Tiểu luận Nghiên cứu định lượng về tác động của tốc độ tăng trưởng GDP và độ mở thương mại đến dòng vốn FDI đăng ký tại Việt Nam

TRƢỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƢƠNG CƠ SỞ II NGÀNH KINH TẾ ---------o0o-------- TIỂU LUẬN NGHIÊN CỨU ĐỊNH LƢỢNG VỀ TÁC ĐỘNG CỦA TỐC ĐỘ TĂNG TRƢỞNG GDP VÀ ĐỘ MỞ THƢƠNG MẠI ĐẾN DÒNG VỐN FDI ĐĂNG KÝ TẠI VIỆT NAM Nhóm 23 Lê Vũ Văn Phi 1201016392 Võ Văn Quang 1201016433 Trần Minh Tiếng 1201016552 Nguyễn Ngọc Lợi 1201016269 Trần Hàn Nguyên 1201025059 Nguyễn Thị Thanh Tâm 1201025078 Giáo viên hƣớng dẫn: Cô Trƣơng Bích Phƣơng Tp. Hồ Chí Minh, ngày 02-06-2014 1 NGHIÊN CỨU ĐỊNH LƢỢNG VỀ TÁC ĐỘNG CỦA TỐC ĐỘ TĂNG TRƢỞNG GDP VÀ ĐỘ MỞ THƢƠNG MẠI ĐẾN DÒNG VỐN FDI ĐĂNG KÝ TẠI VIỆT NAM Lê Vũ Văn Phi, Võ Văn Quang, Trần Minh Tiếng, Nguyễn Ngọc Lợi, Trần Hàn Nguyên, Nguyễn Thị Thanh Tâm TÓM LƢỢC Bài nghiên cứu nhằm đo lường mức độ ảnh hưởng của tốc độ tăng trưởng GDP và độ mở thương mại đến dòng vốn FDI đăng ký tại Việt Nam trong giai đoạn 1990-2010. Kết quả phân tích OLS cho thấy tốc độ tăng trưởng GDP không thật sự tác động đến FDI, trong khi độ mở thương mại lại thật sự có ảnh hưởng, và mô hình hồi quy sau khi chữa bệnh giải thích được 45.29% vấn đề đang nghiên cứu. Từ đó, nhóm nghiên cứu đưa ra những đề xuất, giải pháp để nâng cao độ mở thương mại của Việt Nam Từ khóa: FDI, tốc độ tăng trưởng GDP, độ mở thương mại. 1. Giới thiệu Gia nhập WTO, Việt Nam chính thức đặt những bước chân chập chững đầu tiên của mình vào đại dương rộng lớn, bao la của thị trường thế giới. Đó là khi chúng ta tự tin chiếm lĩnh với những cơ hội và cũng đồng thời đương đầu với những thách thức. Không quá khó hiểu khi hiệu ứng từ gia nhập WTO năm 2007 đã đẩy làn sóng FDI vào Việt Nam lên cao đạt 20,3 tỉ đô la tăng gần 70% so với năm 2006, thế nhưng người ta dự báo Việt Nam còn có một tiềm năng lớn để thu hút FDI ở mức độ cao hơn nhiều bởi những số liệu đã được minh chứng trong khảo sát triển vọng đầu tư thế giới của UNCTAD 2007-2009, trong đó Việt Nam xếp thứ 6 trong số nền kinh tế hấp dẫn nhất để đưa FDI vào. 7 năm sau đó, vào tháng 4-2014, báo cáo mới nhất từ Tổng cục thống kê (GSO) cho thấy Vốn đầu tư trực tiếp từ nước ngoài (FDI) vào Việt Nam trong quý một năm 2014 giảm gần 50% so với cùng kỳ năm ngoái. Và nó mách bảo chúng ta cần dừng lại, suy nghĩ và tìm ra con đường mới . 2 Trong khuôn khổ một bài tiểu luận, nhóm tác giả sẽ sử dụng phương pháp OLS để phân tích định lượng sự tác động của Tăng trưởng GDP và Độ mở thương mại lên dòng vốn FDI đổ vào Việt Nam với mục đích: (1) Xác định xem nhân tố nào thực sự tác động đến FDI và (2) đề ra các giải pháp thiết thực, phù hợp với thực tiễn của Việt Nam để thu hút thêm dòng vốn đầu tư trực tiếp của nước ngoài. Để đạt được các mục tiêu trên, sau đây bài nghiên cứu dẽ trình bày cơ sở lý thuyết và mô hình nghiên cứu. Phần tiếp theo, trình bày kết quả chạy Eviews. Cuối cùng là thảo luận về kết quả và một số đề xuất cho nghiên cứu tiếp theo. 2. Cơ sở lý thuyết 2.1. Các khái niệm 2.1.1. FDI Khái niệm: Đầu tư trực tiếp nước ngoài là hình thức đầu tư quốc tế trong đó chủ đầu tư nước ngoài đầu tư toàn bộ hoặc một phần vốn đủ lớn vào dự án đầu tư, cho phép họ giành quyền quản lý hoặc trực tiếp tham gia quản lý dự án đầu tư. FDI có thể hiểu theo hai nghĩa FDI vào và FDI ra. Trong bài nghiên cứu này, FDI được hiểu theo nghĩa thứ nhất. 2.1.2. Độ mở thương mại Khái niệm: độ mở thương mại (trade openness) được tính bằng tỷ trọng XNK chia cho GDP để tính toán vai trò và tầm ảnh hưởng của thương mại tới tổng sản phẩm quốc nội. Đây là một chỉ số phản ánh hợp lý mức độ mở cửa của một nền kinh tế và là cơ sở quan trọng để đưa ra quyết định đầu tư của các doanh nghiệp FDI. Điển hình như ở Việt Nam, trong giai đoạn 2007 – 2008, khi nước ta hoàn tất gia nhập WTO, dòng vốn FDI đăng ký đã tăng rất mạnh. (Năm 2006, tổng vốn FDI đang ký tại Việt Nam chỉ khoảng 12 tỉ USD, nhưng đến năm 2007, con số này đã tăng vọt lên 21 tỷ USD). Đã có nhiều nghiên cứu về mối tương quan giữa độ mở thương mại với dòng vốn FDI như nghiên cứu của Mohamed Amal & cộng sự (2010) về các yếu tố ảnh hưởng đến FDI ở 8 nước châu Mỹ Latinh trong giai đoạn 1996-2008. Trong nghiên cứu này, các tác giả đã chứng minh được độ mở thương mại có tác động dương tới FDI. Hay trong nghiên cứu của PGS.TS. Nguyễn Thị Liên Hoa & Bùi Thị Bích 3 Phương về “Những nhân tố tác động đến đầu tư trực tiếp nước ngoài tại những quốc gia đang phát triển” cũng cho ra kết quả tương tự dựa trên mô hình hồi quy ln(fdi)it = α +β1ln(gdpit) + β2ln(trit) + β3ln(pcit) + β4ln(wrgit) + β5.opnit + eit của quốc gia i vào thời điểm t. (GDP là tổng sản phẩm quốc nội, Tr là tổng dự trữ ngoại hối, Pc là cơ sở hạ tầng, Wrg là chi phí lao động, Opn là độ mở thương mại của quốc gia.) 2.1.3. Tốc độ tăng GDP Khái niệm: tốc độ tăng trưởng kinh tế là tốc độ thể hiện sự tăng lên trong khả năng sản xuất hàng hóa và dịch vụ của nền kinh tế; tăng trưởng kinh tế thể hiện sự tăng thêm của tổng sản lượng qua các thời kỳ. Công thức tính: Y1, Y0 lần lượt là GDP thực (GDPr) các kỳ (năm) 1, 0 Tốc độ tăng trưởng GDP cho thấy sự tăng trưởng cũng như tiềm năng tăng trưởng của một nền kinh tế trong tương lai. Một quốc gia có tốc độ tăng trưởng GDP cao và liên tục sẽ có cơ hội được nhà đầu tư nước ngoài để ý nhiều hơn các quốc gia khác. Thuận lợi của của các công ty đa quốc gia khi đầu tư vào các nước có tốc độ tăng trưởng cao là họ dễ dàng tiếp cận thị trường do tâm lý người tiêu dùng khá lạc quan với tình hình đất nước. Tốc độ tăng trưởng GDP cao cũng thể hiện khả năng cạnh tranh của nền kinh tế so với các quốc gia khác trong khu vực. Vì vậy, khi tốc độ tăng trưởng GDP tăng dẫn đến nguồn vốn FDI tăng lên và ngược lại. Nhắc đến các nghiên cứu về mối tương quan giữa tăng trưởng kinh tế và dòng vốn FDI thì phải kể đến “Nguồn tài chính trong nước và nước ngoài cho tăng trưởng ở Việt Nam” của TS. Nguyễn Ngọc Sơn và TS. Trần Thị Thanh Tú. Trong công trình nghiên cứu này, các tác giả đã kết luận rằng: tỷ lệ tăng trưởng kinh tế có tác động dương đến dòng vốn FDI với mức ý nghĩa thống kê 5%. 2.2. Phƣơng pháp nghiên cứu và mô hình kinh tế lƣợng 2.2.1. Phương pháp nghiên cứu Bài nghiên cứu này sử dụng chủ yếu phương pháp nghiên cứu định lượng. Các số liệu sau khi thu thập được từ Tổng cục Thống kê và Ngân hàng Thế Giới sẽ (%)100. 1 Yo YoY g   4 được lọc ra để có được bộ số liệu giai đoạn 1990-2010 bằng phần mềm Excel. Sau đó, bộ số liệu này sẽ được đưa vào phần mềm Eviews 8.0 để xử lý bằng phương pháp OLS và tiến hành kiểm định các bệnh. Ngoài ra, nhóm tác giả còn sử dụng các phương pháp phân tích, thống kê, so sánh. 2.2.2. Mô hình kinh tế định lượng Dựa trên các mô hình kinh tế định lượng trước đó nghiên cứu về các nhân tố tác động đến dòng vốn FDI cũng như sử dụng kiến thức trong sách “Giáo trình kinh tế lượng” của Đại học Kinh tế thành phố Hồ Chí Minh về các mô hình phù hợp với việc nghiên cứu tốc độ tăng trưởng (giảm sút) của các biến số kinh tế vĩ mô, nhóm tác giả xin được đề xuất mô hình log-lin như sau: Ln(FDIi) = β1 + β2GDPGi + β3OPNi Trong đó, các biến được mô tả cụ thể qua 2 bảng sau: Bảng 1. Bảng mô tả ký hiệu và dữ liệu nghiên cứu Ký hiệu Mô tả Nguồn FDI Dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài đăng ký tại Việt Nam (triệu USD) Tổng cục thống kê GDPG Tốc độ tăng GDP (%) World Bank OPN Độ mở thương mại (%) World Bank Bảng 2. Bảng mô tả biến trong mô hình nghiên cứu Biến Phương pháp đo lường Kỳ vọng dấu Giả thuyết Biến phụ thuộc: Ln(FDIi) Giá trị logarit tự nhiên của dòng vốn FDI đăng kí tại Việt Nam vào năm i Các biến độc lập GDPGi GDPGi = . 100% + Tốc độ tăng trưởng kinh tế cao sẽ thu hút dòng vốn FDI OPNi OPNi = . 100% + Nước ta càng mở cửa sẽ càng thu hút được nhiều vốn FDI 5 3. Kết quả 3.1. Dữ liệu Bảng 3. Giá trị dòng vốn FDI đăng ký, tốc độ tăng trƣởng GDP và độ mở thƣơng mại của Việt Nam giai đoạn 1990 – 2010 Nguồn: Tổng cục Thống kê; Ngân hàng Thế giới 3.2. Mô hình hồi quy 3.2.1. Mô hình hồi quy gốc Bảng 4. Mô hình hồi quy gốc Dựa vào kết quả Eviews, ta có hàm hồi quy tuyến tính mẫu: Năm FDI (triệu USD) GDPG (%) OPN (%) Năm FDI (triệu USD) GDPG (%) OPN (%) 1990 735.0 5.100918 81.3157 2001 3142.8 6.192893 103.6884 1991 1291.5 5.960844 66.94695 2002 2998.8 6.320821 107.8287 1992 2208.5 8.646047 73.57689 2003 3191.2 6.899063 115.1175 1993 3037.4 8.072731 66.21227 2004 4547.6 7.536411 122.2613 1994 4188.4 8.838981 77.4732 2005 6839.8 7.547248 130.7148 1995 6937.2 9.54048 74.72127 2006 12004.0 6.977955 138.3136 1996 10164.1 9.340017 92.70575 2007 21347.8 7.129504 154.6054 1997 5590.7 8.152084 94.34448 2008 71726.0 5.661771 154.3175 1998 5099.9 5.764455 97.00125 2009 23107.3 5.397898 136.3107 1999 2565.4 4.773587 102.7874 2010 19886.1 6.423238 152.2174 2000 2838.9 6.787316 103.2444 6 Ln(FDIi) = 3.182822 + 0.27337GDPGi + 0.032812OPNi Kiểm định sự phù hợp của mô hình: Giả thiết: H0: R 2 = 0 H1: R 2 ≠ 0 Theo kết quả của bảng trên, ta có p-value (thống kê F) là 0.00002 < 0.05 nên ta bác bỏ giả thiết H0. Tức là: mô hình nhóm tác giả đề xuất là phù hợp. Tiếp theo, nhóm tác giả sẽ tiến hành kiểm định các bệnh và tiến hành chữa bệnh (nếu có). 3.2.2. Kiểm định các bệnh 3.2.2.1. Hiện tượng đa cộng tuyến Trong bài nghiên cứu này, do chỉ có 2 biến độc lập nên nhóm tác giả sẽ lựa chọn phương pháp sử dụng tương quan cặp giữa các biến quan sát để kiểm định đa cộng tuyến cho mô hình. Kết quả như sau: Bảng 5. Tƣơng quan cặp giữa các biến độc lập Nhận xét: tương quan cặp giữa hai biến độc lập được sử dụng trong bài là: r=-0.348946 là khá nhỏ (│r│<0.8), do đó ta có thể kết luận: không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. 3.2.2.2. Hiện tượng phương sai thay đổi Để kiểm định phương sai thay đổi, nhóm tác giả sẽ lựa chọn phương pháp kiểm định White: Giả thiết: H0: Mô hình có phương sai không thay đổi H1: Mô hình có phương sai thay đổi Kết quả chạy trên Eviews như sau: 7 Bảng 6. Kiểm định White Theo kết quả của bảng trên, ta thấy nR2=7.777165 có xác suất p – value tương ứng là 0.169 > 0.05 do đó, với độ tin cậy 95%, ta có thể chấp nhận giả thiết H0: mô hình có phương sai không đổi. 3.2.2.3. Hiện tượng tự tương quan Để kiểm định xem mô hình có xảy ra hiện tượng tự tương quan hay không, nhóm tác giả sẽ sử dụng kiểm định Breusch-Godfrey: Giả thiết: H0: không tồn tại tự tương quan trong mô hình H1: có xảy ra hiện tượng tự qương quan trong mô hình Kết quả từ phần mềm Eviews như sau: 8 Bảng 7. Kiểm định Breusch-Godfrey Theo kết quả của bảng trên, nR2 = 4.802085 có p – value tương ứng là 0.0284. Do p – value < 0.05 nên ta bác bỏ giả thiết H0. Tức là: mô hình có tồn tại tự tương quan. Nhóm tác giả sẽ sử dụng phương pháp Durbin – Watson 2 bước để chữa bệnh cho mô hình. Bước 1: Tìm ước lượng ρ Tiến hành chạy hàm hồi quy của ln(FDIi) theo các biến độc lập: ln(FDIi-1), GDPGi, GDPGi-1, OPNi, OPNi-1, ta được kết quả sau: 9 Bảng 8. Mô hình hồi quy để ƣớc lƣợng ρ Giá trị ước lượng được đối với hệ số hồi quy của ln(FDIi-1): ̂ =0.455547 chính là ước lượng vững của ρ mà ta cần tìm. Bước 2: Nhóm tác giả tiến hành xây dựng mô hình hồi quy với biến phụ thuộc mới là: ln(FDIi) – ̂ln(FDIi-1) và các biến độc lập mới là GDPGi - ̂.GDPGi-1; OPNi - ̂.OPNi-1. Kết quả trên phần mềm Eviews như sau: Bảng 9. Mô hình hồi quy mới 10 Từ kết quả của bảng trên, ta xây dựng mô hình hồi quy mới như sau: ln(FDIi) – ̂ln(FDIi-1) = 3.026022 + 0.076535(GDPGi - ̂.GDPGi-1) + 0.024634(OPNi - ̂.OPNi-1) Trong đó: ̂ = 0.455547 Tiếp theo, ta sẽ tiến hành kiểm định lại lần nữa để xem xét mô hình có còn hiện tượng tự tương quan hay không: Giả thiết: H0: không tồn tại tự tương quan trong mô hình H1: tồn tại tự tương quan trong mô hình Kết quả chạy Eviews như sau: Bảng 10. Kiểm định Breusch-Godfrey mô hình mới Theo kết quả của bảng trên, nR2 = 2.178290 có p – value tương ứng là 0.14. Do p – value > 0.05 nên ta chấp nhận giả thiết H0. Tức là, mô hình không xảy ra hiện tượng tự tương quan. 11 3.3. Nhận xét kết quả mô hình hồi quy Hàm hồi quy: ln(FDIi) – ̂ln(FDIi-1) = 3.026022 + 0.076535(GDPGi - ̂.GDPGi-1) + 0.024634(OPNi - ̂.OPNi-1) Ý nghĩa của hệ số xác định R2 và các hệ số ̂2, ̂3, trong mô hình hồi quy mới: - Ý nghĩa R2: R2 = 0.452903 có nghĩa là hai biến GDPGi - ̂.GDPGi-1 và OPNi - ̂.OPNi-1 giải thích được 45.29% sự thay đổi của biến ln(FDIi) – ̂ln(FDIi-1); 54.71% còn lại do các yếu tố chưa đưa vào mô hình hoặc chưa biết. - Ý nghĩa ̂2: ̂2 = 0.076535 có nghĩa là với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi GDPGi - ̂.GDPGi-1 thay đổi 1% (đơn vị của GDPGi - ̂.GDPGi-1 ở đây là %) thì tăng 7.654%. - Ý nghĩa ̂3: ̂3 = 0.024634 có nghĩa là với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi OPNi - ̂.OPNi-1 thay đổi 1% (đơn vị của OPNi - ̂.OPNi-1 cũng là %) thì tăng 2.463%. Kiểm định mô hình: Giả thiết: H0: R 2 = 0 H1: R 2 ≠ 0 Căn cứ vào bảng 9, ta thấy giá trị p-value (thống kê F) = 0.005937 < 0.05 nên ta bác bỏ H0. Tức là: mô hình mồi quy mới là phù hợp. Kiểm định hệ số β2: Giả thiết: H0: β2 = 0 H1: β2 ≠ 0 Căn cứ vào bảng số 9, ta thấy giá trị p-value tương ứng với hệ số hồi quy ̂2 là 0.4955 > 0.05. Do đó, ta chấp nhận giả thiết H0. Tức là: với độ tin cậy 95%, biến GDPGi - ̂.GDPGi-1 không có ảnh hưởng đến biến ln(FDIi) – ̂ln(FDIi-1). Kiểm định hệ số β3: Giả thiết: H0: β3 = 0 H1: β3 ≠ 0 12 Căn cứ vào bảng số 9, ta thấy giá trị p – value tương ứng với hệ số hồi quy ̂3 là 0.0017 < 0.05. Do đó, ta bác bỏ giả thiết H0. Tức là: với độ tin cậy 95%, biến OPNi - ̂.OPNi-1 thực sự có tác động đến biến ln(FDIi) – ̂ln(FDIi-1). 4. Kết luận và giải pháp Trong mô hình nghiên cứu của nhóm tác giả, chỉ có biến độ mở thương mại (OPN) là thật sự có tác động đến dòng vốn FDI. Dấu “+” trong hàm hồi quy mẫu là phù hợp với cơ sở lý thuyết ban đầu mà nhóm đề xuất, đồng thời khẳng định lại một lần nữa giả thuyết: nước ta càng mở cửa sẽ càng thu hút được nhiều vốn FDI. Do đó, tiếp theo trong phần giải pháp, nhóm tác giả sẽ tập trung vào các cách để nâng cao mức độ mở cửa hiện nay của nước ta. Cụ thể: 4.1. Phát triển và nâng cao chất lượng, quy mô đào tạo nguồn nhân lực cho mở cửa thương mại Theo yêu cầu của hội nhâp kinh tế quốc tế, nhu cầu nhân lực chất lượng cao ngày càng tăng, đòi hỏi sự cải tiến trong chất lượng đào tạo, giảng dạy. Nguồn nhân lực có trình độ chuyên môn, nghiệp vụ, vừa thông thạo ngoại ngữ là lợi thế cho nền kinh tế Việt Nam trong định hướng mở cửa và hội nhập. Đồng thời, với sự hiểu biết về luật pháp thương mại quốc tế, văn hóa, tập quán kinh doanh của các doanh nghiệp nước ngoài nhờ quá trình nghiên cứu, học tập, tra cứu các tài liệu, giáo trình nước ngoài, thông tin trên các phương tiện tra cứu hiện đại bằng tiếng nước ngoài cũng là một ưu thế của nguồn nhân lực chất lượng cao, thể hiện rõ qua việc thông thạo các điều khoản kí trong các hợp đồng, dễ dàng ứng phó những tranh chấp quốc tế xảy ra trong thương mại quôc tế. Để giải đáp ứng nhu cầu này, nhà nước cần ban hành những chính sách khuyến khích giáp dục ngành liên quan. Xây dựng, đầu tư, phát triền các trung tâm nghiên cứu, học viện chuyên về lĩnh vực thương mại quốc tế, mở cửa nền kinh tế. Ngoài ra, chính phủ còn có thể khuyến khích nâng cao trình độ nguồn nhân lực trong ngành bằng các chương trình giáo dục hợp tác quốc tế, tạo điều kiện cho cấp quản lý cùng nhân viên tiêu biểu đi học tập, nghiên cứu tại nước ngoài. Các doanh nghiệp cần phát triển chiến lược đầu tư phát triển nguồn nhân lực chất lượng cao cho doanh 13 nghiệp mình thông qua các hoạt động tổ chức hội thảo chuyên ngành nhằm tăng tính cạnh tranh khi tham gia vào thương mại quốc tế. 4.2. Phát huy tiềm năng thị trường để tăng cường mở rộng hợp tác quốc tế và khu vực Lợi ích khai thác được từ việc mở rộng hợp tác quốc tế và khu vực là vô hạn. Từ việc tiếp cận với sự tiến bộ của các nước có thế mạnh về các mặt như trình độ khoa học công nghệ, trình độ quản lý, trình độ chuyên môn của người lao động đến sự tiếp xúc với thị trường mới tạo điều kiện việc phát triển thị trường tiềm năng, mở rộng quy mô kinh doanh; tranh thủ sự trợ giúp vốn, kinh nghiệm sản xuất, kinh doanh...đều cho thấy quá trình hội nhập kinh tế với các nước trong khu vựcvà trên thế giới là điều hết sức cần thiết. Dựa trên thực tế đó, Việt Nam cần phát huy hơn nữa vai trò của mình trong các tổ chức kinh tế khu vực và thế giới; đồng thời, phải tận dụng hết những cơ hội hội nhập mang đến. Chủ động nghiên cứu giải quyết các cơ chế giải quyết các tranh chấp quốc tế trong khuôn khổ ASEAN và WTO để có thể vận dụng giải quyết ngay khi có tranh chấp xảy ra ảnh hưởng, liên quan đến quyền lợi quốc guia, doanh nghiệp Việt Nam. Bên cạnh đó, nhà nước cần đầy nhanh quá trình ra quyết định chính sách, tăng cường mối quan hệ giữa nàh nước và doanh nghiệp, thay đổi các chương trình xúc tiến xuất khẩu đối với từng mặt hàng, tập trung khai thác những thị trường mới; thực hiện chiến dịch quảng bá hình ảnh quốc gia, doanh nghiệp, sản phẩm ra quốc tế; nâng cao vai trò các cơ quan đại diện của Việt Nam tại nước ngoài để tạo điều kiện khai thác tốt thông tin về thị trường, tiềm năng từ nước bạn. 4.3. Đa dạng hóa các hoạt động xúc tiến thương mại, mở rộng thị trường Nâng cao vai trò cơ quan xúc tiến thương mại. Các bộ, ban ngành tăng cường hệ thống thông tin điện tử (website) cung cấp thông tin về chính sách, thị trường, vốn, lao động,...kịp thời và nhanh chóng; huyến khích, tạo điều kiện cho các doanh nghiệp lập văn phòng, phoàng trưng bày tại nước ngoài. Tăng cường hoạt động xuất khầu thông qua các chính sách giảm, miễn thuế. Giảm nhập khẩu các mặt hàng xa xỉ nhằm tiết kiệm ngoại tệ cho nhập khầu máy móc, trang thiết bị phục vụ sản xuất xuất khẩu. 14 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] PGS.TS. Nguyễn Thị Liên Hoa và Bùi Thị Bích Phương (2014), Nghiên cứu các nhân tố tác động đến đầu tư trực tiếp nước ngoài tại những quốc gia đang phát triển, tạp chí Phát triển và Hội nhập số 14(24) – tháng 01-02/2014, trang 40-46; [2] Hoàng Xuân Bình (2013), Mối quan hệ giữa mở cửa thương mại và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam trong tiến trình hội nhập kinh tế quốc tế, Luận án tiến sĩ, Trường Đại học Ngoại thương; [3] TS. Nguyễn Ngọc Sơn và TS. Trần Thị Thanh Tú (2009), Nguồn tài chính trong nước và nước ngoài cho tăng trưởng ở Việt Nam, Nhà xuất bản Lao động – Xã hội, Hà Nội; [4] Ths. Hoàng Ngọc Nhậm (2008), Giáo trình Kinh tế lượng, Nhà xuất bản Lao động – Xã hội, Hà Nội; [5] Tổng cục thống kê, địa chỉ trang web đường link truy cập số liệu truy cập ngày 25/05/2014; [6] Ngân hàng Thế giới, địa chỉ trang web đường link truy cập số liệu ngày truy cập 25/05/2014.