TS. Đỗ Thị Ngọc Lan

Trường Ngoại ngữ - Du lịch - Trường Đại học Công nghiệp Hà Nội

Email: dothingoclan@haui.edu.vn

Tóm tắt

Sử dụng dữ liệu bảng cấp tỉnh cùng với phương pháp ước lượng OLS, REM, FEM và GLS, nghiên cứu này phân tích tác động của vốn đầu tư tư nhân đến tăng trưởng kinh tế tại miền Nam Việt Nam giai đoạn 2005-2017. Kết quả nghiên cứu cho thấy, Vốn đầu tư tư nhân, Ngân sách nhà nước có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế tại miền Nam Việt Nam. Ngoài ra, biến kiểm soát Xuất khẩu cũng có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế tại miền Nam Việt Nam. Ngược lại, Nhập khẩu có tác động âm đến tăng trưởng kinh tế tại miền Nam Việt Nam. Từ những phát hiện này, bài viết đề xuất một số hàm ý chính sách nhằm tháo gỡ rào cản, tạo môi trường thuận lợi hơn cho khu vực tư nhân phát triển, nâng cao hiệu quả sử dụng vốn và khuyến khích khu vực này đóng góp mạnh mẽ hơn vào tăng trưởng kinh tế bền vững của vùng, hướng tới mục tiêu phát triển kinh tế tư nhân là động lực chính của nền kinh tế quốc gia.

Từ khóa: Nguồn vốn đầu tư tư nhân, GDP, tăng trưởng kinh tế khu vực, miền Nam Việt Nam, chính sách phát triển kinh tế

Summary

Using provincial panel data and estimation methods including OLS, REM, FEM, and GLS, this study analyzes the impact of private investment capital on economic growth in Southern Vietnam during the period 2005-2017. The findings indicate that private investment capital and government budget expenditure have a positive effect on economic growth in the region. Additionally, the control variable Export shows a positive impact on economic growth in Southern Vietnam. In contrast, Import is found to have a negative effect. From these findings, the paper proposes several policy implications aimed at removing barriers, fostering a more favorable environment for private sector development, improving capital efficiency, and encouraging stronger contributions from the private sector to the region’s sustainable economic growth. These efforts are in line with the national objective of establishing the private sector as a primary driver of the economy.

Keywords: Private investment capital, GDP, regional economic growth, Southern Vietnam, economic development policy

GIỚI THIỆU

Trong bối cảnh toàn cầu hóa và cạnh tranh kinh tế ngày càng gia tăng, vốn đầu tư tư nhân được xem là một trong những động lực then chốt thúc đẩy tăng trưởng kinh tế bền vững tại nhiều quốc gia. Đặc biệt, tại miền Nam Việt Nam – khu vực năng động nhất cả nước với tỷ trọng đóng góp lớn vào GDP và xuất khẩu – khu vực kinh tế tư nhân đóng vai trò then chốt trong việc tạo công ăn việc làm và thúc đẩy đổi mới. Tuy nhiên, sự phát triển này chưa thật sự đồng đều giữa các tỉnh, và hiệu quả sử dụng vốn đầu tư tư nhân còn khác biệt đáng kể. Trong bối cảnh Chính phủ đặt mục tiêu nâng tỷ trọng kinh tế tư nhân lên mức 55% GDP vào năm 2030, việc làm rõ mối quan hệ giữa đầu tư tư nhân và tăng trưởng kinh tế vùng là cấp thiết để hoạch định chính sách phù hợp (Bài viết sử dụng cách viết số thập phân theo chuẩn quốc tế).

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Cơ sở lý thuyết

Theo lý thuyết Tăng trưởng nội sinh do Romer (1990) phát triển, đầu tư vào vốn vật chất và vốn con người được xem là những yếu tố cốt lõi thúc đẩy tăng trưởng kinh tế dài hạn. Khác với các mô hình tăng trưởng ngoại sinh trước đó như Solow (1956), mô hình của Romer nhấn mạnh vai trò nội tại của các yếu tố trong nền kinh tế – đặc biệt là tích lũy kiến thức, đổi mới công nghệ và nâng cao chất lượng nguồn nhân lực – trong việc tạo ra động lực tăng trưởng bền vững. Trong khuôn khổ lý thuyết này, vốn đầu tư tư nhân không chỉ đóng vai trò cung cấp nguồn lực sản xuất, mà còn là kênh thúc đẩy chuyển giao công nghệ, nâng cao năng suất và kích thích đổi mới sáng tạo. Do đó, gia tăng đầu tư tư nhân vào lĩnh vực sản xuất và giáo dục – đào tạo sẽ có tác động tích cực đến năng suất tổng hợp và tốc độ tăng trưởng dài hạn của nền kinh tế.

Lý thuyết tăng trưởng nội sinh của Romer (1990) nhấn mạnh vai trò của vốn vật chất và vốn con người trong tăng trưởng kinh tế dài hạn. Lý thuyết này đề cao sự tích lũy kiến thức, tiến bộ công nghệ và nâng cao chất lượng nguồn nhân lực. Romer cho rằng, đầu tư tư nhân không chỉ cung cấp nguồn lực sản xuất mà còn thúc đẩy chuyển giao công nghệ, tăng năng suất và kích thích đổi mới sáng tạo.

Hồ Thủy Tiên (2022) cho rằng, thể chế tốt sẽ đảm bảo việc ban hành các chính sách có lợi cho việc sử dụng hiệu quả nguồn vốn thu được từ nợ công và có tác động trực tiếp và gián tiếp đến tăng trưởng kinh tế. Bên cạnh đó, Lê Thị Thúy Hằng (2023) đã nghiên cứu tác động bất cân xứng của tín dụng ngân hàng đến tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam và cho thấy tín dụng ngân hàng có tác động đáng kể đến tăng trưởng kinh tế trong dài hạn. Tuy nhiên, việc gia tăng các khoản cấp tín dụng của ngân hàng quá mức cần thiết có thể gây nên những tác động tiêu cực đối với tăng trưởng kinh tế. Huỳnh Thế Nguyễn (2021) cũng tìm thấy, phát triển tài chính đóng vai trò quan trọng cho tăng trưởng doanh nghiệp ở vùng Kinh tế trọng điểm phía Nam.

Phương pháp nghiên cứu

Mô hình nghiên cứu đề xuất

Dựa vào cơ sở lý thuyết và các nghiên cứu đi trước, tác giả xây dựng mô hình nghiên cứu dự kiến như sau cùng các biến nghiên cứu được mô tả trong Bảng 1:

LnYit = α0 + α1*LnDTTNit + α2* LnvonngoaiDTTNit + α3*LnNSNNit + α4*Ln CPIit + α5*Ln EXP it+ α6* Ln IMPit + α7*Ln ThuNSNNt + α8*Ln ChiNSNNt + α9* Ln Laodongit + ε i

Bảng 1: Tổng hợp biến nghiên cứu

Nguồn: Tổng hợp của tác giả

Nguồn dữ liệu

Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng (panel data) cho 19 tỉnh và thành phố thuộc khu vực miền Nam Việt Nam, bao gồm các địa phương thuộc vùng Đông Nam Bộ và Đồng bằng sông Cửu Long, trong giai đoạn 2005-2017. Tổng cộng có 247 quan sát (19 tỉnh × 13 năm). Dữ liệu được thu thập từ Tổng cục Thống kê, số liệu về Tổng sản phẩm trên địa bàn (GRDP) thực tế theo giá so sánh và GRDP danh nghĩa cấp tỉnh, tổng vốn đầu tư khu vực tư nhân (vốn khu vực ngoài nhà nước), vốn đầu tư ngoài đầu tư tư nhân, tổng kim ngạch xuất khẩu và nhập khẩu cấp tỉnh, chỉ số giá tiêu dùng (CPI), số lượng lao động. Để đảm bảo tính so sánh trong phân tích định lượng, tất cả các biến giá trị đều được chuyển đổi về giá so sánh năm 2010 nhằm loại bỏ ảnh hưởng của lạm phát qua các năm.

Phương pháp ước lượng

Nghiên cứu sử dụng một chuỗi các phương pháp ước lượng cho dữ liệu bảng để đảm bảo tính vững chắc của các kết quả và xử lý các vấn đề kinh tế lượng tiềm ẩn:

(1) Mô hình OLS (Ordinary Least Squares) gộp (Pooled OLS): Đây là mô hình cơ sở, bỏ qua tính chất dữ liệu bảng và các yếu tố không quan sát được của từng tỉnh. Mặc dù đơn giản, OLS gộp thường có ước lượng chệch khi có các đặc điểm riêng của từng tỉnh.

(2) Mô hình tác động cố định (Fixed Effects Model - FEM): Phương pháp này kiểm soát các yếu tố không quan sát được, không đổi theo thời gian của từng tỉnh (μi​) bằng cách sử dụng các biến giả cho từng tỉnh hoặc biến đổi dữ liệu (within transformation). FEM rất hiệu quả khi các yếu tố không quan sát được có tương quan với các biến giải thích.

(3) Mô hình tác động ngẫu nhiên (Random Effects Model - REM): Phương pháp này giả định các yếu tố không quan sát được (μi​) là các biến ngẫu nhiên không tương quan với các biến giải thích. REM thường hiệu quả hơn FEM khi giả định này được đáp ứng.

(4) Phương pháp bình phương bé nhất tổng quát (Generalized Least Squares - GLS): Phương pháp này được sử dụng để xử lý các vấn đề về phương sai sai số thay đổi (heteroscedasticity) và tự tương quan (autocorrelation) trong các mô hình dữ liệu bảng, giúp các ước lượng hiệu quả hơn.

Bên cạnh đó, tác giả cũng kiểm định lựa chọn mô hình. Cụ thể là:

(1) Kiểm định F-test: Để so sánh giữa Pooled OLS và FEM.

(2) Kiểm định Hausman: Để lựa chọn giữa FEM và REM.

Bên cạnh đó, nghiên cứu cũng sẽ xem xét các kiểm định về phương sai sai số thay đổi và tự tương quan để lựa chọn phương pháp ước lượng GLS phù hợp. Các kiểm định về đa cộng tuyến cũng sẽ được thực hiện để đảm bảo tính ổn định của mô hình.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Thống kê mô tả

Bảng 2 trình bày kết quả thống kê mô tả cho tất cả các biến số được sử dụng trong mô hình nghiên cứu. Tổng cộng có 247 quan sát được đưa vào phân tích, bao gồm dữ liệu của 19 tỉnh và thành phố thuộc miền Nam Việt Nam trong giai đoạn 2005-2017.

Bảng 2: Thống kê mô tả biến nghiên cứu

Nguồn: Phân tích từ dữ liệu nghiên cứu

Kết quả thống kê mô tả ở Bảng 2 cho thấy:

GRDP thực tế (Ln GDP), có giá trị trung bình là 10.439 với độ lệch chuẩn là 0.948. Khoảng dao động từ mức tối thiểu 8.920 đến mức tối đa 13.362 cho thấy sự biến động vừa phải của tăng trưởng kinh tế giữa các tỉnh và qua các năm tại miền Nam Việt Nam.

Đối với biến độc lập chính, vốn đầu tư tư nhân (Lndttn), giá trị trung bình là 8.209 với độ lệch chuẩn 0.931. Điều này chỉ ra rằng mức độ đầu tư tư nhân tương đối ổn định giữa các quan sát, với giá trị từ 6.450 đến 11.378. Ngược lại, vốn đầu tư ngoài tư nhân (Ln VON NGOAI DTTN) lại có độ lệch chuẩn cao hơn là 1.044, phản ánh sự khác biệt đáng kể hơn trong dòng vốn đầu tư công và vốn nước ngoài giữa các tỉnh.

Về các biến kiểm soát khác

Ngân sách nhà nước (Lnnsnn) có trung bình là 7.651 và độ lệch chuẩn 0.853, với giá trị dao động từ 6.300 đến 10.389.

Chỉ số giá tiêu dùng (Lncpi) cho thấy, sự ổn định đáng chú ý với độ lệch chuẩn rất nhỏ là 0.054, giá trị trung bình là 4.691 và dao động trong khoảng hẹp từ 4.609 đến 4.848. Điều này hàm ý một môi trường lạm phát ổn định trong giai đoạn nghiên cứu.

Xuất khẩu (Lnexp) và nhập khẩu (LnIMP) thể hiện mức độ phân tán đáng kể, với độ lệch chuẩn lần lượt là 1.515 và 2.416. Điều này làm nổi bật tính không đồng đều của các hoạt động thương mại quốc tế trong khu vực, đặc biệt là giá trị nhập khẩu có biên độ rất rộng (từ 2.293 đến 13.497).

Thu ngân sách nhà nước (LnThuNsnn) có trung bình 8.483 với độ lệch chuẩn 0.959, trong khi chi ngân sách nhà nước (LnChiNsnn) có trung bình 9.076 và độ lệch chuẩn 0.681.

Lực lượng lao động (LnLaodong) có trung bình 6.670 và độ lệch chuẩn 0.491, cho thấy sự phân bổ quy mô lực lượng lao động tương đối đồng đều giữa các tỉnh.

Tóm lại, kết quả thống kê mô tả xác nhận rằng tất cả các biến số trong mô hình đều có sự phân bố hợp lý và không xuất hiện các giá trị ngoại lai bất thường, đảm bảo tính phù hợp cho việc tiến hành các phân tích hồi quy tiếp theo.

Phân tích tương quan

Để đánh giá mối quan hệ tuyến tính ban đầu giữa các biến và kiểm tra khả năng xảy ra đa cộng tuyến (multicollinearity) giữa các biến độc lập, nghiên cứu tiến hành phân tích ma trận tương quan Pearson. Kết quả được trình bày trong Bảng 3.

Bảng 3: Kết quả phân tích tương quan

Nguồn: Phân tích từ dữ liệu nghiên cứu

Kết quả phân tích tương quan trong Bảng 3 cho thấy:

GRDP (Ln GDP) có mối tương quan dương mạnh mẽ với hầu hết các biến độc lập chính, đặc biệt là vốn đầu tư tư nhân (Lndttn) (0.944), vốn ngoài đầu tư tư nhân (Ln VON NGOAI DTTN) (0.944), ngân sách nhà nước (Lnnsnn) (0.951) và xuất khẩu (Lnexp) (0.912). Điều này củng cố giả thuyết về tác động tích cực của các yếu tố này đến tăng trưởng kinh tế.

Chỉ số giá tiêu dùng (Lncpi) cho thấy mối tương quan rất yếu và âm với GRDP (-0.037) và các biến khác, gợi ý rằng lạm phát tương đối ổn định trong giai đoạn nghiên cứu không phải là yếu tố chi phối mạnh mẽ tăng trưởng.

Mối tương quan giữa các biến đầu tư (Ln DTTN, Lnvonngoai DTTN, LnNSNN) khá cao (trên 0.9), đặc biệt giữa Lnvonngoai DTTN và LnNSNN là 0.970. Mặc dù đây là điều thường thấy trong dữ liệu kinh tế vĩ mô, mức độ tương quan cao này cần được lưu ý khi diễn giải kết quả hồi quy, vì nó có thể tiềm ẩn vấn đề đa cộng tuyến. Các biến liên quan đến thu chi ngân sách (LnThuNSNN, Ln ChiNSNN) và lao động (Ln Laodong) có mối tương quan dương với nhau và với GRDP, nhưng ở mức độ vừa phải hơn. Đáng chú ý, LnThuNSNN và Ln ChiNSNN có tương quan mạnh (0.817), cho thấy chúng phản ánh cùng một khía cạnh của hoạt động tài chính địa phương.

Kết quả tương quan ban đầu này cung cấp cái nhìn tổng quan về mối quan hệ giữa các biến, nhưng cần phân tích hồi quy chi tiết hơn để xác định tác động độc lập và ý nghĩa thống kê của từng yếu tố.

Kết quả mô hình hồi quy

Trước khi đi sâu vào kết quả hồi quy, chúng tôi thực hiện các kiểm định lựa chọn mô hình để xác định phương pháp ước lượng phù hợp nhất cho dữ liệu bảng.

Kiểm định lựa chọn mô hình

Bảng 4: Kết quả kiểm định lựa chọn mô hình

Nguồn: Phân tích từ dữ liệu nghiên cứu

Kết quả kiểm định ở Bảng 4 cho thấy, kiểm định F (F-test) với P-value = 0.000 (< 0.05) đã bác bỏ giả thuyết H0​ rằng Pooled OLS là phù hợp, gợi ý rằng cần sử dụng mô hình tác động cố định (FEM) hoặc mô hình tác động ngẫu nhiên (REM). Kiểm định Breusch-Pagan LM test với P-value = 0.000 (< 0.05) cũng bác bỏ giả thuyết H0​ rằng, Pooled OLS là phù hợp, khẳng định rằng REM thích hợp hơn so với Pooled OLS.

Quan trọng nhất, kiểm định Hausman với P-value = 0.000 (< 0.05) đã bác bỏ giả thuyết H0​ (rằng sự khác biệt giữa các hệ số ước lượng của FEM và REM là không đáng kể, tức REM phù hợp hơn). Điều này khẳng định rằng mô hình tác động cố định (FEM) là phù hợp nhất để phân tích dữ liệu trong nghiên cứu này. Việc lựa chọn FEM cho phép kiểm soát các yếu tố không quan sát được nhưng không thay đổi theo thời gian của từng tỉnh, từ đó đưa ra các ước lượng hệ số không chệch và đáng tin cậy hơn.

Ngoài ra, để kiểm tra sự phù hợp của mô hình, trước hết nhóm tác giả tiến hành kiểm định phương sai sai số thay đổi trong mô hình tác động cố định (FEM) bằng lệnh xttest3. Kết quả cho thấy giá trị thống kê Prob > chibar2 = 0.000, nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%, cho thấy tồn tại hiện tượng phương sai sai số thay đổi (heteroskedasticity) trong mô hình FEM. Tiếp theo, kiểm định tự tương quan chuỗi (serial correlation) cũng được thực hiện, và kết quả cho thấy Prob > F = 0.0000, tiếp tục < 0.05, cho thấy mô hình FEM còn tồn tại hiện tượng tự tương quan giữa các sai số. Như vậy, mô hình FEM vi phạm các giả định cơ bản về sai số, dẫn đến ước lượng có thể không hiệu quả. Do đó, để đảm bảo tính chính xác và hiệu quả trong ước lượng, nhóm tác giả tiến hành hiệu chỉnh mô hình bằng phương pháp Bình phương Tối thiểu Tổng quát (GLS - Generalized Least Squares) nhằm xử lý đồng thời hiện tượng tự tương quan và phương sai sai số thay đổi trong mô hình.

Kết quả ước lượng mô hình hồi quy

Bảng 5 trình bày chi tiết kết quả ước lượng từ bốn phương pháp: Pooled OLS, Fixed Effects Model (FEM), Random Effects Model (REM) và Generalized Least Squares (GLS).

Bảng 5: Kết quả Kết quả ước lượng mô hình hồi quy

Nguồn: Phân tích của tác giả

Kết quả hồi quy từ các mô hình (OLS, FEM, REM, GLS) ở Bảng 5 cho thấy, các yếu tố ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế tại miền Nam Việt Nam giai đoạn 2005-2017. Kiểm định Hausman chỉ ra mô hình FEM là phù hợp nhất để giải thích mối quan hệ giữa các biến.

Vốn đầu tư tư nhân (LnDTTN) có hệ số 0.502 và ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong mô hình FEM. Điều này cho thấy khi vốn đầu tư tư nhân tăng 1%, GRDP vùng tăng khoảng 0.5%. Kết quả này nhất quán và mạnh mẽ trên tất cả mô hình, khẳng định vai trò trung tâm của khu vực tư nhân trong thúc đẩy tăng trưởng.

Nguồn vốn ngoài tư nhân (LnVongoaiDTTN) không có ý nghĩa thống kê trong FEM, cho thấy ảnh hưởng tổng hợp của FDI, ODA và đầu tư công không rõ ràng khi kiểm soát dị biệt tỉnh. Tuy nhiên, trong mô hình GLS, biến này có tác động tích cực và có ý nghĩa, gợi ý rằng cải thiện thể chế và năng lực hấp thụ vốn có thể gia tăng hiệu quả của dòng vốn này.

Ngân sách nhà nước (Lnnsnn) có tác động dương và ý nghĩa thống kê ở mức 1% (hệ số 0.0972) trong FEM, phản ánh vai trò hỗ trợ tăng trưởng thông qua đầu tư vào hạ tầng và dịch vụ công, dù mức độ ảnh hưởng thấp hơn so với vốn tư nhân.

Xuất khẩu (Lnexp) là biến kiểm soát có ảnh hưởng dương, ý nghĩa cao (hệ số 0.0771 trong FEM), tái khẳng định vai trò tích cực của hội nhập thương mại trong thúc đẩy tăng trưởng khu vực.

Nhập khẩu (Lnimp) có tác động âm và có ý nghĩa trong đa số mô hình, phản ánh khả năng thâm hụt thương mại hoặc nhập khẩu chưa tạo giá trị gia tăng trong nước. Trong GLS, tác động không còn ý nghĩa.

Lạm phát (Lncpi) không có ý nghĩa trong FEM, REM, OLS, nhưng có tác động dương trong GLS, cho thấy kiểm soát lạm phát ở mức hợp lý có thể hỗ trợ tăng trưởng.

Các biến gồm: Thu ngân sách nhà nước (Lnthunsnn), Chi ngân sách nhà nước (Lnchinsnn) và Lực lượng lao động (LnLaodong) không có ý nghĩa thống kê một cách nhất quán trong các mô hình FEM, REM và GLS (ngoại trừ thu ngân sách trong OLS). Điều này có thể ngụ ý rằng, khi đã kiểm soát các yếu tố đầu tư chính và đặc trưng của từng tỉnh, các biến này có tác động gián tiếp hoặc không phải là yếu tố chi phối trực tiếp đến tăng trưởng GRDP trong giai đoạn nghiên cứu, hoặc tác động của chúng đã được thể hiện qua các biến khác như ngân sách nhà nước tổng thể.

KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH

Kết luận

Kết quả nghiên cứu cho thấy, Vốn đầu tư tư nhân, Ngân sách nhà nước có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế tại miền Nam Việt Nam. Ngoài ra, biến kiểm soát Xuất khẩu cũng có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế tại miền Nam Việt Nam. Ngược lại, Nhập khẩu có tác động âm đến tăng trưởng kinh tế tại miền Nam Việt Nam.

Hàm ý chính sách

Kết quả nghiên cứu khẳng định vai trò then chốt của khu vực kinh tế tư nhân trong thúc đẩy tăng trưởng kinh tế bền vững tại miền Nam Việt Nam. Để phát huy tối đa tiềm năng này, cần một hệ thống chính sách đồng bộ, minh bạch và linh hoạt, phù hợp với định hướng phát triển nền kinh tế thị trường hiện đại, hội nhập và định hướng xã hội chủ nghĩa.

Thứ nhất, cải thiện thể chế và môi trường kinh doanh là điều kiện tiên quyết. Nhà nước cần tiếp tục đẩy mạnh cải cách hành chính, số hóa thủ tục và tăng cường thực thi pháp luật. Đặc biệt, việc minh bạch trong cấp phép đầu tư, đất đai và thuế sẽ góp phần giảm chi phí tuân thủ cho doanh nghiệp. Song song, bảo vệ quyền tài sản và kiểm soát tham nhũng sẽ củng cố lòng tin, tạo động lực cho khu vực tư nhân mở rộng đầu tư dài hạn.

Thứ hai, mở rộng và tối ưu hóa các kênh tiếp cận vốn, nhất là với doanh nghiệp nhỏ và vừa (DNNVV). Ngoài cải thiện tín dụng ngân hàng, cần đẩy mạnh tài chính vi mô, bảo lãnh tín dụng và phát triển thị trường vốn minh bạch. Hỗ trợ niêm yết, công bố thông tin, phát triển quỹ đầu tư mạo hiểm sẽ giúp doanh nghiệp chủ động huy động vốn ngoài ngân hàng, từ đó mở rộng sản xuất, tăng cường đổi mới sáng tạo.

Thứ ba, tăng cường đầu tư công vào hạ tầng chiến lược và nâng cao chất lượng nguồn nhân lực. Ưu tiên phát triển hệ thống logistics, công nghệ thông tin, giao thông và năng lượng nhằm giảm chi phí đầu vào cho doanh nghiệp. Đồng thời, đào tạo nhân lực theo nhu cầu thị trường – đặc biệt trong kỹ năng số, đổi mới và quản trị – sẽ nâng cao năng suất lao động, gia tăng khả năng hấp thụ công nghệ trong khu vực tư nhân.

Thứ tư, cần định hướng đầu tư công và FDI một cách hiệu quả, tránh gây xung đột nguồn lực với khu vực tư nhân. Đầu tư công nên tập trung vào lĩnh vực tư nhân chưa thể tham gia do chi phí cao. FDI cần được chọn lọc theo tiêu chí công nghệ cao, thân thiện môi trường và có khả năng liên kết chuỗi giá trị trong nước. Đồng thời, nâng cao năng lực hấp thụ công nghệ trong nước là yêu cầu cốt lõi để FDI phát huy hiệu ứng lan tỏa thực chất./.

Tài liệu tham khảo

1. Afonso, A., Furceri, D. (2010). Government size, composition, volatility and economic growth. European Journal of Political Economy, 26(4), 517-532.

2. Aschauer, D. A. (1989). Public investment and productivity growth in the Group of Seven. Economic perspectives, 13(5), 17-25.

3. Balassa, B. (1978). Exports and Economic Growth: Further Evidence. Journal of Development Economics, 5(2), 181-189.

3. Barro, R. J. (1990). Government spending in a simple model of endogeneous growth. Journal of political economy, 98((5, Part 2)), S103-S125.

4. Barro, R. J. (1996). Inflation and growth. Review-Federal Reserve Bank of Saint Louis, 78, 153-169.

5. 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.

6. Bose, N., Haque, M. E., & Osborn, D. R. (2007). Public expenditure and economic growth: A disaggregated analysis for developing countries. The Manchester School, 75(5), 533-556.

7. Fischer, S. (1993). The role of macroeconomic factors in growth. Journal of monetary economics, 32(3), 485-512.

8. Ghura, D., & Hadjimichael, M. T. (1996). Growth in Sub-Saharan Africa. IMF Staff Papers, 43, 605–34.

9. Grossman, G. M., & Helpman, E. (1991). Trade, knowledge spillovers, and growth. European economic review, 35(2-3), 517-526.

10. Hồng, L. T. (2024). Tác động của đầu tư công, đầu tư tư nhân tới tăng trưởng kinh tế vùng Bắc Trung Bộ. Tạp chí Kinh tế và Phát triển, 329, 74-82.

11. Hồ Thủy Tiên (2022). Nợ công và tăng trưởng kinh tế: Vai trò của thể chế. Tạp chí Kinh tế và Phát triển, 306, 2-11.

12. Huỳnh Thế Nguyễn (2021). Phát triển tài chính và tăng trưởng doanh nghiệp: Trường hợp vùng kinh tế trọng điểm phía Nam. Tạp chí Kinh tế và Phát triển,, 298, 45–56.

13. Lê Thị Thúy Hằng (2023). Tác động bất cân xứng của tín dụng ngân hàng đến tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam. Tạp chí Kinh tế và Phát triển, 307(2), 90–100.

14. Levine, R., & Renelt, D. (1992). A sensitivity analysis of cross-country growth regressions. The American economic review, 12, 942-963.

15. Loayza, N., & Fajnzylber, P. (2005). Economic growth in Latin America and the Caribbean: stylized facts, explanations, and forecasts. World Bank Publications.

16. Ngô, T. L., & Nguyễn, T. H. (2024). Tác động của nợ công đến tăng trưởng kinh tế ở các nước ASEAN. Tạp chí Kinh tế và Dự báo, 894, 45–56.

17. Nhung, N. T. (2024). Thúc đẩy phát triển kinh tế tư nhân trong nông nghiệp ở Việt Nam thời kì hội nhập quốc tế. Tạp chí Khoa học Trường Đại học Sư phạm TP Hồ Chí Minh, 21(12), 2233-2233.

18. Romer, P. M. (1990). Endogenous technological change. Journal of political Economy, 98(5, Part 2), S71-S102.

19. Solow, R. M. (1956). A contribution to the theory of economic growth. The quarterly journal of economics, 70(1), 65-94.