Mối quan hệ giữa kiều hối và tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam trong thời kỳ hội nhập quốc tế

3.1.Kiểm định nghiệm đơn vị và kiểm định đồng 
tích hợp 
Việc kiểm tra tính dừng được thực hiện 
thông qua kiểm định nghiệm đơn vị (Uni root 
test) đối với các biến trong mô hình (1). Nghiên 
cứu sử dụng tiêu chuẩn kiểm định ADF 
(Augmented Dickey-Fuller) và PP (Phillip 
Perron). Kết quả (bảng 1) cho thấy chỉ có biến 
LREM là chuỗi dừng I(0) theo tiêu chuẩn ADF 
với ý nghĩa 1% và PP với ý nghĩa 5%. Khi tiến 
hành kiểm định đối với sai phân bậc nhất thì kết 
quả lại cho thấy chỉ có biến LREM là các chuỗi 
dừng sai phân bậc nhất I(1) với ý nghĩa 1% với 
cả tiêu chuẩn ADF và PP. 
TAÏP CHÍ PHAÙT TRIEÅN KH&CN, TAÄP 18, SOÁ Q4- 2015 
 Trang 109 
Bảng 1. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị 
Tên biến 
Tiêu chuẩn ADF Tiêu chuẩn PP 
I(0) I(1) I(0) I(1) 
LGDP -1,349825 -2,029403 -1,643347 -2,230612 
LREM -3,834887*** -4,612912*** -3,745543** -5,493165*** 
Ghi chú: ký hiệu ***,**,* là chuỗi dừng tương ứng với ý nghĩa 1%, 5%, 10% 
Nguồn: Tính toán của tác giả từ số liệu nghiên cứu 
Tiếp theo, việc lựa chọn độ trễ tối ưu cho 
mô hình (1) được dựa trên giá trị các tiêu chuẩn 
AIC và SBC thu được từ việc ước lượng không 
giới hạn các mô hình ARDL. Trên cơ sở so sánh 
các tiêu chuẩn này thì độ trễ tối ưu cho mô hình 
nghiên cứu được xác định là ARDL (1,0,0). 
Bảng 2. Kết quả kiểm định đồng tích hợp Perasan 
Thống kê F 
7,795785 
90% 95% 99% 
I(0) I(1) I(0) I(1) I(0) I(1) 
Giá trị tới hạn 
(Critical value) 
2,72 3,77 3,23 4,35 4,29 5,61 
Nguồn: Table CI (iii) Case III (Perasan và cộng sự, 2001) 
Thực hiện kiểm định Wald ( F-statistic) tính 
được giá trị thống kê F = 7,795785. Sau đó giá trị 
thống kê F này tiếp tục sử dụng để kiểm định 
quan hệ đồng tích hợp với tiêu chuẩn của Perasan 
và cộng sự (2001). Kết quả cho thấy giả thuyết 
H0: 1 = 2 = 0 bị bác bỏ với mức ý nghĩa thống 
kê 1% và đủ cơ sở để kết luận giữa các biến trong 
mô hình (3) có tồn tại mối quan hệ đồng tích hợp 
trong dài hạn. 
3.2.Kết quả ước lượng quan hệ trong ngắn hạn 
và dài hạn 
Sau khi kết quả kiểm định Perasan đã khẳng 
định chắc chắn sự tồn tại mối quan hệ đồng tích 
hợp trong dài hạn, tác giả tiếp tục thực hiện ước 
lượng mô hình ARDL (1,0,0) để xác định hệ số 
hồi quy mô tả mối quan hệ trong dài hạn và ngắn 
hạn giữa kiều hối và tăng trưởng kinh tế của Việt 
Nam trong thời kỳ nghiên cứu. Kết quả ước 
lượng hệ số hồi quy của của hai mô hình ngắn 
hạn và dài hạn được trình bày trong bảng 3 dưới 
đây. 
Bảng 3. Kết quả ước lượng các hệ số dài hạn và ngắn hạn của mô hình ARDL(1,0,0) 
Mô hình dài hạn: Biến phụ thuộc LGDP Mô hình ngắn hạn: Biến phụ thuộc LGDP 
Biến Hệ số Thống kê t Biến Hệ số Thống kê t 
C 4,594250*** 40,47860 C 0,028516** 2,001305 
Science & Technology Development, Vol 18, No.Q4- 2015 
Trang 110 
LREM 0,196800*** 4,968245 LGDP(-1) 0,523025** 2,593613 
 LREM 0,012665* 1,810891 
 ECM(-1) -0,013751 -0,547623 
R2 0,75 R2 0,58 
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: 
2=1,152 [0,2261] 
Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-
Godfrey: 
2 =1,285 [0,3158] 
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: 
2=0,9258 [0,1896] 
Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey: 
2 =1,0396 [0,2743] 
Ghi chú: ***,**,* là hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê ở mức tương ứng 1%, 5%, 10% 
Nguồn: Tính toán của tác giả từ số liệu nghiên cứu 
Do đặc thù của mô hình tuyến tính dạng 
loga là các hệ số hồi quy thu được chính là độ co 
giãn của biến phụ thuộc theo các biến giải thích 
với đơn vị %. Từ đó kết quả ước lượng mô hình 
ARDL(1,0,0) đã cho thấy trong dài hạn kiều hối 
(LREM) có quan hệ dương với tăng trưởng kinh 
tế (LGDP) với ý nghĩa thống kê 1%, theo đó nếu 
kiều hối tăng 1% thì tỷ lệ tăng trưởng kinh tế 
cũng tăng tương ứng là 0,19%. 
Phần tiếp theo của bài viết trình bày kết quả 
ước lượng mô hình ECM để xác định mối quan 
hệ trong ngắn hạn giữa kiều hối và tăng trưởng 
kinh tế tại Việt Nam. Trong đó, phần sai số hiệu 
chỉnh (ECM) sử dụng là phần sai số thu được từ 
kết quả ước lượng các hệ số dài hạn. Kết quả ước 
lượng mô hình (2) tiếp tục cho thấy trong ngắn 
hạn kiều hối (LREM) có quan hệ dương với 
tăng trưởng kinh tế (LGDP) với ý nghĩa thống 
kê 10%. Cuối cùng, hệ số của phần sai số hiệu 
chỉnh (ECMt-1) là -0,013 nhưng lại không có ý 
nghĩa thống kê đã cho thấy tốc độ điều chỉnh từ 
ngắn hạn về cân bằng dài hạn là rất chậm sau khi 
có các cú sốc tác động. Các kiểm định chuẩn 
đoán về hiện tượng tự tương quan và phương sai 
sai số thay đổi cũng đã cho thấy các điều kiện cơ 
bản của kinh tế lượng về độ tin cậy của kết quả 
hồi quy đều được đảm bảo. 
4.KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 
Bài viết sử dụng mô hình ARDL (1,0,0) để 
nghiên cứu tác động của kiều hối đến tăng trưởng 
kinh tế tại Việt Nam trong giai đoạn 1990-2014. 
Kết quả nghiên cứu đã cho thấy một số vấn đề 
nổi bật như sau: (i) giữa kiều hối và tăng trưởng 
kinh tế tồn tại quan hệ đồng tích hợp trong dài 
hạn; (ii) Kiều hối có quan hệ dương (kích thích) 
với tăng trưởng kinh tế cả trong ngắn hạn và dài 
hạn. 
Từ kết quả nghiên cứu, tác giả đưa ra một số 
khuyến nghị tới các nhà hoạch định chính sách 
nhằm không những thu hút thêm kiều hối mà còn 
nâng cao vai trò của kiều hối trong kích thích 
tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam như sau: 
Thứ nhất: Cần tiếp tục có các chính sách 
đẩy mạnh khai thác các nguồn kiều hối tiềm năng 
bằng việc quảng bá mạnh mẽ hơn nữa hình ảnh 
đất nước, cập nhật tình hình phát triển kinh tế, 
chính sách đổi mới kinh tế, thông tin kịp thời về 
các chuyển biến tích cực của môi trường đầu tư 
đến cộng đồng kiều bào ta ở nước ngoài để từ đó 
thu hút thêm kiều hối chuyển về Việt Nam dưới 
dạng các khoản đầu tư, góp vốn sản xuất kinh 
doanh trong thời gian tới. Bên cạnh đó, tiếp tục 
nâng cao chất lượng phục vụ của các kênh 
chuyển kiều hối vào Việt Nam như hệ thống ngân 
TAÏP CHÍ PHAÙT TRIEÅN KH&CN, TAÄP 18, SOÁ Q4- 2015 
 Trang 111 
hàng, các tổ chức tài chính để tạo điều kiện thuận 
lợi hơn nữa cho kiều bào và lao động Việt Nam ở 
nước ngoài gửi tiền về trong nước. 
Thứ hai: Đẩy mạnh hoạt động xuất khẩu lao 
động Việt Nam sang làm việc tại nước ngoài, đặc 
biệt là các quốc gia có nền công nghiệp phát 
triển. Từ đó không những lao động Việt Nam có 
điều kiện nâng cao trình độ chuyên môn nghiệp 
vụ, rèn luyện tác phong công nghiệp, tiếp cận với 
công nghệ tiên tiến mà còn có nguồn thu nhập 
cao hơn so với mặt bằng thu nhập trong nước. 
Qua đó, hoạt động xuất khẩu lao động sẽ ngày 
càng tạo nguồn kiều hối lớn hơn trong thời gian 
tới. Bên cạnh đó, xuất khẩu lao động cũng là một 
hình thức nhằm giảm áp lực thất nghiệp cho nền 
kinh tế Việt Nam. 
Thứ ba: Các cơ quan chức năng cần có các 
biện pháp định hướng, thúc đẩy sự chuyển dịch 
của dòng kiều hối vào lĩnh vực sản xuất kinh 
doanh nhằm tạo ra hàng hóa, dịch vụ có ích cho 
xã hội, qua đó kiều hối sẽ tác động mạnh mẽ hơn 
nữa tới tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam trong 
thời gian tới. Bên cạnh đó cần có các biện pháp 
hạn chế dòng kiều hối chảy vào lĩnh vực chứng 
khoán, bất động sản, vàng làm gia tăng hiện 
tượng đầu cơ, tạo nên bong bóng tài sản gây bất 
ổn kinh tế vĩ mô. 
Thứ tư: Trong thời gian tới Việt Nam cần 
tiếp tục thực hiện chính sách ổn định tỷ giá hối 
đoái và thị trường ngoại hối, từ đó không những 
tạo cơ sở cho việc thu hút thêm kiều hối mà còn 
tác động tích cực làm tăng FDI đăng ký, giải 
ngân. Qua đó các kênh ngoại tệ này sẽ làm tăng 
dự trữ ngoại hối, tạo nền tảng căn bản cho ổn 
định tỷ giá hối đoái trong các giai đoạn tiếp theo. 
Thứ năm: Các chính sách vĩ mô trong giai 
đoạn tới cần đặt trọng tâm vào ổn định vĩ mô, 
kiềm chế lạm phát ở mức vừa phải (bằng hoặc 
thấp hơn tỷ lệ tăng trưởng kinh tế). Qua đó tạo 
điều kiện tiếp tục giảm lãi suất ngân hàng để 
khuyến khích người dân bán ngoại tệ từ nguồn 
kiều hối cho hệ thống ngân hàng và rút tiền để 
chi tiêu hoặc đầu tư góp vốn sản xuất kinh doanh. 
Từ đó kiều hối sẽ không những hỗ trợ tổng cung 
mà còn kích thích tăng tổng cầu và thúc đẩy kinh 
tế Việt Nam tăng trưởng cao hơn nữa trong thời 
gian tới. 
TÀI LIỆU THAM KHẢO 
[1]. The World Bank, Migration and 
Remittances: Recent Developments and 
Outlook, NewYork, USA (2015). 
[2]. The World Bank, World Development 
Indicators 2014, NewYork, USA (2015). 
[3]. United Nations, Impact of Remittances on 
developing coutries, UN Conference on 
Trade and Development, Switzerland, 
(2011) 
[4]. Pant B., “Mobilizing remittances for 
production use: A policy-oriented 
approach” Nepal Rastra Bank, Working 
paper serial number: NRB/WP/4. (2008). 
[5]. Thanh Le, “Remittances for economic 
development: The investment perpective”, 
Economic Modelling, No 28, PP 2409-2415, 
(2011) 
[6]. Rao B. B., Hassan G. M., “A panel data 
analysis of the growth effects of 
remittances”, Economic Modelling, No 28, 
701-709, (2011). 
[7]. Fayissa B., Nsiha, C., The impact of 
remittances on economic growth and 
development in Africa, Department of 
Economics and Finance, Working paper 
series, February, (2008). 
Science & Technology Development, Vol 18, No.Q4- 2015 
Trang 112 
[8]. Sufian E. M., “Work’s remittances and 
growth in MENA labor exporting 
countries”, Working paper No 10, 
International network for economic 
research, (2009). 
Hadeel S. Y., “The positive and negative 
impact of remittances on economic growth 
in MEAN countries”, The journal of 
International Management Studies, Vol 7, 
No 1, PP 8-14, (2012). 
[9]. Khalid A. K., “The link between remittances 
and Economic growth in Pakistan: A boon 
to economic stability”, British Journal of 
Economics, Management and Trade, Vol 2, 
No 3, PP 167-185, (2012) 
[10]. Ronald R. K. (2013), “Remittances and 
economic growth: A study of Guyana”, 
Economic systems, 30, (2013) 
[11]. Perasan, M.H., Shin, Y. and Smith, R.J., 
“Bounds testing Approaches to the Analysis 
of Level Relationships”, Journal of Applied 
Econometrics, 16, 289-326 (2001).