Thương mại quốc tế, FDI và mối quan hệ với quy mô GRDP thực cấp tỉnh ở Việt Nam: Trường hợp 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 xem xét mối liên hệ giữa thương mại quốc tế, đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) và GRDP thực tại 5 địa bàn thuộc Vùng kinh tế trọng điểm miền Trung giai đoạn 2009-2025, với 85 quan sát. GRDP và thương mại được đo bằng logarit giá trị thực; FDI được đo bằng tỷ lệ FDI/GRDP. Mô hình kiểm soát vốn con người, thể chế và dân số. Ước lượng tác động cố định với sai số chuẩn Driscoll-Kraay cho thấy, thương mại có mối liên hệ dương, có ý nghĩa thống kê với GRDP, trong khi mối liên hệ của FDI với GRDP kém ổn định giữa các đặc tả. Các ước lượng IV/GMM, hồi quy phân vị và các đặc tả thay thế được sử dụng để đánh giá độ nhạy của kết quả. Kết quả được diễn giải theo quan hệ có điều kiện, đồng thời nhấn mạnh vai trò của vốn con người và thể chế địa phương.

Từ khóa: Thương mại quốc tế, FDI, GRDP thực, dữ liệu bảng, Vùng kinh tế trọng điểm miền Trung

Abstract

This study examines the relationship between international trade, foreign direct investment (FDI), and real gross regional domestic product (GRDP) across five localities in the Central Key Economic Region of Viet Nam over the 2009-2025 period, using 85 observations. GRDP and trade are measured as the logarithms of their real values, while FDI is measured as the FDI-to-GRDP ratio. The model controls for human capital, institutional quality, and population. Fixed-effects estimates with Driscoll-Kraay standard errors show that trade is positively and statistically significantly associated with GRDP, whereas the relationship between FDI and GRDP is less stable across model specifications. Instrumental variable/generalized method of moments (IV/GMM) estimates, quantile regression, and alternative specifications are used to assess the robustness of the results. The findings are interpreted in terms of conditional relationships and highlight the roles of human capital and local institutions.

Keywords: International trade, FDI, real GRDP, panel data, Central Key Economic Region

GIỚI THIỆU

Thương mại quốc tế và FDI là 2 kênh quan trọng qua đó hội nhập kinh tế có thể tác động đến quy mô GRDP thực của địa phương. Tuy nhiên, mức độ chuyển hóa các lợi ích này còn phụ thuộc vào vốn con người, chất lượng thể chế và khả năng hấp thụ. Vùng kinh tế trọng điểm miền Trung gồm 5 địa bàn lịch sử, có sự khác biệt đáng kể về thương mại, thu hút FDI và điều kiện hấp thụ, tạo cơ sở phù hợp cho phân tích cấp vùng. Nghiên cứu xem xét đồng thời thương mại, FDI, vốn con người, thể chế và quy mô thị trường; đồng thời sử dụng các ước lượng thay thế để kiểm tra nội sinh, khác biệt theo phân vị và hiệu ứng thời gian. Biến phụ thuộc được xác định là logarit GRDP thực, không phải tốc độ tăng trưởng hằng năm.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT

Khung phân tích dựa trên Lý thuyết tăng trưởng tân cổ điển và tăng trưởng nội sinh, theo đó sản lượng chịu ảnh hưởng của vốn, lao động, công nghệ và vốn con người (Mankiw và cộng sự, 1992; Romer, 1990). Trong nền kinh tế mở, thương mại có thể cải thiện năng suất thông qua chuyên môn hóa, mở rộng thị trường, tiếp cận đầu vào và lan tỏa tri thức (Frankel và Romer, 1999; Edwards, 1998). Chất lượng thể chế có thể ảnh hưởng đến khả năng chuyển hóa các nguồn lực và cơ hội từ hội nhập thành kết quả kinh tế (North, 1990).

Về đo lường, nghiên cứu sử dụng LTRD - là logarit tổng xuất khẩu và nhập khẩu thực, để phản ánh quy mô thương mại quốc tế, thay vì tỷ lệ thương mại/GRDP. Cách đo này hạn chế tương quan cơ học khi GRDP đồng thời xuất hiện ở biến phụ thuộc và mẫu số của biến giải thích. Trong đặc tả log-log, hệ số LTRD được diễn giải là độ co giãn của GRDP thực theo quy mô thương mại.

FDI có thể bổ sung vốn, công nghệ và tăng liên kết sản xuất, nhưng hiệu quả phụ thuộc vào vốn con người, thể chế và năng lực hấp thụ của địa phương (Alfaro và cộng sự, 2004; Carkovic và Levine, 2005). Các nghiên cứu tại Việt Nam cũng cho thấy tác động của thương mại và FDI chưa thống nhất (Nguyễn, V. C., 2022; Nguyễn, T. T. và Nguyễn, Đ. T., 2024).

Nghiên cứu bổ sung bằng chứng cho Vùng kinh tế trọng điểm miền Trung bằng cách xem xét đồng thời thương mại, FDI và các điều kiện hấp thụ, đồng thời sử dụng các đặc tả thay thế để đánh giá nội sinh, tính dị biệt và ảnh hưởng của các cú sốc chung theo thời gian.

PHƯƠNG PHÁP VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU

Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng cân bằng của 5 địa bàn lịch sử thuộc Vùng kinh tế trọng điểm miền Trung giai đoạn 2009-2025. Để bảo đảm tính nhất quán theo thời gian, đơn vị quan sát được cố định theo ranh giới hành chính đến ngày 30/6/2025 gồm Thừa Thiên Huế/TP. Huế, Đà Nẵng, Quảng Nam, Quảng Ngãi và Bình Định trước sắp xếp. Các đơn vị hành chính mới hoạt động từ ngày 1/7/2025 không được thiết lập thành đơn vị bảng mới. Số liệu năm 2025 được tổng hợp theo địa bàn lịch sử từ các báo cáo thống kê có phân tổ; riêng PCI 2025 được công bố theo 34 đơn vị hành chính sau sắp xếp, do đó hạn chế về khả năng so sánh với ranh giới lịch sử được lưu ý khi diễn giải kết quả (VCCI, 2026).

Biến phụ thuộc LGRP là logarit GRDP thực theo giá so sánh 2010. LTRD đo logarit tổng xuất khẩu và nhập khẩu thực; FSHR là tỷ lệ FDI/GRDP. Các biến kiểm soát gồm HUM đại diện vốn con người, PCI phản ánh chất lượng thể chế và LPOP đại diện quy mô dân số.

Mô hình thực nghiệm được xác định:

LGRP_it = α + β₁LTRD_it + β₂FSHR_it + β₃HUM_it + β₄PCI_it + β₅LPOP_it + μ_i + ε_it

Do LGRP và LTRD ở dạng logarit, β₁ được diễn giải là độ co giãn của GRDP thực theo quy mô thương mại. FSHR tính theo phần trăm nên β₂ phản ánh thay đổi của logarit GRDP khi FDI/GRDP tăng một điểm phần trăm.

Nghiên cứu sử dụng mô hình tác động cố định (FE) với sai số chuẩn Driscoll-Kraay làm đặc tả cơ sở. Do khả năng tồn tại quan hệ ngược giữa GRDP, thương mại và FDI, kết quả FE-DK được diễn giải là mối liên hệ có điều kiện. RE-GLS với AR(1), FE có hiệu ứng năm, IV/GMM và hồi quy phân vị được sử dụng để đánh giá độ nhạy, nội sinh và tính dị biệt của kết quả.

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

Thống kê mô tả tại Bảng 1 cho thấy, mẫu nghiên cứu gồm 85 quan sát. Giá trị trung bình của LGRP và LTRD lần lượt là 10,653 và 9,423, trong khi FSHR đạt trung bình 2,585%. HUM biến thiên từ 9,100-51,200%, phản ánh sự khác biệt đáng kể về tỷ lệ lao động qua đào tạo giữa các địa phương và theo thời gian. PCI có giá trị trung bình 64,320 điểm; LPOP có mức biến động tương đối thấp hơn. Những khác biệt này cung cấp biến thiên cần thiết cho ước lượng dữ liệu bảng, song chưa cho phép suy luận về chiều tác động giữa các biến.

Bảng 2: Ma trận tương quan giữa các biến

Ghi chú: * thể hiện mức ý nghĩa thống kê 5%

Nguồn: Tính toán từ dữ liệu nghiên cứu

Ma trận tương quan ở Bảng 2 cho thấy LGRP có tương quan dương với LTRD, HUM và PCI. Tương quan giữa LTRD và HUM, cũng như giữa HUM và PCI, ở mức tương đối cao; vì vậy, hệ số phóng đại phương sai (VIF) được kiểm tra trước khi ước lượng mô hình. Các hệ số tương quan chỉ phản ánh mức độ liên hệ tuyến tính từng cặp biến và không được sử dụng như bằng chứng về quan hệ nhân quả.

Lựa chọn mô hình và các kiểm định chẩn đoán

Các kiểm định chẩn đoán cho thấy dữ liệu có tự tương quan bậc một (Wooldridge, p = 0,008), trong khi chưa có bằng chứng về phương sai thay đổi theo nhóm (Wald, p = 0,345) và phụ thuộc chéo (Pesaran CD, p = 0,538). Mean VIF = 3,180 cho thấy đa cộng tuyến không ở mức nghiêm trọng. Kiểm định tác động cá thể có ý nghĩa thống kê (p < 0,001), cho thấy cần kiểm soát sự khác biệt đặc thù giữa các địa phương. Kiểm định Hausman không bác bỏ giả thuyết REM cho ước lượng nhất quán (p = 0,950). Tuy nhiên, nghiên cứu lựa chọn FE với sai số chuẩn Driscoll-Kraay (FE-DK) làm đặc tả cơ sở nhằm tập trung vào biến động theo thời gian trong từng địa phương và kiểm soát các đặc trưng bất biến không quan sát được. Việc sử dụng sai số chuẩn Driscoll-Kraay nhằm tăng tính vững của suy luận trước hiện tượng tự tương quan đã được phát hiện. RE-GLS với cấu trúc AR(1) được sử dụng như một đặc tả thay thế để kiểm tra độ nhạy của kết quả. Ngoài ra, FE có hiệu ứng năm được ước lượng để xem xét mức độ nhạy của kết quả trước các cú sốc chung theo thời gian.

Kết quả ước lượng mô hình chính với sai số chuẩn Driscoll-Kraay (FE-DK)

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) = 210,130; Prob > F = 0,000; Within R² = 0,910.

Ghi chú: Biến phụ thuộc là LGRP, đại diện cho logarit GRDP thực theo giá so sánh năm 2010; kết quả phản ánh mối liên hệ với mức GRDP, không phải tốc độ tăng trưởng hằng năm.

Nguồn: Tính toán từ dữ liệu nghiên cứu

Kết quả Bảng 3 cho thấy hệ số của LTRD bằng 0,070 và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Với đặc tả log-log, hệ số này hàm ý rằng tổng giá trị xuất khẩu và nhập khẩu thực tăng 1% gắn với mức GRDP thực cao hơn khoảng 0,070%, khi các yếu tố khác được giữ không đổi. FSHR có hệ số 0,013 và chỉ đạt ý nghĩa ở mức 10%, cho thấy bằng chứng đối với FDI yếu hơn và cần được đối chiếu qua các đặc tả thay thế. HUM, PCI và LPOP đều mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê, phù hợp với lập luận về vai trò của vốn con người, chất lượng điều hành và quy mô thị trường. Do khả năng tồn tại quan hệ 2 chiều chưa được loại trừ hoàn toàn, các hệ số trong Bảng 3 được diễn giải như các mối liên hệ có điều kiện, không phải tác động nhân quả đã được nhận diện.

Phân tích nội sinh và kết quả ước lượng biến công cụ (IV)

Để đánh giá khả năng nội sinh của biến thương mại, nghiên cứu sử dụng IV/GMM với LTRD được công cụ hóa bằng độ trễ một kỳ của chính biến này (L.LTRD). Kết quả trên 80 quan sát cho thấy LTRD tiếp tục có hệ số dương và có ý nghĩa thống kê (β = 0,110; p = 0,014). FSHR cũng mang dấu dương (β = 0,015; p = 0,046), trong khi HUM, PCI và LPOP đều có hệ số dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%.

Các kiểm định nhận dạng cho thấy Kleibergen-Paap rk LM = 23,335 (p < 0,001), bác bỏ giả thuyết mô hình bị nhận dạng dưới. Kleibergen-Paap rk Wald F = 145,021 và Cragg-Donald Wald F = 161,187 cho thấy công cụ có tương quan mạnh với LTRD. Tuy nhiên, do công cụ là độ trễ của chính biến thương mại, các kết quả này không tự thân bảo đảm điều kiện loại trừ. Mô hình xác định đúng, nên không thể sử dụng Hansen J để kiểm định các hạn chế quá xác định.

Kiểm định nội sinh cho χ²(1) = 2,966 với p = 0,085, cho thấy bằng chứng về nội sinh ở mức ý nghĩa 10% nhưng chưa đủ để bác bỏ giả thuyết ngoại sinh ở mức 5%. Vì vậy, IV/GMM được sử dụng như kiểm tra độ nhạy đối với khả năng nội sinh, thay vì cơ sở để khẳng định quan hệ nhân quả. Kết quả này đồng thời cho thấy hệ số dương của thương mại vẫn được duy trì khi thay đổi phương pháp ước lượng.

Kết quả ước lượng mô hình phân vị

Kết quả hồi quy phân vị tại Q25, Q50 và Q75 cho thấy LTRD mang dấu dương ở cả ba phân vị, với hệ số lần lượt là 0,054; 0,070 và 0,085, nhưng chỉ có ý nghĩa thống kê tại Q50 (p < 0,10). Điều này cho thấy mối liên hệ giữa quy mô thương mại và GRDP thực thể hiện rõ hơn quanh trung vị của phân phối LGRP có điều kiện, trong khi bằng chứng tại Q25 và Q75 chưa đủ mạnh về mặt thống kê. Các phân vị phản ánh vị trí trong phân phối LGRP có điều kiện, không phải các nhóm địa phương cố định.

FSHR có hệ số dương tại cả 3 phân vị nhưng không có ý nghĩa thống kê, cho thấy mối liên hệ giữa FDI và GRDP thực chưa ổn định. Ngược lại, HUM và PCI duy trì hệ số dương và có ý nghĩa thống kê ở cả ba phân vị; LPOP cũng mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê. Nhìn chung, kết quả cho thấy mức độ liên hệ của các yếu tố với GRDP thực có sự khác biệt dọc theo phân phối có điều kiện, đặc biệt đối với thương mại và FDI.

Kiểm định độ bền

Bảng 4: Kiểm định độ bền bằng các đặc tả thay thế

Ghi chú: Sai số chuẩn trong ngoặc đơn. * p < 0,10; ** p < 0,05; *** p < 0,01. Các đặc tả thay thế được sử dụng để đánh giá mức độ nhạy của hệ số đối với cấu trúc sai số, hiệu ứng thời gian và lựa chọn độ trễ của sai số chuẩn Driscoll-Kraay.

Nguồn: Tính toán từ dữ liệu nghiên cứu

Kết quả kiểm định độ nhạy tại Bảng 4 cho thấy hệ số LTRD dương trong RE-GLS AR(1) và các đặc tả FE-DK với lựa chọn độ trễ khác nhau. Tuy nhiên, khi đưa hiệu ứng năm vào mô hình, hệ số LTRD chuyển sang âm và có ý nghĩa thống kê. Sự thay đổi này cho thấy kết luận về thương mại nhạy cảm với việc kiểm soát các cú sốc chung theo thời gian; do đó, không phù hợp khi mô tả kết quả là hoàn toàn bền vững giữa các đặc tả. Hệ số FSHR cũng thay đổi về mức ý nghĩa thống kê. Nhìn tổng thể, bằng chứng cơ sở ủng hộ mối liên hệ dương giữa quy mô thương mại và GRDP thực, nhưng độ lớn và thậm chí dấu của hệ số phụ thuộc vào cách xử lý hiệu ứng thời gian.

Thảo luận

Ước lượng cơ sở cho thấy quy mô thương mại quốc tế có mối liên hệ dương với GRDP thực, phù hợp với cơ chế mở rộng thị trường, tiếp cận đầu vào và lan tỏa tri thức (Frankel và Romer, 1999; Edwards, 1998), cũng như một số bằng chứng tại Việt Nam. Tuy nhiên, hệ số LTRD đổi dấu khi bổ sung hiệu ứng năm, cho thấy kết quả nhạy cảm với các cú sốc chung theo thời gian và cần được diễn giải thận trọng.

Đối với FDI, hệ số nhìn chung mang dấu dương nhưng mức ý nghĩa không ổn định, phù hợp với quan điểm cho rằng hiệu quả của FDI phụ thuộc vào điều kiện hấp thụ của nền kinh tế tiếp nhận (Alfaro và cộng sự, 2004). Trong khi đó, HUM và PCI duy trì mối liên hệ dương tương đối ổn định, nhấn mạnh vai trò của vốn con người và chất lượng thể chế.

Nhìn chung, kết quả cho thấy mối liên hệ giữa thương mại, FDI và GRDP thực phụ thuộc vào đặc tả mô hình và điều kiện địa phương. Vì vậy, chính sách cần chú trọng chất lượng thương mại và FDI, đồng thời nâng cao vốn con người, chất lượng điều hành và khả năng hấp thụ công nghệ, thay vì chỉ tập trung mở rộng quy mô.

KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH

Kết luận

Kết quả nghiên cứu cho thấy, quy mô thương mại quốc tế có mối liên hệ dương với GRDP thực trong đặc tả cơ sở, trong khi bằng chứng đối với tỷ lệ FDI/GRDP kém ổn định hơn giữa các mô hình. Đồng thời, sự thay đổi của hệ số thương mại khi kiểm soát hiệu ứng năm cho thấy các cú sốc chung theo thời gian có vai trò đáng kể.

Hàm ý chính sách

Từ kết quả nghiên cứu, một số hàm ý chính sách được rút ra từ tổng thể bằng chứng thực nghiệm thay vì dựa trên một hệ số đơn lẻ.

Trước hết, cải thiện logistics, năng lực cảng biển, kết nối hạ tầng và đa dạng hóa thị trường vẫn là những điều kiện quan trọng để khai thác lợi ích từ thương mại. Tuy nhiên, gia tăng kim ngạch không nên được đồng nhất cơ học với gia tăng sản lượng. Chính sách thương mại cần đồng thời nâng tỷ lệ giá trị gia tăng nội địa, củng cố khả năng chống chịu của chuỗi cung ứng và giảm mức độ dễ tổn thương trước các cú sốc bên ngoài.

Đối với FDI, ưu tiên chính sách nên chuyển từ quy mô vốn đăng ký sang chất lượng dự án, hàm lượng công nghệ, mức độ liên kết với doanh nghiệp trong nước và đóng góp vào năng suất. Các cơ chế ưu đãi cần gắn với tiêu chí thực hiện có thể theo dõi, như chuyển giao công nghệ, phát triển nhà cung ứng, đào tạo lao động và hiệu quả hoạt động sau cấp phép.

Ngoài ra, vốn con người và chất lượng thể chế cần được xem là các điều kiện bổ trợ cho thương mại và FDI. Việc phối hợp đào tạo kỹ năng, nâng cao tính minh bạch, giảm chi phí tuân thủ và tăng cường liên kết vùng có thể cải thiện khả năng chuyển hóa các dòng thương mại và đầu tư thành giá trị gia tăng tại địa phương. Sau sắp xếp hành chính, việc xây dựng hệ thống dữ liệu có khả năng quy đổi giữa ranh giới cũ và mới cũng cần được ưu tiên để bảo đảm tính liên tục của đánh giá chính sách trong dài hạn.

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. 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.

3. 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

4. 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

5. 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

6. 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

7. 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.

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

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

10. VCCI (2026). Báo cáo PCI 2025. Hà Nội.