấy Xuất nhập khẩu có tác động tích cực đến Tăng trưởng kinh tế; khi tổng kim ngạch xuất nhập khẩu tăng 1%, GRDP có xu hướng tăng khoảng 0,07%. Biến fdisogrdp có hệ số dương 0,013054 nhưng chỉ có ý nghĩa ở mức 10%, hàm ý FDI/GRDP có tác động cùng chiều song bằng chứng thống kê chưa thật sự mạnh. Các biến kiểm soát hh, pci và lnpopu đều tác động dương và có ý nghĩa thống kê, cho thấy Vốn con người, Chất lượng thể chế và Quy mô thị trường góp phần thúc đẩy Tăng trưởng kinh tế địa phương.

Phân tích mô hình tương tác và tác động biên

Kết quả ước lượng từ mô hình DK-FE cho thấy tác động của độ mở kinh tế đến tăng trưởng phụ thuộc vào chất lượng vốn con người. Hệ số của biến Xuất nhập khẩu (lnxnk) đạt 0,0446 nhưng chưa có ý nghĩa thống kê, trong khi hệ số tương tác giữa Xuất nhập khẩu và Vốn con người mang dấu âm và có ý nghĩa ở mức 1% (β = -0,0070). Điều này cho thấy tác động tích cực của thương mại đến tăng trưởng giảm dần khi tỷ lệ lao động qua đào tạo tăng lên.

Phân tích tác động biên cho thấy khi Vốn con người thấp hơn mức trung bình một độ lệch chuẩn (sd = 11,04954), tác động của Xuất nhập khẩu đến tăng trưởng đạt 0,1224 và có ý nghĩa ở mức 1%. Ngược lại, khi Vốn con người cao hơn mức trung bình một độ lệch chuẩn, hệ số tác động biên giảm xuống -0,0332 và không còn ý nghĩa thống kê. Kết quả cho thấy lợi ích từ hội nhập thương mại rõ nét hơn ở các địa phương có Vốn con người thấp.

Đối với FDI, hệ số ước lượng đạt 0,0382 và có ý nghĩa ở mức 1%, song hiệu quả vẫn phụ thuộc vào năng lực hấp thụ của địa phương. Nhìn chung, Vốn con người đóng vai trò điều kiện hóa quan trọng trong việc chuyển hóa các lợi ích từ hội nhập kinh tế thành Tăng trưởng GRDP.

Kiểm định ngưỡng vốn con người

Kết quả mô hình ngưỡng với HH = 31,81% cho thấy, Xuất nhập khẩu có tác động tích cực đến tăng trưởng ở cả 2 nhóm địa phương. Hệ số của lnxnk đạt 0,0669 ở nhóm Vốn con người thấp và 0,0651 ở nhóm Vốn con người cao, đều có ý nghĩa thống kê ở mức 10%.

Tuy nhiên, kiểm định khác biệt hệ số cho kết quả F = 0,19; p = 0,6669, cho thấy chưa có bằng chứng thống kê về sự khác biệt tác động của Xuất nhập khẩu giữa 2 nhóm. Điều này hàm ý vốn con người chưa tạo ra hiệu ứng ngưỡng rõ rệt đối với mối quan hệ giữa thương mại và tăng trưởng.

Các biến Vốn con người (β = 0,0231), Chất lượng thể chế (β = 0,0171) và Quy mô thị trường (β = 0,7932) đều tác động dương và có ý nghĩa ở mức 1%, trong khi FDI/GRDP mang dấu âm (β = -0,0133) và chỉ có ý nghĩa ở mức 10%. Nhìn chung, kết quả kiểm định ngưỡng không cho thấy sự khác biệt đáng kể giữa các nhóm Vốn con người; do đó, vai trò điều kiện hóa của Vốn con người được thể hiện rõ hơn qua mô hình tương tác và phân tích tác động biên.

Kiểm định phi tuyến tác động của xuất nhập khẩu đến tăng trưởng

Kết quả ước lượng mô hình DK-FE với biến bậc 2 cho thấy mối quan hệ giữa Xuất nhập khẩu và Tăng trưởng GRDP có dạng phi tuyến hình chữ U ngược. Cụ thể, hệ số của lnxnk mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (β = 1,5895; p = 0,004), trong khi hệ số của lnxnk² mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (β = -0,0807; p = 0,005). Kết quả này cho thấy, Xuất nhập khẩu thúc đẩy Tăng trưởng kinh tế địa phương, nhưng tác động cận biên giảm dần khi quy mô thương mại tăng lên.

Điểm ngoặt của mối quan hệ được xác định tại lnxnk ≈ 9,85*, nằm trong khoảng giá trị quan sát của biến xuất nhập khẩu (8,36-10,35), cho thấy kết quả có ý nghĩa thực nghiệm. Điều này hàm ý thương mại tiếp tục đóng vai trò quan trọng đối với tăng trưởng, song hiệu quả tăng trưởng không gia tăng vô hạn theo quy mô xuất nhập khẩu. Khi vượt qua một ngưỡng nhất định, lợi ích cận biên từ mở rộng thương mại có xu hướng giảm dần.

Đối với các biến kiểm soát, Vốn con người (β = 0,0225; p < 0,01), Chất lượng thể chế (β = 0,0172; p < 0,01) và Quy mô thị trường (β = 0,9906; p < 0,01) đều có tác động tích cực đến Tăng trưởng kinh tế. Trong khi đó, biến FDI/GRDP mang dấu dương nhưng không có ý nghĩa thống kê (β = 0,0090; p = 0,329), cho thấy tác động của FDI kém ổn định hơn so với thương mại. Kết quả này gợi ý các địa phương cần chuyển từ mở rộng quy mô thương mại sang nâng cao chất lượng xuất khẩu, giá trị gia tăng và năng lực liên kết sản xuất để duy trì tăng trưởng bền vững.

Kiểm định độ bền

Kết quả kiểm định độ bền cho thấy, tác động của độ mở thương mại đến tăng trưởng kinh tế tương đối ổn định qua các đặc tả mô hình. Hệ số lnxnk luôn mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê, dao động từ 0,0700 đến 0,1103 trong các mô hình DK-FE, IV-FE và đặc tả thay thế; riêng hồi quy phân vị cho hệ số cao hơn (0,4676; p < 0,01). Điều này củng cố bằng chứng rằng xuất nhập khẩu là động lực quan trọng thúc đẩy tăng trưởng GRDP tại các tỉnh thuộc Vùng kinh tế trọng điểm miền Trung.

Ngược lại, tác động của FDI/GRDP kém ổn định hơn. Hệ số của biến này chỉ dao động từ 0,0131 đến 0,0150 và chỉ có ý nghĩa trong một số mô hình như DK-FE, IV-FE và DK-FE lag(2), nhưng không có ý nghĩa khi thay đổi mẫu hoặc phương pháp ước lượng. Như vậy, thương mại là kênh độ mở có tác động nhất quán hơn, trong khi hiệu quả của FDI phụ thuộc nhiều hơn vào đặc điểm dữ liệu và năng lực hấp thụ của địa phương.

Thảo luận

Kết quả nghiên cứu cho thấy, độ mở kinh tế có tác động đến Tăng trưởng của các tỉnh thuộc Vùng kinh tế trọng điểm miền Trung, nhưng mức độ và tính ổn định khác nhau giữa thương mại và FDI. Đối với thương mại, hệ số lnxnk mang dấu dương trong mô hình cơ sở và tiếp tục duy trì ý nghĩa thống kê qua nhiều kiểm định độ bền. Kết quả này phù hợp với Frankel và Romer (1999), Edwards (1998), Grossman và Helpman (1991), theo đó thương mại có thể thúc đẩy tăng trưởng thông qua mở rộng thị trường, tăng cạnh tranh, cải thiện phân bổ nguồn lực và lan tỏa công nghệ. Tuy nhiên, kiểm định phi tuyến cho thấy, tác động của Xuất nhập khẩu có dạng chữ U ngược, khi lnxnk dương còn lnxnk2 âm và đều có ý nghĩa thống kê. Điểm ngoặt ước tính khoảng 9,85 hàm ý rằng mở rộng thương mại vẫn có tác động tích cực, nhưng hiệu quả cận biên giảm dần khi quy mô xuất nhập khẩu đạt mức cao hơn. Do đó, tăng trưởng không thể chỉ dựa vào mở rộng kim ngạch, mà cần nâng cao chất lượng thương mại, giá trị gia tăng và liên kết nội địa.

Ngược lại, tác động của FDI kém ổn định hơn. Trong mô hình cơ sở, fdisogrdp có tác động dương nhưng mức ý nghĩa chưa cao, trong khi ở một số kiểm định độ bền và mô hình phi tuyến biến này không còn ý nghĩa thống kê. Kết quả này tương thích với Borensztein và cộng sự (1998), Alfaro và cộng sự (2004), De Mello (1999), Carkovic và Levine (2005), khi cho rằng FDI phụ thuộc vào năng lực hấp thụ, vốn con người, thị trường tài chính và thể chế.

Vai trò điều kiện hóa của vốn con người cũng đáng chú ý. Hệ số c_xnk_hh âm không hàm ý vốn con người làm giảm tăng trưởng, bởi hh vẫn có tác động dương. Kết quả này cho thấy khi địa phương đạt mức độ mở và vốn con người cao hơn, tăng trưởng cần dựa nhiều hơn vào năng suất, công nghệ, chất lượng thương mại và cải thiện thể chế.

KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH

Kết luận

Nghiên cứu đánh giá tác động của độ mở kinh tế đến tăng trưởng GRDP của 5 tỉnh thuộc Vùng kinh tế trọng điểm miền Trung giai đoạn 2009-2025 thông qua 2 kênh chính là thương mại quốc tế và FDI. Kết quả cho thấy, lnxnk có tác động dương và tương đối bền vững đến tăng trưởng trong mô hình cơ sở cũng như các kiểm định độ bền. Đáng chú ý, kiểm định phi tuyến cho thấy quan hệ giữa xuất nhập khẩu và tăng trưởng có dạng chữ U ngược, với điểm ngoặt ước tính của lnxnk khoảng 9,85. Điều này hàm ý thương mại vẫn là động lực quan trọng, nhưng hiệu quả cận biên có xu hướng giảm khi quy mô xuất nhập khẩu đạt mức cao hơn.

Đối với FDI, tác động nhìn chung kém ổn định hơn so với thương mại, cho thấy FDI không tự động chuyển hóa thành tăng trưởng nếu thiếu điều kiện hấp thụ phù hợp. Bên cạnh đó, mô hình tương tác cho thấy vốn con người có vai trò điều kiện hóa trong mối quan hệ giữa thương mại và tăng trưởng.

Hàm ý chính sách

Từ kết quả nghiên cứu, có thể rút ra một số hàm ý chính sách nhằm phát huy hiệu quả của hội nhập kinh tế, nâng cao chất lượng tăng trưởng và tăng cường năng lực cạnh tranh của các địa phương trong vùng. Theo đó, các tỉnh cần tiếp tục thúc đẩy xuất nhập khẩu, nhưng chuyển trọng tâm từ mở rộng quy mô sang nâng cao chất lượng thương mại, gia tăng hàm lượng giá trị gia tăng trong sản phẩm xuất khẩu, phát triển hệ thống logistics hiện đại, công nghiệp hỗ trợ và tăng cường liên kết giữa doanh nghiệp FDI với doanh nghiệp trong nước nhằm nâng cao năng lực tham gia chuỗi giá trị toàn cầu. Chính sách thu hút FDI cũng cần chuyển từ ưu tiên số lượng sang lựa chọn các dự án có hàm lượng công nghệ cao, thân thiện với môi trường, có khả năng chuyển giao công nghệ, phát triển nguồn nhân lực và tạo liên kết với khu vực kinh tế địa phương để nâng cao năng suất tổng hợp.

Đồng thời, các địa phương cần tiếp tục đầu tư nâng cao chất lượng vốn con người thông qua đào tạo nghề, phát triển kỹ năng lao động và đổi mới sáng tạo; cải thiện chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh (PCI), đẩy mạnh cải cách thủ tục hành chính, nâng cao chất lượng hạ tầng và môi trường kinh doanh. Những giải pháp này sẽ góp phần nâng cao năng lực hấp thụ các nguồn lực từ hội nhập quốc tế, chuyển hóa độ mở kinh tế thành động lực tăng trưởng bền vững, đồng thời nâng cao sức chống chịu và khả năng cạnh tranh của nền kinh tế địa phương trong bối cảnh biến động của thương mại và đầu tư toàn cầu.

Tài liệu tham khảo:

1. Alfaro, L., Chanda, A., Kalemli-Ozcan, S., & Sayek, S. (2004). FDI and economic growth: The role of local financial markets. Journal of International Economics, 64(1), 89-112. https://doi.org/10.1016/S0022-1996(03)00081-3

2. Borensztein, E., De Gregorio, J., & Lee, J. W. (1998). How does foreign direct investment affect economic growth? Journal of International Economics, 45(1), 115-135. https://doi.org/10.1016/S0022-1996(97)00033-0

3. Carkovic, M., & Levine, R. (2005). Does foreign direct investment accelerate economic growth? In T. H. Moran, E. M. Graham, & M. Blomström (Eds.), Does foreign direct investment promote development? (pp. 195-220). Institute for International Economics.

4. De Mello, L. R. (1999). Foreign direct investment-led growth: Evidence from time series and panel data. Oxford Economic Papers, 51(1), 133-151. https://doi.org/10.1093/oep/51.1.133

5. Edwards, S. (1998). Openness, productivity and growth: What do we really know? The Economic Journal, 108(447), 383-398. https://doi.org/10.1111/1468-0297.00293

6. Frankel, J. A., & Romer, D. H. (1999). Does trade cause growth? American Economic Review, 89(3), 379-399. https://doi.org/10.1257/aer.89.3.379

7. Grossman, G. M., & Helpman, E. (1991). Trade, knowledge spillovers, and growth. European Economic Review, 35(2-3), 517-526. https://doi.org/10.1016/0014-2921(91)90153-A

8. Lucas, R. E. (1988). On the mechanics of economic development. Journal of Monetary Economics, 22(1), 3-42. https://doi.org/10.1016/0304-3932(88)90168-7

9. Mankiw, N. G., Romer, D., & Weil, D. N. (1992). A contribution to the empirics of economic growth. The Quarterly Journal of Economics, 107(2), 407-437. https://doi.org/10.2307/2118477

10. Nguyễn, Đ. H., & Phạm, T. N. S. (2022). Tác động của độ mở thương mại và vốn con người đến tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam. Tạp chí Nghiên cứu Kinh tế, 532, 38-49.

11. Nguyễn, T. T. (2025). Tác động của độ mở thương mại đến tăng trưởng kinh tế ở các nước ASEAN giai đoạn 2000-2023. Tạp chí Kinh tế - Tài chính.

12. Nguyễn, T. T., & Nguyễn, Đ. T. (2024). Tác động của FDI và độ mở thương mại đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam: Kết quả từ mô hình ARDL. Tạp chí Quản lý và Kinh tế Quốc tế, 164. https://doi.org/10.38203/jiem.vi.032023.1053

13. Nguyễn, V. C. (2022). Độ mở thương mại, phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế: Nghiên cứu trường hợp tại Đông Nam Á và Đông Á. Tạp chí Quản lý và Kinh tế Quốc tế, 145.

14. North, D. C. (1990). Institutions, institutional change and economic performance. Cambridge University Press.

15. Rodríguez, F., & Rodrik, D. (2001). Trade policy and economic growth: A skeptic’s guide to the cross-national evidence. NBER Macroeconomics Annual, 15, 261-338. https://doi.org/10.1086/654419

16. Rodrik, D., Subramanian, A., & Trebbi, F. (2004). Institutions rule: The primacy of institutions over geography and integration in economic development. Journal of Economic Growth, 9(2), 131-165. https://doi.org/10.1023/B:JOEG.0000031425.72248.85

17. Romer, P. M. (1990). Endogenous technological change. Journal of Political Economy, 98(5), S71-S102. https://doi.org/10.1086/261725