Vai trò của du lịch đối với tăng trưởng kinh tế Việt Nam

Nội dung text: Vai trò của du lịch đối với tăng trưởng kinh tế Việt Nam

1. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 3 (42) 2015 121 VAI TRỊ CỦA DU LỊCH ĐỐI VỚI TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ VIỆT NAM Ngày nhận bài: 06/10/2014 Nguyễn Quyết1 Ngày nhận lại: 25/11/2014 Võ Thanh Hải 2 Ngày duyệt đăng: 19/05/2015 TĨM TẮT Bài viết này xem xét vai trị của du lịch đối với tăng trưởng kinh tế Việt Nam, phân tích đánh giá trên cả hai gĩc độ ngắn hạn và dài hạn. Cơ sở lý thuyết dựa vào một số nghiên cứu trước và mơ hình kinh tế lượng được xây dựng dựa theo mơ hình tăng trưởng Cobb-Douglas. Năm biến nghiên cứu gồm tăng trưởng kinh tế (Y), độ mở kinh tế (OP), du lịch (TR), vốn đầu tư (K) và lao động (L) được phân tích bằng phương pháp kiểm định Granger, kiểm định đồng liên kết Johansen và mơ hình VECM (Vector Error Correction model). Kết quả nghiên cứu cho thấy trong ngắn hạn và dài hạn du lịch là nhân tố ảnh hưởng tích cực lên tăng trưởng nhưng quy mơ rất nhỏ. Từ khĩa: Cobb-Douglas, kiểm định Granger, kiểm định đồng liên kết Johansen và mơ hình VECM, du lịch, tăng trưởng kinh tế. ABSTRACT The objective of this paper is to examine the role of tourism in economic growth in Viet Nam which is analyzed covering both long-term and short-term. Theoretical foundations are based on previous studies and the econometric model which was constructed by using the Cobb- Douglas model. Granger causality test, Johansen cointegration test and Vector Error Correction model are employed to track five variables including economic growth (Y), openness (OP), tourism (TR), capital investment (K) and labours (L). The results of study pinpoint that tourism is a positive factor for economic growth in short- term and long term with small scale. Keywords: Cobb-Douglas, Ganger causality test, Johansen cointegration test, VECM, tourism, economic growth. 1. Giới thiệu12 phương diện lý thuyết, du lịch là một trong Tăng trưởng kinh tế là một trong những những yếu tố quan trọng thúc đẩy tăng trưởng chỉ tiêu quan trọng của chính sách điều hành và cũng là ngành dịch vụ phát triển nhanh nhất kinh tế vĩ mơ của mỗi quốc gia. Do đĩ, việc và quy mơ lớn nhất trên thế giới (Chor Foon xác định được vai trị của những nhân tố đĩng Tang et al., 2014). Theo Stefan Franz Schubert gĩp cho tăng trưởng là rất cần thiết nhằm giúp (2011) ngành du lịch đĩng gĩp vào tăng trưởng nhà quản lý hoạch định chính sách hiệu quả, của quốc gia thơng qua nhiều kênh khác nhau. đảm bảo tăng trưởng bền vững trong dài hạn. Thứ nhất, du lịch thu hút số lượng lớn lao Trong cấu thành tăng trưởng kinh tế của một động, tạo ra việc làm qua đĩ sẽ cải thiện thu quốc gia bao gồm đĩng gĩp của nhiều thành nhập của người lao động. Thứ hai, du lịch sẽ phần ví dụ vốn, lao động và các ngành dịch vụ. kích thích xây dựng mới cơ sở hạ tầng và tăng Một trong những ngành dịch vụ đĩng vai trị cạnh tranh của các doanh nghiệp trong cùng then chốt phải kể đến là dịch vụ du lịch. Về lĩnh vực. Thứ ba, du lịch là một kênh phổ biến 1 Trường CĐ Tài Chính Hải Quan. 2 Trường Đại Học Mở TPHCM.
2. 122 KINH TẾ để khuếch tán kiến thức cơng nghệ, gia tăng lý, phát triển ngành dịch vụ này hiệu quả hơn. nghiên cứu phát triển và tích lũy vốn con 2. Phát triển du lịch tại Việt Nam người. Thứ tư, quốc gia phát triển du lịch sẽ Du lịch Việt Nam được thành lập với tên thu về một lượng lớn ngoại tệ, qua đĩ giảm gọi đầu tiên là Cơng ty du lịch Việt Nam gánh nặng trong việc thanh tốn hàng hĩa nhập (09/07/1960) trực thuộc Bộ Ngoại Thương, khẩu phục vụ trong sản xuất và tiêu dùng. Thứ trải qua những biến cố thăng trầm của lịch sử năm, du lịch là nhân tố quan trọng giúp các ngành du lịch đã đạt được những tiến bộ vượt doanh nghiệp khai thác hiệu quả cái gọi là tiết bậc và gặt hái được những kết quả đáng ghi kiệm theo quy mơ (Andriotist, 2002; Croes, nhận về số lượng khách du lịch, về thu nhập 2006; Fagance, 1999 và Lin & Liu, 2000). du lịch, hiệu quả kinh tế - xã hội của Trong nhiều thập niên qua, rất nhiều hoạt động du lịch gĩp phần xĩa đĩi giảm nghiên cứu đã nỗ lực chứng minh mối quan hệ nghèo, làm giàu cho xã hội. Theo Hội Đồng giữa du lịch và tăng trưởng kinh tế (xem Bảng Lữ Hành Và Du Lịch Thế Giới (WTTC), Việt 1). Nhìn chung, các nghiên cứu chỉ ra rằng cĩ Nam đứng thứ 12/181 quốc gia tăng trưởng du mối quan hệ khá chặt chẽ giữa hai thành phần lịch dài hạn. Đĩng gĩp của du lịch vào GDP này. Tuy nhiên, về chiều hướng và quy mơ tác của các quốc gia theo cơ cấu gồm ba thành động thì khơng cĩ kết luận thống nhất mà tùy phần: trực tiếp, gián tiếp và phát sinh. Theo thuộc vào khơng gian thời gian nghiên cứu đĩ, đĩng gĩp trực tiếp của du lịch Việt Nam (Chor Foon Tang, Salah Abosedra, 2014). Hơn năm 2010 vào GDP là 73.800 tỷ đồng (tương nữa, mối quan hệ trong dài hạn của hai yếu tố đương gần 4 tỷ USD), chiếm 3,9% GDP, lao này hầu như chưa được nghiên cứu thấu đáo động trực tiếp tham gia vào lĩnh vực du lịch là và đầy đủ. Vì lẽ đĩ, kết quả của những nghiên 1.397.000 người, chiếm khoảng 3% tổng số cứu trước đây khơng thể là căn cứ vững chắc lao động tồn quốc. để làm cơ sở gợi ý chính sách hợp lý và áp Ngành du lịch đĩng gĩp gián tiếp tới hơn dụng chung cho mọi quốc gia. Thực tế cho 231.200 tỷ đồng vào GDP (tương đương 12,5 tỷ thấy, vấn đề này đang và tiếp tục thu hút sự USD), chiếm khoảng 12,4% GDP, cĩ 4.539.000 quan tâm của những nhà kinh tế, cũng như các người hoạt động gián tiếp trong lĩnh vực du lịch, nhà nghiên cứu. chiếm 9,9% tổng lao động tồn quốc. Năm 2020, Vậy, mục đích của bài viết này là dự kiến đĩng gĩp gián tiếp của ngành Du lịch sẽ nghiên cứu vai trị của du lịch đối với tăng là 738.600 tỷ đồng (tương đương 32,658 tỷ trưởng kinh tế Việt Nam bằng mơ hình kinh tế USD), khoảng 13,1% GDP; cĩ 5.651.000 cơng lượng và kỳ vọng sẽ trả lời thỏa đáng câu hỏi ăn việc làm gián tiếp trong du lịch, chiếm 10,4% liệu trong ngắn hạn cũng như dài hạn du lịch tổng số việc làm. Giá trị tăng trưởng của du lịch cĩ vai trị như thế nào đối với tăng trưởng kinh là 3,4% năm 2010 và sẽ tăng lên 7,3%/năm tế. Qua đĩ, gợi ý một số chính sách nhằm quản trong 10 năm tới. 8,000 7,000 THU NHAP KHACH QUOC TE 6,000 5,000 4,000 3,000 2,000 1,000 0 94 96 98 00 02 04 06 08 10 12 Hình 1. Thu nhập du lịch (100 tỷ đồng) và lượng khách quốc tế (nghìn lượt người) đến Việt Nam giai đoạn 1993-2013 Nguồn: Tổng Cục Du Lịch, vẽ từ Eviews 8.0
3. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 3 (42) 2015 123 Kể từ năm 1993 trở lại đây, số lượng khơng làm thúc đẩy tăng trưởng. Payne và khách quốc tế đến Việt Nam và thu nhập của Mervar (2010) cũng cĩ kết luận tương tự. Trái ngành du lịch tăng đều qua hàng năm. Trong lại hồn tồn với kết luận trên, Katircioğlu năm 2009, do ảnh hưởng của cuộc khủng (2009) kết luận rằng phát triển du lịch và tăng hoảng tài chính và suy thối kinh tế thế giới, trưởng kinh tế khơng cĩ mối tương quan, đặc lượng khách du lịch đến Việt Nam cĩ phần biệt khơng tìm thấy quan hệ đồng liên kết giảm nhẹ. Từ năm 2010 lượng khách tiếp tục trong dài hạn. tăng trở lại, tính đến đầu năm 2014 con số này Bên cạnh đĩ, một vài nghiên cứu ước đã vượt mức 7,4 triệu lượt người và thu nhập lượng tác động của du lịch đối với tăng trưởng từ ngành du lịch xấp xỉ đạt mức trên 90 nghìn và cho thấy du lịch cĩ ảnh hưởng tích cực lên tỷ đồng. tăng trưởng nhưng quy mơ bé hơn 1%. Ví dụ 3. Tổng quan lý thuyết nghiên cứu của Modeste (1995) thực hiện trên 3.1. Tăng trưởng kinh tế và du lịch ba quốc gia Barbados, Antigua, Barbuda và Du lịch được định nghĩa là các hoạt động Anguilla bằng phương pháp Pooled OLS, cho đi lại của con người ra khỏi nơi cư trú thường thấy du lịch chỉ đĩng gĩp khoảng 0,25% cho xuyên của mình khơng quá một năm liên tục tăng trưởng. Gưkovali and Bahar (2006) để nghỉ ngơi giải trí, kinh doanh hoặc với mục nghiên cứu trên các nước thuộc khu vực Địa đích khác. Du lịch là một trong những ngành Trung Hải (Mediterranean) và kết luận du lịch kinh tế phát triển nhanh nhất tại các quốc gia chỉ đĩng gĩp khoảng 1% cho tăng trưởng kinh trên thế giới, tạo ra rất nhiều việc làm và là tế. Tương tự, theo Kaplan and Çelik (2008) du nguồn phát triển quan trọng đặc biệt cho lịch đĩng gĩp khoảng 0,3% trong tăng trưởng những đối tượng khĩ tiếp cận thị trường lao kinh tế của Thổ Nhĩ Kỳ, khoảng 0,23% đối với động như phụ nữ, lao động nhập cư và cư dân tăng trưởng của Singapore. nơng thơn. Du lịch cĩ thể đĩng gĩp đáng kể 3.2. Tăng trưởng kinh tế và độ mở vào phát triển kinh tế xã hội và giảm nghèo. Trong mơ hình tăng trưởng tân cổ điển, Vai trị của du lịch đối với tăng trưởng kinh tế thay đổi cơng nghệ được xem là yếu tố ngoại đã được nhiều nghiên cứu thảo luận trên cả hai sinh, khơng ảnh hưởng bởi chính sách tự do phương diện lý thuyết và thực nghiệm. Về gĩc thương mại (Solow, 1957). Tuy nhiên, gần đây độ lý thuyết, ngồi sự đĩng gĩp về mặt kinh tế, Lucas (1988), Romer (1986), Barro and Sala-i- du lịch cịn ảnh hưởng tới văn hĩa gồm những Martin (1995), Grossman, Helpman (1991) và tác động tới khuơn khổ, chuẩn mực, quy tắc và Romer (1992) những người tiên phong trong tiêu chuẩn, thể hiện ở hành vi, quan hệ xã hội lý thuyết tăng trưởng mới lại cho rằng thay đổi và những gì con người tạo ra, bao gồm hàng cơng nghệ là yếu tố nội sinh và cĩ thể bị ảnh thủ cơng mỹ nghệ, ngơn ngữ, truyền thống, ẩm hưởng bởi độ mở kinh tế của mỗi quốc gia. thực, nghệ thuật, âm nhạc, lịch sử, kiến trúc, Chẳng hạn, một quốc gia cĩ độ mở lớn thì giáo dục, trang phục và họat động vui chơi giải cơng nghệ trong nước cũng như ngành cơng trí (Mathieson và Wall, 1982). Tuy nhiên, nghiệp sản xuất hàng hĩa xuất khẩu sẽ được người ta vẫn chưa phân định được rõ ràng liệu cải tiến để cạnh tranh với sản phẩm nước ngồi phát triển du lịch cĩ thể dẫn đến tăng trưởng về chất lượng và giá cả, khi đĩ cải tiến cơng kinh tế hay ngược lại. Bằng những phương nghệ sẽ đạt được thơng qua nghiên cứu phát pháp khác nhau, nhiều nghiên cứu đã cho thấy triển để tồn tại. Qua đĩ, cơng nghệ của nước rằng du lịch cĩ ảnh hưởng tích cực tới tăng ngồi cũng được biết đến thơng qua kênh nhập trưởng kinh tế chẳng hạn kết luận của khẩu hàng hĩa đặc biệt là sản phẩm điện tử và Balaguer và Cantavella-Jordá (2002), Gunduz sản phẩm cơng nghệ cao. Mặt khác, tự do hĩa and Hatemi-J (2005), Belloumi (2010), Brida thị trường vốn cho phép đầu tư nước ngồi tiếp et al. (2010), Katircioğlu (2010), Lean và Tang cận thị trường nội địa thuận lợi hơn, theo đĩ (2010). nhờ hiệu ứng lan tỏa thì cơng nghệ nội địa sẽ Gần đây, chủ đề này được Tang and Tan được cải tiến tốt hơn và hiệu quả hơn, thúc đẩy (2013) thực hiện nghiên cứu trên quốc gia tăng trưởng nhanh hơn. Vậy, cĩ thể kỳ vọng Malaysia và khẳng định rằng phát triển du lịch rằng độ mở kinh tế của một quốc gia và tăng
4. 124 KINH TẾ trưởng sẽ cĩ tương quan thuận. Hơn nữa, Batra (1992), Batra và Beladi Tuy nhiên, độ mở kinh tế khơng làm gia (1996), Leamer (1995) cũng chỉ trích gay gắt tăng tốc độ tăng trưởng một cách rõ ràng. Theo vấn đề mở cửa kinh tế, đây là nguyên nhân gốc Levine và Renelt (1992), quan hệ của tăng rễ dẫn đến suy thối kinh tế, bởi tăng độ mở và trưởng và độ mở xuất hiện và thay đổi phụ tự do thương mại ắt hẵn thuế quan sẽ giảm thuộc vào kênh đầu tư. Gia tăng độ mở kinh tế xuống dẫn đến giảm giá tương đối của sản sẽ kích thích đầu tư nước ngồi nhưng đồng phẩm nội địa, làm cho sản phẩm nội địa sẽ thời cũng làm đầu tư nội địa giảm xuống đáng kém hấp dẫn hơn sản phẩm nhập khẩu, khi đĩ kể do phải cạnh tranh khĩc liệt với những nhà sản xuất trong nước sẽ gặp phải những khĩ đầu tư nước ngồi đã cĩ nhiều kinh nghiệm, khăn nhất định. vốn lớn và đặc biệt là cĩ nền cơng nghệ tiên Mặt khác, bất đồng trong lý luận về vai tiến. Trong trường hợp này, theo Grossman trị của độ mở kinh tế với tăng trưởng cũng đã and Helpman (1991), chính phủ nên bảo hộ được chứng minh trong những nghiên cứu hơn là mở cửa và để đảm bảo tăng trưởng thực nghiệm của Edwards (1992), Dollar trong dài hạn chính phủ nên khuyến khích đầu (1992), Sachs and Warner (1995), Frankel và tư trong nước bằng những lợi thế cạnh tranh. Romer (1999), O’Rourke (2000). 3.3. Một số nghiên cứu liên quan Bảng 1. Tĩm tắt kết quả một số nghiên cứu Tác giả Quốc gia Phương pháp Kết luận Ghali (1976) Hawaii OLS TRY Balaguer và Cantavella- Jorda (2002) Spain ECM Dritsakis (1998) Greece ECM TRY Durbarry (2004) Mauritius ECM TRY Narayan (2003) Fiji ECM TRY Oh (2005) South Korea Granger causality test Kim et al (2006) Taiwan Granger causality test Lanza et al (2003) 13 nước OECD Almost ideal demand Nước thu nhập thấp Eugenio-Martin et al (2004) Latin American hoặc trung Panel GLS bình: Nước phát triển: TR Y OEDC: Các nước OECD và Lee và Chang (2006) PECM khơng thuộc Non- OECD OECD:
5. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 3 (42) 2015 125 Tác giả Quốc gia Phương pháp Kết luận Midle East và Chor Foon Tang (2014) Panel GLS TRY North African USA, Antigua, Juan Gabriel Brida et al (2009) Penel cointegrate TRY Barbuda Jang C.Jin (2011) Hong Kong Var model Nguồn: Chien-Chiang Lee et al (2008) và Tác giả tổng hợp 3.4. Mơ hình kinh tế lượng tế lượng ủng hộ vì bậc tự do quá lớn. Dựa theo Mơ hình tăng trưởng Cobb-Douglas cĩ nghiên cứu của Grossman và Heilpman dạng tổng quát như sau: (1991), Sinclair và Stabler (1997), Chor Foon α 1-α Y = AK L (1) Tang và Salah Abosedra (2013), Juan Gabriel Trong đĩ: Y là tổng sản lượng đầu ra Brida. et al. (2009), Jang C.Jin (2011), Chien- (GDP), K là vốn, L là lao động, A: là năng suất Chiang Lee và Mei-se Chien (2011) nhĩm tác các yếu tố tổng hợp (TFP). Từ phương trình (1) giả quyết định chọn biến độ mở kinh tế và du lấy logarit rồi sau đĩ lấy sai phân bậc nhất. lịch thuộc thành phần TFP đưa vào mơ hình ΔlnY = ΔlnA +αΔlnK +(1-α)ΔlnL (2) nghiên cứu. Vậy, phương trình (2) được biến Từ phương trình (2) cho thấy tăng đổi lại như sau: ΔlnY = β +β ΔlnOP +β ΔlnTR +β ΔlnK +β ΔlnL (3) trưởng của sản lượng đầu ra được đĩng gĩp 0 1 2 3 4 bởi 3 thành phần chủ yếu: TFP, vốn đầu tư và Trong đĩ: LnOP, LnTR lần lượt là lao động. Trong đĩ thành phần TFP đĩng vai logarit của độ mở kinh tế và lượng khách du trị quan trọng và là chỉ tiêu đo lường năng lịch nước ngồi. suất của đồng thời cả “lao động” và “vốn” 4. Phương pháp phân tích và kết quả trong một hoạt động cụ thể hay cho cả nền thực nghiệm kinh tế. Theo Sala-i-Martin (1997), TFP phản 4.1. Thống kê mơ tả ánh sự tiến bộ của khoa học kỹ thuật và cơng Để đánh giá ảnh hưởng của du lịch tới nghệ, chính sách của chính phủ trong giáo dục, tăng trưởng kinh tế chúng tơi sử phương pháp quyền sở hữu tài sản, tuổi thọ người dân và định lượng, phân tích với năm biến số (ở dạng thậm chí bao gồm các yếu tố địa lý. Thật vậy, logarit). Trong nghiên cứu này sử dụng số liệu trong thành phần TFP chứa rất nhiều các nhân chuỗi thời gian, được thu thập theo năm trong tố ảnh hưởng tới sản lượng đầu ra, nếu tất cả gian đoạn 1993-2013, các biến được tổng hợp các yếu tố này được đưa vào mơ hình để phân từ nguồn số liệu thứ cấp. tích thì việc làm này khơng được các nhà kinh Bảng 2. Mơ tả biến nghiên cứu Biến Ký hiệu Kỳ vọng dấu Đơn vị Nguồn GDP Y + Tỷ USD World bank Độ mở kinh tế OP + Lần Tác giả tổng hợp Khách du lịch TR + Triệu người Tổng cục du lịch Vốn đầu tư K + Tỷ USD World bank Lao động L + Triệu người World bank
6. 126 KINH TẾ Phân tích thống kê mơ tả nhằm cung cấp (Kurtosis) cĩ sự khác biệt nhưng khơng đáng những thơng tin khái quát về bộ số liệu nghiên kể, ngoại trừ biến LnTR cĩ độ nhọn lớn hơn. cứu. Thật vậy, kết quả thống kê Bảng 03 cho Chỉ số độ lệch (Skewness) của biến LnOP và biết các biến nghiên cứu được thu thập trong LnL mang giá trị âm điều này cho biết phân khoảng thời gian 21 năm (1993-2013). Giá trị phối của chúng lệch về hướng bên trái, phân độ lệch chuẩn (Std.Dev) cho thấy lượng vốn phối các biến cịn lại đều lệch sang phải vì tất đầu tư cĩ biến động lớn hơn so với các biến cả hệ số độ lệch của chúng đều lớn hơn khơng. cịn lại, chỉ số độ nhọn của các phân phối Bảng 3. Kết quả thống kê mơ tả lnY lnOP lnTR lnK lnL Mean 3.8910 0.0445 8.1406 2.6308 3.7802 Median 3.7546 0.0677 8.1062 2.5297 3.7909 Maximum 5.1440 0.5008 8.8537 3.6869 3.9789 Minimum 2.5788 -0.4780 7.5470 1.5173 3.5518 Std. Dev. 0.7582 0.3441 0.3731 0.7693 0.1370 Skewness 0.1168 -0.0848 0.4381 0.0805 -0.1656 Kurtosis 1.9155 1.4946 2.5257 1.5076 1.7602 Jarque-Bera 1.0769 2.0081 0.8686 1.9715 1.4410 Probability 0.5836 0.3664 0.6477 0.3732 0.4865 Observations 21 21 21 21 21 Nguồn: Tính từ phần mềm Eviews 8.0 Thống kê Jarque-Bera dùng để kiểm Kiểm định thơng dụng được sử dụng để định các biến cĩ phải phân phối chuẩn hay xem xét tính dừng của chuỗi thời gian là kiểm khơng. Với giả thuyết: H0: “Biến cĩ phân phối định nghiệm đơn vị (Unit root test) và được chuẩn” và H1: “Biến khơng cĩ phân phối Augment Dickey-Fuller (ADF) giới thiệu lần chuẩn” Giá trị xác suất (probability) của các đầu vào năm 1979 với mơ hình như sau: biến đều lớn hơn 0,05, vậy giả thuyết H0 được a. Mơ hình 1: Khơng cĩ xu thế chấp nhận. Chứng tỏ rằng tất cả các biến p ΔY=α +βY + ρΔY +ε (4) nghiên cứu cĩ phân phối chuẩn. t 0 t-i i t-i t i=1 4.2. Kiểm định tính dừng b. Mơ hình 2: Cĩ xu thế Nelson và Plosser (1982) cho rằng hầu p hết các chuỗi thời gian là khơng dừng tại bậc ΔY=αt 0 +βY t-i + ρΔY i t-i +γT+ε t (5) I(0), cho nên trước khi phân tích cần phải kiểm i=1 định xem chuỗi thời gian cĩ dừng hay khơng. Trong đĩ: là sai phân bậc nhất,  t là Tính dừng của chuỗi dữ liệu thời gian cĩ ý phần dư (thỏa tính chất nhiễu trắng- white nghĩa quyết định hiệu quả phương pháp ước noise) và T là biến xu thế. Giả thuyết kiểm lượng được sử dụng. Nếu chuỗi thời gian định: H:β = 0 và H:β0 . Nếu giả thuyết khơng dừng thì giả định của phương pháp OLS 0 1 (Ordinary Least Square) khơng thỏa mãn. H0 được chấp nhận thì Yt cĩ nghiệm đơn vị, Theo đĩ, các kiểm định t hoặc kiểm định F kết luận chuỗi đang xem xét khơng dừng và khơng cĩ hiệu lực (Chrish, 2008). ngược lại.
7. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 3 (42) 2015 127 Bảng 4. Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF) Kiểm định ADF Biến Chuỗi ban đầu Chuỗi sai phân bậc 1 Khơng cĩ xu thế Cĩ xu thế Khơng cĩ xu thế Cĩ xu thế lnY -0.5624 -1.8449 -3.3497 -3.2434 lnOP -0.3838 -2.8236 -5.2764 -5.0876 lnTR 0.7770 -1.9745 -4.3939 -4.4429 lnK -0.4737 -3.3603 -3.2306 -3.1436 lnL -4.3320 -2.2498 0.0280 -2.5578 Nguồn: Tính từ phần mềm Eviews 8.0, dấu ( ) thống kê cĩ ý nghĩa mức 5% Kết quả trong Bảng 4 cho biết, xét trên việc xác định bậc trễ phù hợp cĩ ý nghĩa đặc chuỗi ban đầu (chuỗi gốc), chỉ cĩ chuỗi lnL biệt quan trọng. Nếu bậc trễ quá dài thì các dừng, các biến cịn lại khơng dừng trong cả hai ước lượng sẽ khơng hiệu quả, ngược lại nếu trường hợp cĩ xu thế và khơng cĩ xu thế. Đối quá ngắn thì phần dư của ước lượng khơng với chuỗi sai phân bậc 1, hầu hết các chuỗi thỏa mãn tính nhiễu trắng làm sai lệch kết quả dừng trong trường hợp khơng cĩ xu thế, ngoại phân tích. Để chọn bậc trễ tối ưu, người ta trừ chuỗi lnK. Tuy nhiên, trong trường hợp cĩ thường căn cứ vào tiêu chuẩn: AIC (Akaike xu thế thì chuỗi lnOP, lnTR dừng cịn các information criterion), SC (Schwart Bayesian chuỗi cịn lại khơng dừng. criterion) và HQ (Hannan Quinn Information 4.3. Xác định bậc trễ thích hợp Criterion). Theo AIC, SC và HQ bậc trễ tối ưu Trong phân tích dữ liệu chuỗi thời gian, được lựa chọn là bậc trễ cĩ chỉ số nhỏ nhất. Bảng 5. Kết quả xác định bậc trễ thích hợp Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0 98.17684 NA 6.18e-11 -9.317684 -9.068751 -9.269090 1 227.5462 181.1171* 1.99e-15* -19.75462* -18.26102* -19.46306* Nguồn: Tính từ phần mềm Eviews 8.0, (*) tiêu chuẩn cĩ bậc trễ tối ưu st Kết quả thống kê cho thấy tiêu chuẩn Y=tβ 0 + δ i X t-i + η j Y t-i + ν t (7) AIC, SC và HQ đều cho kết quả bậc trễ thích i=1 j=1 hợp nhất dùng trong phân tích là bậc 1. Kiểm định được tiến hành theo hai chiều 4.4. Kiểm định nhân quả Granger hướng, với giả thuyết H0: “X khơng tác động Kiểm định Granger dùng để kiểm định lên Y” và H1: “X tác động lên Y”. Nếu giả mối quan hệ nhân quả của hai biến X, Y. Mơ thuyết H0: bị bác bỏ thì chứng tỏ rằng “X tác hình cĩ dạng như sau: động lên Y” và ngược lại. pq X=tα 0 + ω i X t-i + φ j Y t-i + e t (6) i=1 j=1
8. 128 KINH TẾ Bảng 6. Kết quả kiểm định Granger Null Hypothesis (H0) Obs F-Statistic Prob. 1. TR khơng tác động tới GDP 20 6.66988 0.0424 2. GDP khơng tác động tới TR 7.08866 0.0164 3. OPEN khơng tác động tới GDP 20 5.18019 0.0361 4. GDP khơng tác động tới OPEN 0.13800 0.7149 5. L khơng tác động tới GDP 20 1.07193 0.3150 6. GDP khơng tác động tới L 11.9555 0.0030 7. K khơng tác động tới GDP 20 4.52337 0.0484 8. GDP khơng tác động tới K 0.44809 0.5122 9. OPEN khơng tác động tới TR 20 0.09396 0.7629 10. TR khơng tác động tới OPEN 0.02197 0.8839 11. L khơng tác động tới TR 20 2.04809 0.1705 12. TR khơng tác động tới L 4.50910 0.0487 13. K khơng tác động tới TR 20 6.33412 0.0222 14. TR khơng tác động tới K 0.46542 0.5043 15. L khơng tác động tới OPEN 20 12.6136 0.0025 16. OPEN khơng tác động tới L 2.18738 0.1574 17. K khơng tác động tới OPEN 20 0.39495 0.5381 18. OPEN khơng tác động tới K 6.71389 0.0190 19. K khơng tác động tới L 20 5.48154 0.0317 20. L khơng tác động tới K 5.84352 0.0272 Nguồn: Tính từ phần mềm Eviews 8.0, dấu ( ) thống kê cĩ ý nghĩa mức 5% Kiểm định Granger được thực hiện trên Bên cạnh đĩ, kiểm định (3) và (7) cũng khẳng các chuỗi thời gian dừng, bậc trễ được chọn định rằng mở cửa kinh tế và tăng lượng vốn dựa theo tiêu chuẩn AIC và SC (bậc 1). Kết đầu tư là những nhân tố quan trọng nhằm thúc quả Bảng 6 cho thấy biến du lịch và tăng đẩy tăng trưởng kinh tế. trưởng GDP cĩ mối quan hệ nhân quả (kiểm 4.5. Kiểm định đồng liên kết Johansen định 1 và 2 giả thiết H0 bị bác bỏ), nghĩa là Kiểm định đồng liên kết được Engle và phát triển du lịch sẽ dẫn tới tăng trưởng GDP Granger giới thiệu lần đầu tiên vào năm 1987, và ngược lại. Mặt khác, du lịch cĩ ảnh hưởng dùng để xem xét mối liên hệ giữa các chuỗi đối với thị trường lao động (kiểm định 12). thời gian trong dài hạn. Tác giả này cho rằng
9. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 3 (42) 2015 129 những chuỗi thời gian khơng dừng cĩ thể trở giá trị ước lượng của trị riêng thứ i và n: số trị thành chuỗi dừng khi chúng được tổ hợp tuyến riêng và tuân theo luật phân phối  2 . tính với nhau. Hai phương pháp thống kê sau b. Phương pháp 2: Kiểm định giá trị dùng để tìm kiếm số véctơ đồng liên kết. riêng cực đại (Maximum Eigenvalue) a. Phương pháp 1: Kiểm định phần tử Giả thuyết thống kê: H : rank( ) = r và đường chéo và vết của ma trận (Trace) 0 H1 : rank( ) = r +1. Thống kê kiểm định: Giả thuyết thống kê: H0 : rank( ) r và n H1 : rank( ) > r . Thống kê kiểm định: ˆ λtracei+1 (r,r +1) = -T ln(1- λ ) (9) n ˆ i=r+1 λtracei (r) = -T ln(1- λ ) (8) Trong thực nghiệm đa số kết quả của hai i=r+1 kiểm định này là thống nhất nhau. Trong đĩ: r: số véctơ đồng liên kết,  : ˆ ma trận trị riêng khác khơng, T: số mẫu, i : Bảng 7. Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen Phương pháp 1: Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized Trace 0.05 H0 H1 Eigenvalue Statistic Critical Value Prob r=0 r >=1 0.939225 117.5414 69.81889 0.0000 r =2 0.871748 64.33046 47.85613 0.0007 r =3 0.499833 25.30904 29.79707 0.1507 r =4 0.417291 12.14561 15.49471 0.1501 r =5 0.094415 1.884318 3.841466 0.1698 Phương pháp 2: Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized Max-Eigen 0.05 H0 H1 Eigenvalue Statistic Critical Value Prob r=0 r =1 0.9392 53.2109 33.8769 0.0001 r<=1 r =2 0.8717 39.0214 27.5843 0.0011 r<=2 r=3 0.4998 13.1634 21.1316 0.4373 r<=3 r=4 0.4173 10.2613 14.2646 0.1953 r<=4 r=5 0.0944 1.88430 3.8415 0.1698 Nguồn: Tính từ phần mềm Eviews 8.0, ( ), ( ) thống kê cĩ ý nghĩa mức 5%, 1% Kết quả Bảng 7 cho thấy với giả thuyết ứng với số véctơ đồng liên kết thì số phương H0: r<=1 cả hai phương pháp đều cĩ trình đồng liên kết thu được từ kết quả kiểm (prob<0.05), giả thuyết H0 bị bác bỏ. Vậy, cĩ định như sau: hai véctơ đồng liên kết trong mơ hình. Tương
10. 130 KINH TẾ Bảng 8. Hệ số phương trình đồng liên kết Phương trình 1: Log likelihood 108.7009 lnY lnOP lnTR lnK lnL C 0.639053 0.484943 1.407219 2.872447 -7.787802 (0.18559) (0.08359) (0.07735) (0.63800) (2.17234) Phương trình 2: Log likelihood 239.6805 lnY lnOP lnTR lnK lnL C 0.0000 0.864487 1.048057 2.759863 -4.484952 (0.06115) (0.05653) (0.34687) (1.03240) lnOP 0.593916 0.562021 0.176173 5.168351 (0.11596) (0.10721) (0.65780) (1.95785) Nguồn: Tính từ phần mềm Eviews 8.0, dấu ( ) thống kê cĩ ý nghĩa mức 5%, giá trị trong () là sai số chuẩn Kết quả Bảng 8 cho thấy phương trình kinh tế, du lịch, vốn đầu tư và lao động thì đồng liên kết với các biến độc lập đều cĩ ý GDP bình quân tăng tương ứng khoảng nghĩa thống kê mức 5%. Từ phương trình 1, hệ 0,639%; 0,485%; 1,407% và 2,872%. số của các biến độc lập cho giá trị dương phù 4.6. Mơ hình hiệu chỉnh sai số VECM hợp với kỳ vọng dấu. Hơn nữa, cũng từ (Vector Error Correction model) phương trình này cĩ thể nhận thấy rằng trong Sau khi đã xác định được kết quả cĩ tồn dài hạn độ mở kinh tế, du lịch, vốn đầu tư và tại đồng liên kết giữa các biến nghiên cứu thì lao động cĩ ảnh hưởng tích cực lên tăng mơ hình VECM được áp dụng để xem xét mối trưởng GDP. Cụ thể, giả sử nếu các điều kiện quan hệ giữa các biến trong ngắn hạn. khác khơng đổi thì 1% tăng lên của độ mở Bảng 9. Kết quả ước lượng mơ hình VECM (Vector Error Correction model) Dependent Variables: Ln(Y) Variables Coefficient Std. Error T-statistics Error Correction -0.627702 0.23859 -2.63093 ΔLn(Yt-1 ) 0.200253 0.04688 4.27891 ΔLn(OPt-1 ) 0.107116 0.21716 0.49326 ΔLn(TRt-1 ) 0.049689 0.01750 2.83937 ΔLn(K) 0.720612 0.23250 3.13813
11. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 3 (42) 2015 131 Dependent Variables: Ln(Y) ΔLn(L) - 0.882128 1.00596 -0.87690 C 1.443984 3.61513 0.39943 R-squared 0.753100 F-statistic 6.605263 Diagnostic test F-statistic Prob  2 Serial 1.5231 0.2138  2 ARCH 1.9506 0.1314 Nguồn: Tính từ Phần mềm Eviews 8.0, dấu ( ) thống kê cĩ ý nghĩa 5% Kết quả ước lượng mơ hình VECM cho hình kinh tế lượng, xét trên hai gĩc độ ngắn hạn thấy phần hiệu chỉnh sai số EC (Error và dài hạn cĩ thể rút ra một số kết luận sau: Correction) của phương trình trong dài hạn tồn Một là, du lịch và tăng trưởng kinh tế cĩ mối tại cĩ ý nghĩa thống kê mức 5% và bằng - quan hệ nhân quả, kết luận này tương tự nghiên 0,627702. Điều này cho thấy, nếu tác động của cứu của Dritsakis (1998) tại Hy Lạp, Kim et al. các biến độc lập đẩy GDP bình quân tăng (2006) tại Đài Loan, Juan Gabriel Brida et al. (giảm) ở năm này thì GDP sẽ điều chỉnh giảm (2009) tại Mỹ. Hai là, cả trong dài hạn và ngắn (tăng) hướng về mức cân bằng khoảng hạn du lịch là thành phần đĩng gĩp tích cực vào 62,7702% ở năm sau. Mặt khác, biến tăng trưởng kinh tế tương ứng khoảng ΔLn(TR ) 0,484943% và 0,107116%, quy mơ này vẫn cịn t-1 cĩ ý nghĩa thống kê mức 5% cho thấy du lịch đĩng gĩp tích cực cho tăng trưởng thấp so với các nước trong khu vực như GDP tại trễ một năm, nghĩa là ở hiện tại nếu Singapore (2,3%), Thái Lan (0,53%). du lịch tăng 1% thì một năm sau sẽ gĩp phần Từ kết quả nghiên cứu, với kỳ vọng gia vào tăng GDP khoảng 0,107116% (giả sử các tăng hơn nữa quy mơ đĩng gĩp của du lịch vào yếu tố khác khơng đổi). Ngồi du lịch thì vốn tăng trưởng kinh tế, chúng tơi gợi ý một số nội ΔLn(Y ) dung chính sách như sau: đầu tư (K) và bản thân tăng trưởng t-1 Thứ nhất, Chính phủ cần rà sốt, hồn cũng là hai nhân tố cĩ ý nghĩa gĩp phần vào thiện quy hoạch sử dụng tài nguyên, quy hoạch tăng trưởng trong ngắn hạn. phát triển ngành du lịch, qua đĩ phát huy tính Kiểm định chẩn đốn mơ hình độc đáo các sản phẩm du lịch lợi thế theo từng (Diagnostic test) cho thấy mơ hình nghiên cứu vùng miền. Hỗ trợ các vùng, các địa phương, khơng vi phạm giả định tự tương quan và doanh nghiệp xây dựng và phát triển thương phương sai thay đổi. Mặt khác, kiểm định F cĩ hiệu du lịch địa phương, thương hiệu du lịch ý nghĩa mức 5% và hệ số của R2=0,75310 ngụ của doanh nghiệp. ý rằng mơ hình nghiên cứu phù hợp với mẫu Thứ hai, Chính phủ nên khuyến khích tổ và 75,310% biến động của tăng trưởng GDP chức các sự kiện truyền thơng quãng bá du lịch được giải thích bởi các biến độc lập, cịn lại Việt Nam đến bạn bè thế giới. Sản xuất các ấn khoảng 24,69% biến động được giải thích bởi phẩm báo chí tiêu biểu để truyền thơng thương yếu tố khác. hiệu Việt Nam tại các thị trường du lịch tiềm 5. Kết luận năng. Bên cạnh đĩ, cần tơn tạo các danh lam Dựa vào kết quả phân tích sự đĩng gĩp thắng cảnh di tích lịch sử văn hĩa, giảm giá của du lịch vào tăng trưởng kinh tế bằng mơ dịch vụ, khắc phục hạn chế bất cập như tình
12. 132 KINH TẾ trạng chèo kéo khách, ơ nhiễm mơi trường, an chất lượng nguồn nhân lực ngành du lịch đáp tồn thực phẩm, giao thơng. ứng sự phát triển trong thời kỳ hội nhập. Bên Thứ ba, Nhà nước cần tranh thủ hợp tác cạnh đĩ, cần tăng cường cơng tác tuyên truyền, quốc tế hỗ trợ kỹ thuật, kinh phí, kinh nghiệm nâng cao nhận thức về du lịch, huy động sự trong việc xây dựng triển khai các chương tham gia của người dân, cộng đồng địa phương trình, nội dung đào tạo, bồi dưỡng kiến thức và các tổ chức xã hội cùng phát triển du lịch. chuyên mơn kỹ năng nghiệp vụ để nâng cao TÀI LIỆU THAM KHẢO Androtis, K. (2002). Scale of hospitality firms and local economic development- evidence from Crete. Tourism Management, 23(4), p.333-341. Balaguer, J., Cantavella-Jordá, M. (2002). Tourism as a long-run economic growth factor: the Spanish case. Applying Economy, 34 (7), p.877–884. Batra, R. (1992). “The fallacy of free trade”. Review of International Economics, p.19–31. Batra, R., & Beladi, H. (1996). Gains from trade in a deficit-ridden economy, Journal of Institutional and Theoretical Economics, 152, p. 540–554. Barro, R., & Sala-i-Martin, X. (1995). Economic growth. New York, McGraw-Hill. Belloumi, M. (2010). The relationship between tourism receipts, real effective exchange rate and economic growth in Tunisia. International Journal Tourism, 12(5), p.550–560. Brida, J.G., Lanzilotta, B., Lionetti, S., Risso, W.A. (2010). The tourism-led growthhypothesis for Uruguay. Tourism Econ., 16 (3), p. 765–771. Chien-Chiang Lee & Chun-Ping Chang (2008). Tourism development and economic growth: A closer look at panels. Tourism Management, 29, p. 180–192. Chor Foon Tang, Salah Abosedra (2014). The impacts of tourism, energy consumption and political instability on economic growth in the MENA countries. Energy Policy, 68, p. 458–464. Croes, R. R. (2006). A paradigm shift to a new stragegy for small island economies: embracing demand side economics for value enhancement and long term economic stability. Tourism Management, 27, p.453-465. Dollar, D. (1992). Outward-oriented developing economies really do grow more rapidly: Evidence from 95 LDCs, 1976–1985. Economic Development and Cultural Change, 40, p. 523–544. Edwards, S. (1992). Trade orientation, distortions, and growth in developing countries. Journal of Development Economics, 39, p. 31–57. Fagance, M. (1999). Tourism as a feasible option sustainable development in small island developing states (SIDS): Nauru as a case study. Pacific Tourism Review, 3, p. 133-142. Frankel, J. A., & Romer, D. (1999). Does trade cause growth?. American Economic Review, 89, p. 379–399.
13. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 3 (42) 2015 133 Gưkovali, U., Bahar, O. (2006). Contribution of tourism to economic growth: a panel data approach. Anatolia, 17 (2), p. 155–167. Gunduz, L., Hatemi-J, A. (2005). Is the tourism-led growth hypothesis valid for Turkey?. Applying Economy, 12 (8), p. 499–504. Grossman, G. M., & Helpman, E. (1991). Innovation and growth in the global economy. Cambridge, Massachusetts: MIT Press. Jang C. Jin (2011). The effects of tourism on economic growth in Hong Kong. Cornell Hospitality Quarterly, 52 (3), p.333-340. Katircioğlu, S.T. (2009). Tourism, trade and growth: the case of Cyprus. Applying Economy, 41 (21), p. 2741–2750. Katircioğlu, S.T. (2010). Testing the tourism-led growth hypothesis for Singapore an empirical investigation from bounds test to cointegration and Granger causality tests. Tourism Econ., 16 (4), p. 1095–1101. Lean, H.H., Smyth, R. (2010). On the dynamics of aggregate output, electricity consumption and exports in Malaysia: evidence from multivariate Granger causality tests. Applying Energy, 87, p. 1963–1971. Leamer, E. E. (1995). A trade economist’s view of U.S. wages and globalization. Brookings Conference Proceedings. Levine,R., & Renelt, D. (1992). A sensitivity analysis of cross-country growth regressions. American Economic Review, 82, p. 942–963. Lin, B.H & Liu, H. H. (2000). A study of ecomomies of scale and economies of scope in Taiwan international tourist hotels. Asia Pacific Journal of Tourism Research, 5, p.21-28. Lucas, R. E. (1988). On the mechanics of economic development. Journal of Monetary Economics, 22(1), p. 3–42. Minh Ngọc (2013). Khách quốc tế đến Việt Nam hướng mĩc 7,4 triệu người. Báo điện tử chính phủ nước cộng hịa xã hội chủ nghĩa Việt Nam. Truy cập từ Modeste, N.C. (1995). The impact of growth in the tourism sector on economic development: the experience of selected Caribbean countries. Econ. Int., 48 (3), p.375–384. Nguyễn Quyết (2014). Quan hệ của viện trợ nước ngồi và tăng trưởng kinh tế thực tiễn tại Việt Nam. Tạp chí khoa học trường Đại Học Mở TPHCM, số 2 (35), trang 49-58. O’Rourke, K. H. (2000). Tariffs and growth in the late 19th century. Economic Journal, 110, p.456–483. Payne, J.E., Mervar, A. (2010). The tourism growth nexus in Croatia. Tourism Economy, 16 (4), p. 1089–1094. Romer, P. M. (1986). Increasing returns and long run growth. Journal of Political Economy, 94(5), p. 1002–1037. Romer, P. M. (1992). Two strategies for economic development. Using Ideas and Producing Ideas, World Bank Annual, Conference on Economic Development.
14. 134 KINH TẾ Sachs, J., & Warner, A. (1995). Economic reform and the process of global integration. Brookings Papers Economic Activity, 1, p. 1–117. Sala-i-Martin, X. (1997). I just ran two million regressions. American Economic Review, 87, p.178-83. Sinclair, M. T., and M. Stabler (1997). The economics of tourism. London, Routledge. Stefan Franz Schubert et all. (2011). The impacts of international tourism demand on economic growth of small economies dependent on tourism. Tourism Management, 32, p.377-385. Tang, C.F.,Tan, E.C. (2013). How stable is the tourism-led growth hypothesis in Malaysia? Evidence from disaggregated tourism markets. Tourism Management, 37, p.52-57. Tổng cục du lịch. “Trang số liệu thống kê”. Truy cập từ World bank, Featured indicators. Retrieved november 09, 2014, from World travel and tourism council, Global News. Retrieved november 09, 2014, from