Science & Technology Development Journal: Economics- Law & Management

An official journal of University of Economics and Law, Viet Nam National University Ho Chi Minh City, Viet Nam

Skip to main content Skip to main navigation menu Skip to site footer

 Research article

HTML

1675

Total

702

Share
The impact of economic restructuring on CO2 emissions in Vietnam






 Open Access  

Downloads

Download data is not yet available.

Abstract

This article aims to explore the impact of economic restructuring on CO2 emissions in Vietnam during 1986 – 2020. Data in the study are collected from the World Bank and website: https://countryeconomy.com/. The study uses a Vector Auto Regression model (VAR) to analyze the effect of economic restructuring on CO2 emissions. The research results show that the ratio of value-added by agriculture industry on GDP has a negative impact on CO2 emissions in Vietnam. On the contrary, the proportion of value-added by industry and construction to GDP has an effect positive on CO2 emissions. This study contributes to enhancing knowledge about the relationship between CO2 emissions and economic restructuring which is significant to the transformation of green economy in Vietnam. Based on the research results, we propose a number of implications including: (1) The Government should consider promulgating regulations to make it easier for farmers to access credit policies for the application of Science and Technology in green production, energy saving, and change the backward production in rural areas; (2) The government should strengthen support for farmers with information about new technology products in agricultural activities such as: new methods of sustainable production, environmental protection but effective high economic; (3) The government should monitor forestry activities, contribute to improving the forest environment, and reduce environmental pollution in Vietnam; (4) The Government considers promulgating regulations on the control of vehicles/machines operating in the industrial-construction sector with large emissions in order to reduce emissions effectively.

Đặt vấn đề

Biến đổi khí hậu được nhiều học giả trên thế giới thảo luận và một trong những nguyên nhân chính gây ra hiện tượng này là do tình trạng phát thải lượng khí CO 2 ở các quốc gia. Đặc biệt, đối với các quốc gia đang trong giai đoạn chuyển dịch cơ cấu kinh tế thì lượng phát thải khí CO 2 được đánh giá là nhiều hơn để nhanh chóng đạt được mục tiêu tăng trưởng 1 . Do đó, để giảm thiểu lượng phát thải khí CO 2 thì sự chuyển đổi cơ cấu ngành đóng vai trò quan trọng trong việc giảm thiểu lượng khí thải CO 2 2 . Tương tự, Chang 3 , Li và cộng sự 4 cũng cho rằng sự thay đổi cơ cấu công nghiệp đóng vai trò quan trọng trong việc giảm phát thải CO 2 .

Một số nghiên cứu đã chứng minh mối quan hệ giữa cấu trúc cơ cấu ngành kinh tế và lượng khí thải CO 2 , chẳng hạn như: Adom và cộng sự 5 , Han và cộng sự 6 , B. Dong và cộng sự 1 , J. Dong và cộng sự 7 , Rahman và Kashem 8 , Tian và cộng sự 9 , Zhang và cộng sự 10 , Roinioti và Koroneos 11 , Wang và cộng sự 12 . Tại Việt Nam, chủ đề lượng khí thải CO 2 được nhiều học giả nghiên cứu thực hiện như Linh và Lin 13 đã chứng minh có tồn tại mối quan hệ hai chiều giữa lượng tiêu thụ năng lượng và lượng khí thải CO 2 . NGUYEN và LE 14 cho rằng lượng khí thải CO 2 có tác động ngược chiều với phát triển kinh tế Việt Nam trong dài hạn. Ngọc 15 cho rằng tác động của lượng tiêu thụ điện đến lượng khí thải CO 2 ở Việt Nam là tác động đối xứng trong ngắn hạn, nhưng bất đối xứng trong dài hạn. Minh và Ly 16 đã chứng minh rằng có mối quan hệ hai chiều giữa hoạt động đổi mới nước ngoài và lượng khí thải CO 2 tại Việt Nam.

Năm 1986, đánh dấu hoạt động đổi mới của Việt Nam, mở ra con đường đổi mới cho khu vực kinh tế phát triển thông qua việc đổi mới tư duy kinh tế, loại bỏ cơ chế quản lý kế hoạch hoá tập trung, làm giảm năng suất, kìm hãm sản xuất tạo nên nhiều hiện tượng tiêu cực trong xã hội 17 . Việt Nam bước vào thời kỳ công nghiệp hoá – hiện đại hoá đất nước, trong đó chuyển dịch nền kinh tế từ nông nghiệp lạc hậu sang cơ cấu công nghiệp – nông nghiệp – dịch vụ hiện đại, và quá trình này làm tăng tốc độ của ngành công nghiệp trong nền kinh tế. Bên cạnh đó, với sự gia tăng không ngừng của hoạt động tiêu dùng trong nước và sự phát triển của các ngành trong nền kinh tế, đòi hỏi nhu cầu tiêu thụ nhiều nhiên liệu hoá thạch, tạo sự ép lớn đối với hoạt động bảo vệ môi trường tại Việt Nam 16 . Tuy nhiên, việc xem xét tác động của chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế đến lượng khí thải CO 2 tại Việt Nam thì vẫn chưa được các nghiên cứu thực hiện.

Do đó, để có thể trả lời cho câu hỏi liệu chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế có tác động đến lượng khí thải CO 2 của Việt Nam hay không đòi hỏi cần có một nghiên cứu mới. Vì vậy, mục đích của nghiên cứu này là tìm hiểu tác động của chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế đến lượng khí thải CO 2 của Việt Nam trong giai đoạn 1986-2020. Kết quả nghiên cứu cho thấy, tỷ trọng giá trị gia tăng của ngành nông nghiệp trong GDP có tác động ngược chiều với lượng phát thải khí CO 2 . Ngược lại, tỷ trọng giá trị gia tăng của ngành công nghiệp – xây dựng trong GDP có tác động cùng chiều với lượng phát thải khí CO 2 . Cuối cùng, tác giả chưa tìm thấy tác động của tỷ trọng giá trị gia tăng của ngành dịch vụ trong GDP đối với lượng khí thải CO 2 .

Bài báo đóng góp hai nội dung chính như sau: Thứ nhất, nghiên cứu đề cập đến cách tiếp cận mới về tác động của chuyển dịch cơ cấu kinh tế đến lượng khí thải CO 2 tại Việt Nam. Trong khi các nghiên trước trước đó tập trung vào xem xét tác động của tiêu thụ năng lượng 13 , phát triển kinh tế 14 , hoạt động đổi mới nước ngoài 16 . Thứ hai, nghiên cứu đóng góp vào sự hiểu biết toàn diện về các mối quan hệ giữa lượng khí thái CO 2 và chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế, có ý nghĩa đối với Việt Nam trong quá trình chuyển đổi sang nền kinh tế xanh, tối ưu hoá cấu trúc kinh tế và đạt được mục tiêu giảm phát thải CO 2 .

Cơ sở lý thuyết và tổng quan nghiên cứu

Lý thuyết EKC (Environmental Kuznets Curve) được nhiều nghiên cứu ứng dụng trong việc giải thích mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và môi trường 16 , 18 , 1 . Grossman và Krueger 19 cho rằng khi quốc gia bắt đầu phát triển, các hoạt động mở rộng quy mô kinh tế dẫn đến ô nhiễm môi trường đến một mức ổn định, sau đó khi thu nhập người dân ổn định hơn và cần môi trường sống tố hơn dẫn đến ô nhiễm môi trường bắt đầu giảm. Đối với các quốc gia có thu nhập thấp thì Chính phủ có thể đánh đổi giữa các hoạt động kinh tế và tăng lượng khí thải CO 2 20 . Tuy nhiên, Chen và cộng sự 21 cho rằng sự thay đổi cơ cấu ngành kinh tế có tác động mạnh đến đường cong Kuznets.

Han và cộng sự 6 tiến hành nghiên cứu mối tương tác giữa lượng khí thải CO 2 và phát triển nông nghiệp tại 30 tỉnh/thành tại Trung Quốc trong giai đoạn 1997 -2015, kết quả nghiên cứu cho thấy phát triển nông nghiệp là chìa khoá để cắt giảm lượng khí thải CO 2 . Dong và cộng sự 1 tiến hành nghiên cứu tác động của cấu trúc ngành kinh tế đến lượng khí thải CO 2 tại Trung Quốc trong giai đoạn từ 2000 – 2017, kết quả nghiên cứu cho thấy cấu trúc ngành nông nghiệp có tác động ngược chiều với lượng khí thải CO 2 . Tại Việt Nam, cùng với sự phát triển của khoa học – công nghệ ngày nay, các vùng nông thôn đã có nhiều ứng dụng đổi mới công nghệ trong hoạt động sản xuất nông nghiệp như tiết kiệm nhiên liệu, giảm bớt sử dụng nhiên liệu hoá thạch, và góp phần làm sạch môi trường từ đó tác động làm giảm lượng khí thải CO 2 tại Việt Nam. Vì vậy, tác giả đề xuất giả thuyết nghiên cứu thứ nhất như sau:

H 1 : Tỷ trọng giá trị gia tăng của ngành nông nghiệp trong GDP tăng có tác động ngược chiều đến lượng khí thải CO 2 của Việt Nam.

Adom và cộng sự 5 đã chứng minh có mối quan hệ hai chiều giữa cấu trúc ngành công nghiệp và lượng khí thải CO 2 . Rahman và Kashem 8 tiến hành nghiên cứu mối quan hệ giữa lượng khí thải CO 2 , tiêu thụ năng lượng và phát triển công nghiệp ở Bangladesh trong giai đoạn 1972 – 2015, kết quả nghiên cứu cho thấy tăng trưởng của ngành công nghiệp có tác động cùng chiều với lượng khí thải CO 2 . Tian và cộng sự 9 phân tích tác động của việc thay đổi cấu trúc công nghiệp đối với phát thải CO 2 trong giai đoạn 2002–2012 tại Trung Quốc, kết quả nghiên cứu cho thấy ngành xây dựng đứng đầu về phát thải CO 2 do cấu trúc sản xuất CO 2 tương đối cao. Dong và cộng sự 7 tiến hành nghiên cứu tác động của thay đổi cơ cấu ngành đến lượng khí thải CO 2 của 41 quốc gia trên thế giới, kết quả nghiên cứu cho thấy sự thay đổi cơ cấu công nghiệp có tác động ngược chiều đến lượng khí thải CO 2 . Từ những kết quả nghiên cứu trên ta thấy, sự phát triển của ngành công nghiệp và xây dựng có tác động cùng chiều đến lượng khí thải CO 2 bởi vì việc gia tăng giá trị gia tăng trong ngành xây dựng và ngành công nghiệp sẽ dẫn đến hoạt động sản xuất nhiều hơn. Thêm vào đó, đặc điểm nền kinh tế Việt Nam còn sản xuất phụ thuộc nhiều vào nguồn nhiên liệu hoá thạch 22 , từ đó tác động mạnh làm tăng lượng phát thải CO 2 của Việt Nam. Vì vậy, tác giả đề xuất giả thuyết nghiên cứu thứ hai như sau:

H 2 : Tỷ trọng giá trị gia tăng của ngành công nghiệp và xây dựng trong GDP tăng có tác động cùng chiều đến lượng khí thải CO 2 của Việt Nam.

Zhang và cộng sự 10 tiến hành xem xét tác động của ngành công nghiệp dịch vụ (Tertiary industry) đến lượng khí thải CO 2 tại Trung Quốc trong giai đoạn 1978 – 2011, kết quả nghiên cứu cho thấy giá trị gia tăng của ngành công nghiệp dịch vụ càng lớn có tác động ngược chiều đến lượng khí thải CO 2 . Tại Việt Nam, ngành dịch vụ đang trong giai đoạn phát triển do đó các hoạt động đẩy mạnh phát triển ngành đang diễn ra rất nhanh chóng, góp phần lớn vào GDP. Do đó, sự phát triển của ngành dịch vụ đã thúc đẩy sự phát triển mạnh mẽ của các trung tâm mua sắm quy mô lớn, các địa điểm vui chơi giải trí và các cơ sở cung cấp dịch vụ ngày càng nhiều dẫn đến gia tăng lượng khí thải CO 2 1 . Từ các phân tích trên, tác giả hình thành giả thuyết nghiên cứu thứ ba như sau:

H 3 : Tỷ trọng giá trị gia tăng ngành dịch vụ trong GDP tăng có tác động cùng chiều đến lượng khí thải CO 2 của Việt Nam.

Phương pháp nghiên cứu

Dữ liệu nghiên cứu

Dữ liệu trong nghiên cứu này được thu thập trong giai đoạn 1986 – 2020. Lý do tác giả chọn từ năm 1986 để thu thập số liệu là do năm 1986 đánh dấu sự nghiệp đổi mới của nền kinh tế Việt Nam và dữ liệu về lượng khí thải CO 2 chỉ cập nhật đến năm 2020. Các dữ liệu được thu thập từ Ngân hàng Thế giới (World Bank) cụ thể như sau: tỷ lệ giá trị gia tăng của ngành nông nghiệp, lâm nghiệp và thuỷ sản trên GDP, tỷ lệ giá trị gia tăng của ngành công nghiệp và xây dựng trên GDP, tỷ lệ giá trị gia tăng của ngành dịch vụ trên GDP, thu nhập bình quân trên đầu người (tính theo giá năm 2015), tỷ lệ của tổng xuất khẩu và nhập khẩu trên GDP 23 . Riêng dữ liệu về lượng khí thải CO 2 (tấn/người) được thu thập từ website: https://countryeconomy.com/ 24 .

3.2 Mô hình nghiên cứu và phương pháp phân tích

Nghiên cứu này nhằm mục đích phân tích tác động của chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế đến lượng khí thải CO 2 tại Việt Nam trong giai đoạn 1986-2020. Dựa trên lý thuyết và các nghiên cứu có liên quan, tác giả xây dựng các mô hình nghiên cứu sau để kiểm tra tác động của chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế đến lượng khí thải CO 2 tại Việt Nam:

Mô hình (1):

LCO 2t = β 0 + β 1 LA t + β 2 GPP t + β 3 LTO t + µ t

Mô hình (2):

LCO 2t = β 0 + β 1 LI t + β 2 GPP t + β 3 LTO t + µ t

Mô hình (3):

LCO 2t = β 0 + β 1 LS t + β 2 GPP t + β 3 LTO t + µ t

Trong đó: t đại diện cho năm, β là hệ số hồi quy, µ là sai số chuẩn.

+ LCO 2t : là lượng khí thải CO 2 của Việt Nam tại năm t, được đo lường bằng logarithm tự nhiên của lượng khí thải CO 2 (tấn/người) tại năm t 16 , 18 .

+ LA t : là biến đo lường giá trị gia tăng của ngành nông nghiệp của Việt Nam tại năm t, được đo lường bằng logarithm tự nhiên của tỷ lệ giá trị gia tăng của ngành nông nghiệp, lâm nghiệp và thuỷ sản trên GDP của Việt Nam tại năm t 1 .

+ LI t : là biến đo lường giá trị gia tăng ngành công nghiệp và xây dựng của Việt Nam tại năm t, được đo lường bằng logarithm tự nhiên của tỷ lệ giá trị gia tăng của ngành công nghiệp và xây dựng trên GDP của Việt Nam tại năm t 1 .

+ LS t : là biến đo lường giá trị gia tăng ngành dịch vụ của Việt Nam tại năm t, được đo lường bằng logarithm tự nhiên của tỷ lệ giá trị gia tăng của ngành dịch vụ trên GDP của Việt Nam tại năm t 1 .

Hai biến kiểm soát bao gồm: phát triển kinh tế (GPP) và độ mở thương mại (LTO), cụ thể như sau:

+ GPP t : là biến đo lường phát triển kinh tế của Việt Nam tại năm t, được đo lường bằng thu nhập bình quân đầu người, tính theo giá năm 2015 16 . Minh và Ly 16 đã chứng minh rằng phát triển kinh tế tác động cùng chiều đến lượng khí thải CO 2 tại Việt Nam.

+ LTO t : là biến đo lường độ mở thương mại của Việt Nam tại năm t, được đo lường bằng logarithm tự nhiên của tỷ lệ của tổng xuất khẩu và nhập khẩu trên GDP 18 . Wan và cộng sự 25 , Shahbaz và cộng sự 26 đã chứng minh rằng độ mở thương mại có tác động cùng chiều với lượng khí thải CO 2 .

Đối với dữ liệu chuỗi thời gian thì phương pháp vectơ tự hồi quy (VAR) được đề xuất bởi Sims 27 được sử dụng phổ biến trong việc phân tích kinh tế vĩ mô và trong nghiên cứu này vì VAR phù hợp cho việc đánh giá tác động của các dữ liệu theo chuỗi thời gian và VAR cho phép có các biến trễ trong mô hình và VAR cho phép kiểm định tính nhân quả giữa các biến. Mô hình VAR với 2 độ trễ được trình bày như sau:

Y t = C + θ 1 Y t-1 + θ 2 Y t-2 + µ t

Trong đó: Y t là vectơ các biến số trong mô hình Y t = (LCO 2t , LA t , LI t , LS t , GPP t , LTO t ), C là vectơ các hằng số, và các hệ số θ 1 , θ 2 là các ma trận chứa các hệ số hồi quy và µ t là vectơ các sai số.

Kết quả nghiên cứu và thảo luận

Phân tích thống kê mô tả

Dựa trên số liệu thu thập được, tác giả tiến hành mô tả các tiêu chí của Việt Nam trong giai đoạn 1986 – 2020 bao gồm: lượng khí thải CO 2 (CO 2 ), tỷ lệ giá trị gia tăng của ngành nông nghiệp trên GDP (A), tỷ lệ giá trị gia tăng của ngành công nghiệp và xây dựng trên GDP (I), tỷ lệ giá trị gia tăng của ngành dịch vụ trên GDP (S), phát triển kinh tế (GPP), và độ mở thương mại (TO), cụ thể như sau:

Figure 1 . Biểu diễn mối quan hệ giữa cấu trúc ngành kinh tế và lượng khí thải CO 2 trên người của Việt Nam trong giai đoạn 1986-2020

Figure 1

[Download figure]
Table 1 Thống kê các biến sử dụng trong mô hình

Theo kết quả Table 1 ta thấy, lượng khí thải CO 2 của Việt Nam trong giai đoạn 1986-2020 trung bình là 1,1899 tấn/người với độ lệch chuẩn là 0,8526 tấn/người, giá trị cao nhất là 3,24 tấn/người (năm 2020) và giá trị thấp nhất là 0,26 tấn/người (năm 1989). Về tỷ lệ giá trị gia tăng của ngành nông nghiệp trong GDP trong giai đoạn 1986-2020 trung bình là 24,7363% với độ lệch chuẩn 8,8636%, giá trị cao nhất là 46,297% và giá trị thấp nhất là 13,9564%. Về tỷ lệ giá trị gia tăng của ngành công nghiệp và xây dựng trong GDP trong giai đoạn 1986-2020 trung bình là 32,6303% với độ lệch chuẩn 4,8538%, giá trị cao nhất là 40,2087% và giá trị thấp nhất là 22,6742%. Về tỷ lệ giá trị gia tăng của ngành dịch vụ trong GDP trong giai đoạn 1986-2020 trung bình là 39,3802% với độ lệch chuẩn 3,4518%, giá trị cao nhất là 44,0613% và giá trị thấp nhất là 29,7406%, từ đó cho thấy quá trình chuyển đổi cơ cấu ngành kinh tế tại Việt Nam đang diễn ra mạnh mẽ theo hướng từ nông nghiệp lạc hậu sang cơ cấu công nghiệp – nông nghiệp – dịch vụ hiện đại ( Figure 1 ). Về thu nhập bình quân trên đầu người của Việt Nam trong giai đoạn 1986-2020 trung bình là 1.284,508 đô la với độ lệch chuẩn là 669,9298 đô la, giá trị cao nhất là 2.655,768 đô la và giá trị thấp nhất là 481,29 đô la. Về độ mở thương mại của Việt Nam trong giai đoạn 1986-2020 trung bình là 121,6061% với độ lệch chuẩn là 53,8956%, giá trị cao nhất là 210,4002% và giá trị thấp nhất là 18,9504%. Rõ ràng ta thấy, phát triển kinh tế và độ mở thương mại có xu hướng tăng cùng chiều với lượng khí thải CO 2 của Việt Nam trong giai đoạn 1986-2020.

Kiểm định tính dừng của các chuỗi số liệu

Đối với dữ liệu chuỗi thời gian, một mô hình phân tích tốt thì các dữ liệu phải có tính dừng bởi vì chuỗi không dừng sẽ không có giá trị thực tiễn và chuỗi không dừng có thể dẫn đến hiện tượng hồi quy giả mạo hoặc hồi quy vô nghĩa 28 . Do đó, tác giả sử dụng hai phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị phổ biến cho mẫu nhỏ là ADF (kiểm định Dickey và Fuller mở rộng) và Phillips Person (PP) để kiểm tra tính dừng của các chuỗi số liệu, kết quả kiểm định tính dừng cho thấy: sai phân bậc 1 của các chuỗi số liệu LCO 2 , LA, LI, LS, GPP, LTO đều dừng tại các mức ý nghĩa 1% và 5%, vì vậy đủ điều kiện để tác giả sử dụng mô hình VAR cho các chuỗi số liệu để tìm hiểu tác động của cơ cấu ngành kinh tế đến lượng khí thải CO 2 trong giai đoạn 1986-2020 (bảng 2).

Table 2 Kiểm định tính dừng

Kiểm tra độ trễ phù hợp và độ trễ tối ưu

Để có được độ trễ tối ưu cho phương pháp ước lượng VAR, dựa trên năm chỉ tiêu bao gồm: kiểm tra tỷ lệ khả năng được điều chỉnh tuần tự (LR), tiêu chuẩn lỗi dự đoán cuối cùng (FPE), tiêu chí thông tin Akaike (AIC), tiêu chuẩn thông tin Schwarz (SC) và tiêu chí thông tin Hannan-Quinn (HQ). Kết quả kiểm định độ trễ phù hợp và độ trễ tối ưu như sau: với chuỗi dữ liệu ban đầu đã đảm bảo tính dừng thì độ trễ là 1 sẽ giúp cho các ước lượng đạt kết quả LR, FPE, AIC và HQ đạt tối ưu ở các mô hình nghiên cứu (Bảng 3).

Table 3 Kiểm định độ trễ phù hợp và độ trễ tối ưu

Tiếp theo, tác giả sử dụng kiểm định AR để kiểm tra tính ổn định của các mô hình nghiên cứu với độ trễ là 1. Kết quả kiểm định AR tại Figure 2 cho thấy, các giá trị riêng biệt đều nằm trong vòng tròn đơn vị, nên mô hình ước lượng đạt sự ổn định cần thiết để đảm bảo độ tin cậy của kết quả nghiên cứu.

Figure 2 . Kiểm định tính ổn định của mô hình

Figure 2

[Download figure]

Sau khi lựa chọn được các biến và độ trễ tối ưu của các mô hình nghiên cứu, tác giả tiến hành ước lượng mô hình VAR. Kết quả ước lượng mô hình VAR được trình bày chi tiết tại bảng 4.

Table 4 Kết quả ước lượng mô hình VAR

Sau khi ước lượng mô hình, để có được một mô hình tốt, không vi phạm các giả định hồi quy, tác giả tiến hành kiểm định một số giả định của mô hình bao gồm: (1) Kiểm định tương quan chuỗi, và (2) Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư. Kết quả kiểm định hiện tượng tương quan chuỗi LM cho thấy tất cả các giá trị p ở các mô hình đều lớn hơn mức ý nghĩa 10%, vì vậy tác giả có đủ cơ sở để kết luận phần dư của ước lượng đảm bảo các yêu cầu khi phần dư không có hiện tượng tự tương quan (bảng 5). Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư cũng cho thấy giá trị p ở các mô hình đều lớn hơn mức ý nghĩa 10%, điều này phản ánh các phần dư sau ước lượng VAR đều có phân phối chuẩn (bảng 5). Các kiểm định trên chỉ ra mô hình không vi phạm các giả định khi thực hiện hồi quy, tác giả có thể sử dụng mô hình trên để phân tích tác động của chuyển dịch cơ cấu kinh tế đến lượng khí thải CO 2 tại Việt Nam.

Table 5 Các kiểm định sau ước lượng VAR

Kết quả kiểm định nhân quả Granger

Dựa trên kết quả ước lượng mô hình VAR, tác giả tiến hành thực hiện kiểm định nhân quả Granger 29 để xem xét tác động của chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế đến lượng khí thải CO 2 của Việt Nam trong giai đoạn 1986-2020. Kết quả kiểm định nhân quả Granger tại bảng 6.

Biến LA có tác động ngược chiều đến lượng khí thải CO 2 của Việt Nam trong giai đoạn 1986-2020 tại mức ý nghĩa 1%, vì vậy tác giả có đủ cơ sở để chấp nhận giả thuyết H 1 , tức có nghĩa là khi tỷ trọng giá trị gia tăng của ngành nông nghiệp trong GDP tăng lên thì lượng phát thải khí CO 2 của Việt Nam sẽ giảm xuống, kết quả nghiên cứu này phù hợp với nghiên cứu của Dong và cộng sự 1 . Kết quả nghiên cứu này được giải thích là do với sự phát triển của khoa học – công nghệ ngày nay, các vùng nông thôn tại Việt Nam đã có nhiều ứng dụng đổi mới công nghệ trong hoạt động sản xuất nông nghiệp. Chẳng hạn như áp dụng các công nghệ tiết kiệm năng lượng, thay thế đốt rơm rạ truyền thống bằng phân hữu cơ và áp dụng nhiều kỹ thuật sản xuất nông nghiệp mới giúp làm sạch môi trường. Thêm vào đó, hoạt động giám sát của Nhà nước về hoạt động lâm nghiệp cũng được quan tâm, góp phần giảm thiểu các hoạt động lâm nghiệp trái phép (như phá rừng) từ đó tác động đến lượng khí thải CO 2 tại Việt Nam.

Biến LI có tác động cùng chiều đến lượng khí thải CO 2 của Việt Nam trong giai đoạn 1986-2020 tại mức ý nghĩa 1%, vì vậy tác giả có đủ cơ sở để chấp nhận giả thuyết H 2 , tức có nghĩa là khi tỷ trọng giá trị gia tăng của ngành công nghiệp – xây dựng trong GDP tăng lên thì lượng phát thải khí CO 2 của Việt Nam sẽ tăng, kết quả nghiên cứu này phù hợp với nghiên cứu của Rahman và Kashem 8 . Kết quả nghiên cứu này được giải thích là do việc gia tăng giá trị gia tăng trong ngành xây dựng và ngành công nghiệp sẽ dẫn đến hoạt động sản xuất nhiều hơn từ đó chắc chắn sẽ dẫn đến tiêu thụ lượng lớn nhiên liệu, tác động làm tăng lượng khí thải CO 2 tại Việt Nam.

Biến LS không có tác động đến lượng khí thải CO 2 của Việt Nam trong giai đoạn 1986-2020 do có mức ý nghĩa thống kê lớn hơn 10%, vì vậy tác giả có đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H 3 , tức có nghĩa là chưa tìm thấy tác động của tỷ trọng giá trị gia tăng của ngành dịch vụ trong GDP đối với lượng khí thải CO 2 , kết quả nghiên cứu này trái ngược với nghiên cứu của Zhang và cộng sự 10 . Nguyên nhân là do tại Việt Nam ngành dịch vụ đang phát triển mạnh tại các đô thị lớn, còn các địa phương khác vẫn tập trung vào phát triển các loại hình du lịch mang đậm bản sắc dân tộc, ít hoạt động xây dựng các trung tâm thương mại – dịch vụ lớn nên tác giả cho rằng chưa tìm thấy tác động rõ rệt của sự phát triển ngành dịch vụ đối với việc phát thải CO 2 tại Việt Nam.

Table 6 Kiểm định nhân quả Granger

Kết quả từ hàm đồ thị phản ứng xung chu kì 10 năm

Để đánh giá sự tác động của các biến số, tác giả sử dụng phép thử hàm phản ứng xung (Impulse Response Function) để thấy được tác động theo thời gian của chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế đến lượng khí thải CO 2 với thứ tự các biến được chọn theo phương pháp Cholesky. Kết quả cụ thể như sau:

+ Khi có cú sốc đối với tỷ trọng giá trị gia tăng của ngành nông nghiệp trong GDP, tức là giá trị gia tăng của ngành nông nghiệp tăng lên một độ lệch chuẩn, lượng khí thải CO 2 sẽ giảm tương ứng 4,258% nhưng sau đó tăng đạt đỉnh sau 3 năm ở mức 0,91% và biến động tăng, giảm ở các năm tiếp theo, cuối cùng điều chỉnh về vị trí cân bằng ở cuối chu kì ( Figure 3 ).

+ Khi có cú sốc đối với tỷ trọng giá trị gia tăng của ngành công nghiệp và xây dựng trong GDP, tức là giá trị gia tăng của ngành công nghiệp và xây dựng tăng lên một độ lệch chuẩn, lượng khí thải CO 2 sẽ tăng tương ứng 5,912% nhưng sau đó giảm mạnh sau 3 năm về mức -1,235% và biến động tăng, giảm ở các năm tiếp theo, cuối cùng điều chỉnh về vị trí cân bằng ở cuối chu kì ( Figure 3 ).

Figure 3 . Đồ thị phản ứng xung chu kì 10 năm

Figure 3

[Download figure]

Kết quả từ bảng phân rã phương sai

Phân rã phương sai phân tích biến nội sinh thành các cú sốc thành phần đối với ước lượng VAR, vì vậy phân rã phương sai cung cấp thông tin về tầm quan trọng tương đối của mỗi đổi mới ngẫu nhiên trong việc ảnh hưởng đến các biến trong mô hình ước lượng VAR. Kết quả phân rã phương sai như sau:

Kết quả phân rã phương sai ở bảng 7 cho thấy, lượng khí thải CO 2 năm thứ nhất được xác định hoàn toàn (100%) dựa trên lượng khí thải CO 2 của những kỳ trước đó. Sang năm thứ hai, sự xuất hiện của ngành công nghiệp và xây dựng giải thích 40,5744%, và ngành nông nghiệp giải thích 20,9983%. Đến cuối năm thứ 10 cho thấy sự thay đổi của lượng khí thải CO 2 được giải thích chủ yếu bởi ngành công nghiệp và xây dựng (40,5031%), ngành nông nghiệp (21,6381%), và được giải thích một phần bởi độ mở thương mại (bảng 7).

Table 7 Phân rã phương sai lượng khí thải CO 2

Kết luận

Nghiên cứu này nhằm tìm hiểu tác động của chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế đến lượng khí thải CO 2 của Việt Nam trong giai đoạn 1986-2020, dữ liệu được thu thập từ Ngân hàng thế giới (World Bank) và website: https://countryeconomy.com/ và mô hình Vectơ tự hồi quy được sử dụng.

Kết quả phân tích mô hình Vectơ tự hồi quy cho thấy, tỷ trọng giá trị gia tăng của ngành nông nghiệp trong GDP có tác động ngược chiều với lượng phát thải khí CO 2 . Ngược lại, tỷ trọng giá trị gia tăng của ngành công nghiệp – xây dựng trong GDP có tác động cùng chiều với lượng phát thải khí CO 2 . Tuy nhiên, tác giả chưa tìm thấy tác động của tỷ trọng giá trị gia tăng của ngành dịch vụ trong GDP đối với lượng khí thải CO 2 . Kết quả nghiên cứu này ngụ ý rằng, Chính phủ Việt Nam có thể cân nhắc trong việc đưa ra các chính sách phù hợp để bảo vệ môi trường, bằng cách cân nhắc các chính sách phù hợp với đặc thù của nền kinh tế trong giai đoạn chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế, tối ưu hoá cấu trúc nền kinh tế và đạt được mục tiêu giảm phát thải CO 2 .

Dựa trên kết quả nghiên cứu, chúng tôi đề xuất một số hàm ý nhằm cải thiện ô nhiễm môi trường tại Việt Nam bao gồm: Thứ nhất , Chính phủ nên cân nhắc ban hành các quy định để người nông dân dễ dàng hơn trong tiếp cận chính sách tín dụng cho hoạt động ứng dụng Khoa học – Công nghệ trong hoạt động sản xuất xanh, tiết kiệm năng lượng, thay đổi nền sản xuất lạc hậu tại khu vực nông thôn. Thứ hai , Chính phủ nên tăng cường hỗ trợ người nông dân về các thông tin sản phẩm công nghệ mới trong hoạt động nông nghiệp như: các phương pháp mới về hoạt động sản xuất bền vững, bảo vệ môi trường nhưng có tính hiệu quả kinh tế cao. Thứ ba , Chính phủ nên tăng cường giám sát các hoạt động lâm nghiệp, góp phần cải thiện môi trường rừng, đóng góp vào cải thiện ô nhiễm môi trường tại Việt Nam. Thứ tư , Chính phủ cân nhắc ban hành quy định về việc kiểm soát các phương tiện/máy móc hoạt động trong lĩnh vực công nghiệp – xây dựng có mức phát thải lớn nhằm giảm thiểu phát thải hiệu quả.

Nghiên cứu này có hạn chế là chỉ xem xét chuyển dịch cơ cấu kinh tế ở gốc độ ngành kinh tế, mà chưa xem xét ở gốc độ chuyển dịch cơ cấu vùng và các thành phần kinh tế. Do đó, tác giả đề xuất hướng nghiên cứu tiếp theo trong tương lai là đề cập đến tác động của các khía cạnh khác của chuyển dịch cơ cấu kinh tế đến lượng khí thải CO 2 tại Việt Nam.

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

AIC: Akaike information criterion

EPE: Final prediction error

GDP: Gross Domestic Product

HQ: Hannan-Quinn information criterion

LR: sequential modified LR test statistic

SC: Schwarz information criterion

VAR: Vector Autoregression

XUNG ĐỘT LỢI ÍCH

Nhóm tác giả xin cam đoan rằng không có bất kì xung đột lợi ích nào trong công bố bài báo.

ĐÓNG GÓP CỦA CÁC TÁC GIẢ

Các tác giả đều đóng góp như nhau trong việc thực hiện bài báo nghiên cứu, trong đó tác giả Nguyễn Hoàng Minh chịu trách nhiệm chính về nội dung toàn bài báo nghiên cứu. Tác giả Nguyễn Hoàng Minh: xây dựng mô hình nghiên cứu và viết kết quả nghiên cứu; tác giả Tòng Thị Minh Hải và Trần Thị Kim Đào: tổng quan lý thuyết, thu thập và xử lý dữ liệu.

References

  1. Dong B, Ma X, Zhang Z, Zhang H, Chen R, Song Y, et al. Carbon emissions, the industrial structure and economic growth: evidence from heterogeneous industries in China. Environ Pollut. 2020;262:114322. . ;:. PubMed Google Scholar
  2. Zhou X, Zhang J, Li J. Industrial structural transformation and carbon dioxide emissions in China. Energy Policy. 2013;57:43-51. . ;:. Google Scholar
  3. Chang N. Changing industrial structure to reduce carbon dioxide emissions: a Chinese application. J Clean Prod. 2015;103:40-8. . ;:. Google Scholar
  4. Li L, Lei Y, Wu S, He C, Chen J, Yan D. Impacts of city size change and industrial structure change on CO2 emissions in Chinese cities. J Clean Prod. 2018;195:831-8. . ;:. Google Scholar
  5. Adom PK, Bekoe W, Amuakwa-Mensah F, Mensah JT, Botchway E. Carbon dioxide emissions, economic growth, industrial structure, and technical efficiency: Empirical evidence from Ghana, Senegal, and Morocco on the causal dynamics. Energy. 2012;47(1):314-25. . ;:. Google Scholar
  6. Han H, Zhong Z, Guo Y, Xi F, Liu S. Coupling and decoupling effects of agricultural carbon emissions in China and their driving factors. Environ Sci Pollut Res. 2018;25(25):25280-93. . ;:. PubMed Google Scholar
  7. Dong J, He J, Li X, Mou X, Dong Z. The effect of industrial structure change on carbon dioxide emissions: a cross-country panel analysis. J Syst Sci Inf. 2020;8(1):1-16. . ;:. Google Scholar
  8. Rahman MM, Kashem MA. Carbon emissions, energy consumption and industrial growth in Bangladesh: Empirical evidence from ARDL cointegration and Granger causality analysis. Energy Policy. 2017;110:600-8. . ;:. Google Scholar
  9. Tian X, Bai F, Jia J, Liu Y, Shi F. Realizing low-carbon development in a developing and industrializing region: Impacts of industrial structure change on CO2 emissions in southwest China. J Environ Manage. 2019;233:728-38. . ;:. PubMed Google Scholar
  10. Zhang YJ, Liu Z, Zhang H, Tan TD. The impact of economic growth, industrial structure and urbanization on carbon emission intensity in China. Nat hazards. 2014;73(2):579-95. . ;:. Google Scholar
  11. Roinioti A, Koroneos C. The decomposition of CO2 emissions from energy use in Greece before and during the economic crisis and their decoupling from economic growth. Renew Sustain Energy Rev. 2017;76:448-59. . ;:. Google Scholar
  12. Wang F, Sun X, Reiner DM, Wu M. Changing trends of the elasticity of China's carbon emission intensity to industry structure and energy efficiency. Energy Econ. 2020;86:104679. . ;:. Google Scholar
  13. Linh, D. H.; Lin SM. CO2 Emissions, Energy Consumption, Economic Growth and FDI in Vietnam. Manag Glob Transitions Int Res J. 2014;12(3):219-32. . ;:. Google Scholar
  14. NGUYEN NTK, LE MB. CO2 Emissions and Economic Growth in Vietnam: An ARDL Bound Testing Approach. Asian J Econ Model. 2018;6(1):47-55. . ;:. Google Scholar
  15. Ngọc BH. Tác động của tiêu thụ điện đến lượng khí thải CO2 ở Việt Nam: Đối xứng hay bất đối xứng? Tạp chí Nghiên cứu Kinh tế và Kinh doanh Châu Á. 2020;31(2):45-60. . ;:. Google Scholar
  16. Nguyễn HM, Đỗ KL. Foreign innovation activities and CO2 emissions in Vietnam. Sci Technol Dev J - Econ - Law Manag. 2021;5(2):1378-88. . ;:. Google Scholar
  17. Minh NH. Domestic innovation activities and economic development in Vietnam. Sci Technol Dev Journal-Economics-Law Manag. 2020;4(4):1069-80. . ;:. Google Scholar
  18. Minh NH. Tác động của phát triển tài chính và hoạt động đổi mới đến lượng khí thải CO2: Bằng chứng thực nghiệm từ một số Quốc gia Châu Á. Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế. 2021;02(31):21-34. . ;:. Google Scholar
  19. Grossman GM, Krueger AB. Economic Growth and the Environment. Q J Econ. 1995;110(2):353-77. . ;:. Google Scholar
  20. Herrera-Echeverri H, Haar J, Estévez-Bretón JB. Foreign direct investment, institutional quality, economic freedom and entrepreneurship in emerging markets. J Bus Res. 2014;67(9):1921-32. . ;:. Google Scholar
  21. Chen X, Chen YE, Chang CP. The effects of environmental regulation and industrial structure on carbon dioxide emission: a non-linear investigation. Environ Sci Pollut Res. 2019;26(29):30252-67. . ;:. PubMed Google Scholar
  22. World Bank. Vietnam Overview. 2021. . ;:. Google Scholar
  23. World Bank. World Development Indicators [Internet]. 2022. . ;:. Google Scholar
  24. CO2 Database [Internet]. 2022. . ;:. Google Scholar
  25. Wan J, Baylis K, Mulder P. Trade-facilitated technology spillovers in energy productivity convergence processes across EU countries. Energy Econ. 2015;48:253-64. . ;:. Google Scholar
  26. Shahbaz M, Haouas I, Hoang TH Van. Economic growth and environmental degradation in Vietnam: Is the environmental Kuznets curve a complete picture? Emerg Mark Rev. 2019;38:197-218. . ;:. Google Scholar
  27. Sims CA. Macroeconomics and Reality. Econometrica. 1980;48(1):1. . ;:. Google Scholar
  28. Gujarati DN. Basic Econometrics. 4th ed. Singapore: McGraw-Hill; 2003. . ;:. Google Scholar
  29. Granger CWJ. Investigating Causal Relations by Econometric Models and Cross-spectral Methods. Econometrica. 1969;37(3):424. . ;:. Google Scholar


Author's Affiliation
Article Details

Issue: Vol 6 No 3 (2022)
Page No.: 2910-2921
Published: Aug 9, 2022
Section: Research article
DOI: https://doi.org/10.32508/stdjelm.v6i3.1017

 Copyright Info

Creative Commons License

Copyright: The Authors. This is an open access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution License CC-BY 4.0., which permits unrestricted use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original author and source are credited.

 How to Cite
Nguyễn, M., Tòng Thị Minh, H., & Dao, T. (2022). The impact of economic restructuring on CO2 emissions in Vietnam. Science & Technology Development Journal: Economics- Law & Management, 6(3), 2910-2921. https://doi.org/https://doi.org/10.32508/stdjelm.v6i3.1017


 Download Citation
 Cited by

Article level Metrics by Paperbuzz/Impactstory
Article level Metrics by Altmetrics

 Article Statistics
HTML = 1675 times
PDF   = 702 times
XML   = 0 times
Total   = 702 times