intTypePromotion=1
zunia.vn Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z zunia.vn zunia.vn
ADSENSE
 » 
 » 

Tác động của tỷ giá đến dòng vốn FDI chảy vào tại Việt Nam - Tiếp cận bằng kiểm định đường bao

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:11

Thêm vào BST
Báo xấu
25
lượt xem 4
download
 
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài viết Tác động của tỷ giá đến dòng vốn FDI chảy vào tại Việt Nam - Tiếp cận bằng kiểm định đường bao nghiên cứu tác động của tỷ giá đến đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) vào Việt Nam bằng mô hình phân phối trễ tự hồi qui (ADRL) theo tiếp cận đường bao (bound test) của Pasaran, Shin & Smith (2001).

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Tác động của tỷ giá đến dòng vốn FDI chảy vào tại Việt Nam - Tiếp cận bằng kiểm định đường bao

  1. CHÍNH SÁCH & THỊ TRƯỜNG TÀI CHÍNH- TIỀN TỆ Tác động của tỷ giá đến dòng vốn FDI chảy vào tại Việt Nam- Tiếp cận bằng kiểm định đường bao Phạm Thị Tuyết Trinh Phí Thị Thu Hường Ngày nhận: 04/01/2017 Ngày nhận bản sửa: 10/03/2017 Ngày duyệt đăng: 13/03/2017 Bài viết nghiên cứu tác động của tỷ giá đến đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) vào Việt Nam bằng mô hình phân phối trễ tự hồi qui (ADRL) theo tiếp cận đường bao (bound test) của Pasaran, Shin & Smith (2001). Sử dụng dữ liệu tần suất quý của tỷ giá thực đa phương (REER) và FDI vào cùng với các biến kiểm soát khác gồm qui mô nền kinh tế, cán cân vãng lai và độ mở nền kinh tế trong giai đoạn 2000- 2015, nghiên cứu cho thấy trong dài hạn, REER tăng 1% làm FDI vào tăng 1,982%. Trong ngắn hạn, FDI vào cũng tăng khi VND giảm giá. Mức điều chỉnh về cân bằng dài hạn của FDI qua sai số hiệu chỉnh ở mức trung bình là 54%. Từ khóa: Tỷ giá, FDI, tự hồi quy phân phối độ trễ (ADRL), kiểm định đường bound (bound test) 1. Đặt vấn đề cho thấy tỷ giá tác động đến biến động và có xu hướng giảm FDI không như nhau về cả chiều mạnh từ 2008 do chênh lệch DI là một trong những hướng và độ lớn ở những nền lạm phát giữa Việt Nam và các nguồn lực quan trọng kinh tế khác nhau. Chẳng hạn, đối tác thương mại. Nghiên cứu góp phần cải thiện năng Seo (2010), Du (2011) và Hu thực nghiệm về nhân tố ảnh lực sản xuất, đặc biệt (2013) cho thấy FDI tăng khi hưởng đến FDI Việt Nam lại có ý nghĩa đối với các nền kinh nội tệ giảm giá, nhưng Nuru- chủ yếu tập trung vào các yếu tế đang phát triển. Trong những deen (2000), Gorg & Wakelin tố qui mô nền kinh tế, độ mở yếu tố tác động đến FDI, tỷ giá (2001) và Tsen (2005) cho thấy ngoại thương, chi phí lao động, là yếu tố có thể tác động cùng FDI tăng khi nội tệ lên giá. lạm phát như nghiên cứu của chiều hoặc ngược chiều phụ Tại Việt Nam, mặc dù tỷ giá Trịnh Hoài Nam & Nguyễn Mai thuộc mục đích của dòng FDI VND/USD có xu hướng tăng Quỳnh Anh (2016), Bùi Anh vào nền kinh tế. Các kết quả trong dài hạn và có tính ổn định Tuấn (2011) và Nguyễn Ngọc nghiên cứu thực nghiệm cũng khá cao, tỷ giá thực lại có nhiều Anh (2007), mà chưa thật sự © Học viện Ngân hàng Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng ISSN 1859 - 011X 1 Số 179- Tháng 4. 2017
  2. CHÍNH SÁCH & THỊ TRƯỜNG TÀI CHÍNH - TIỀN TỆ quan tâm khám phá tác động của nước đó, do đồng nội tệ giảm An Bình (2014) trong giai đoạn tỷ giá, trừ nghiên cứu của Du giá làm giảm chi phí sản xuất 1992- 2013 cũng cho thấy tỷ giá (2011), Nguyễn Phi Lân (2006) cho các nhà đầu tư nước ngoài VND/USD tăng làm FDI vào và Trương An Bình (2014). Tuy (Cushman, 1988). Liu (2006) nền kinh tế tăng. nhiên, các nghiên cứu chỉ mới chứng minh khi CNY của Trung Theo nhóm thứ hai, nếu mục sử dụng tỷ giá danh nghĩa VND/ Quốc giảm giá từ 1989 đến tiêu của FDI là thành lập công USD mà chưa sử dụng tỷ giá 2006, các nhà đầu tư từ Đài ty con tại nước nhận đầu tư và thực trong nghiên cứu, có thể đã Loan và Hồng Kông đã tích cực bán sản phẩm được sản xuất tại bỏ qua tác động của tỷ giá đến tăng vốn FDI đầu tư vào Trung nước đầu tư sang nước nhận đầu FDI theo tiếp cận giá tương đối. Quốc để tận dụng nguồn lao tư, đồng tiền nước nhận đầu tư Do vậy, nghiên cứu được thực động giá rẻ tại đây. lên giá sẽ khuyến khích FDI vào hiện nhằm góp phần làm sáng tỏ Ngoài ra, tiếp cận giá tương đối vì giúp gia tăng doanh thu cho khoảng trống nghiên cứu này. cũng chỉ ra nếu mục tiêu của nhà đầu tư nước ngoài (Campa, FDI là đầu tư vào sản xuất tại 1993). Ngoài ra, nếu FDI vào 2. Cơ sở lý thuyết và phương nước nhận đầu tư sau đó xuất theo định hướng tìm kiếm thị pháp nghiên cứu khẩu sản phẩm sang nước thứ trường, tức là sản xuất và bán ba, đồng tiền nước nhận đầu tư sản phẩm ngay tại thị trường 2.1. Cơ sở lý thuyết giảm giá cũng sẽ làm tăng FDI nước nhận đầu tư; đồng tiền vào vì hàng hóa xuất khẩu của nước nhận đầu tư lên giá cũng Các tiếp cận khác nhau giải nước nhận đầu tư sẽ trở nên rẻ sẽ góp phần gia tăng FDI do sức thích tác động của tỷ giá đến hơn, làm tăng khả năng cạnh mua của người tiêu dùng trong FDI vào, nhìn chung có thể chia tranh, tăng doanh thu, tăng lợi nước nhận đầu tư cao hơn (Sun thành hai nhóm: Nhóm cho rằng nhuận cho nhà đầu tư. Nghiên & Song, 2006; Moosa, 2012). tỷ giá tăng, nội tệ giảm giá, làm cứu của Thomas (2001) cho Kiyota (2004) cho thấy khi đồng tăng FDI vào; và nhóm cho rằng thấy những công ty đa quốc gia JPY của Nhật giảm giá so với tỷ giá giảm, nội tệ lên giá làm gặp phải khó khăn khi xuất khẩu đồng tiền nước nhận đầu tư, FDI tăng FDI vào. sản phẩm ra ngoài vì giá cao từ Nhật đổ vào những nước đó Theo nhóm thứ nhất, tiếp cận vị đã tích cực đầu tư vào Mexico sẽ gia tăng. Kandilov & Leb- thế tài sản cho rằng FDI bị tác trong giai đoạn 1980 đến 1995 lebicioglu (2011), Arratibel & động bởi sự thay đổi của tỷ giá khi đồng MXP (đồng tiền của Zdzienicka (2011) cũng tìm thấy dựa trên vị thế tài sản của nhà Mexico) giảm giá. tác động tương tự của tỷ giá đối đầu tư tại nước đầu tư và nước Nhiều nghiên cứu thực nghiệm với dòng FDI tại Colombia và nhận đầu tư. Các quốc gia có tại các nền kinh tế mới nổi cũng Đông Âu. Gorg (2001) sử dụng đồng tiền giảm giá có khả năng cho thấy kết quả theo hướng phương pháp OLS nghiên cứu thu hút được nhiều FDI hơn này. Seo (2010) nghiên cứu tác động của tỷ giá đến FDI từ vì số tiền của nhà đầu tư nước FDI vào Hàn Quốc trong giai Mỹ vào 12 quốc gia phát triển ngoài đổi ra đồng tiền của nước đoạn 1985- 2000 bằng phương (bao gồm Canada, Pháp, Đức, nhận đầu tư nhiều hơn, làm pháp bình phương thông thường Hồng Kông, Ý, Nhật Bản, Hàn gia tăng tài sản của nhà đầu tư bé nhất (OLS) cho thấy đồng Quốc, Singapore, Thụy Sĩ, Tây (Bleaney, 2001). Froot & Stein KRW của Hàn Quốc giảm giá Ban Nha, Thụy Điển và Anh) (1991) lập luận rằng khi USD thực so với USD làm FDI vào trong giai đoạn 1983-1995 cho giảm giá, lượng FDI đổ vào Mỹ Hàn Quốc gia tăng. Tương tự, thấy, khi đồng tiền của các quốc sẽ gia tăng vì khi đó giá trị tài Hu (2013) cho thấy, CNY giảm gia lên giá so với USD thì FDI sản của nhà đầu tư nước ngoài giá thực so với USD làm FDI từ Mỹ vào các quốc gia tăng sẽ tăng khi đổi ra USD. vào Trung Quốc tăng trong giai lên. TSen (2005) nghiên cứu Tiếp cận chi phí lao động tương đoạn 2005 đến 2010. Nghiên các nhân tố tác động đến FDI đối cũng cho rằng sự giảm giá cứu cho Việt Nam bằng phương vào Malaysia trong giai đoạn của đồng tiền nước nhận đầu tư pháp OLS của Du (2011) trong 1980- 2002 bằng phương pháp sẽ khuyến khích nhiều FDI vào giai đoạn 1986- 2006 và Trương bình phương nhỏ nhất được hiệu 2 Số 179- Tháng 4. 2017 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
  3. CHÍNH SÁCH & THỊ TRƯỜNG TÀI CHÍNH - TIỀN TỆ Bảng 1. Biến số và nguồn dữ liệu Chiều hướng tác Tên biến Ý nghĩa của biến Phương pháp tính toán/ Nguồn dữ liệu động kỳ vọng REER Tỷ giá thực đa phương Brugel (2016) +/- OPEN = (xuất khẩu + nhập khẩu)/GDPdanh nghĩa OPEN Độ mở nền kinh tế Xuất khẩu và nhập khẩu: IFS (2016); GDP +/- danh nghĩa: Reuter (2016) CAB Cán cân vãng lai IFS (2016) +/- GDP Qui mô thị trường Reuter (2016) + Nguồn: Nhóm tác giả chỉnh (FMLS) cho thấy đồng một quốc gia vào thương mại xấu đi, đặc biệt khi rơi vào trạng MYR của Malaysia giảm giá quốc tế. OPEN có thể tác động thái thâm hụt phản ánh nền kinh thực so với các đồng tiền thì đến FDI theo hai chiều hướng tế đang thiếu vốn do tiết kiệm FDI vào Malaysia giảm. khác nhau, phụ thuộc vào mục thấp hơn đầu tư, Chính phủ chịu đích của dòng FDI. FDI với mục áp lực ban hành các chính sách 2.2. Phương pháp nghiên cứu đích tìm kiếm thị trường sẽ ưa nhằm gia tăng thu hút vốn từ thích các quốc gia có OPEN bên ngoài. Các nhà đầu tư nước Nghiên cứu làm sáng tỏ tác nhỏ, tức là có nhiều rào cản về ngoài có thể xem đây là cơ hội động của tỷ giá đến FDI vào thương mại; ngược lại, FDI với để thương lượng các điều khoản Việt Nam theo mô hình (1) với định hướng xuất khẩu lại ưa hoạt động có lợi và gia tăng đầu vế trái là FDI vào, vế phải bao thích các quốc gia có OPEN lớn tư (Nguyễn Thắng, 2008). Dữ gồm tỷ giá thực (REER) và các (Jordaan, 2004). OPEN được liệu về CAB được lấy từ IFS. biến kiểm soát độ mở nền kinh tính toán là tỷ lệ của tổng xuất Qui mô thị trường (GDP) phản tế (OPEN), cán cân vãng lai khẩu và nhập khẩu so với GDP ánh sức tiêu thụ và sự tăng (CAB) và qui mô nền kinh tế danh nghĩa của Việt Nam. Dữ trưởng của thị trường. FDI vào (GDP). liệu xuất khẩu và nhập khẩu thường bị hấp dẫn bởi những FDIt = β1 + β2 REERt + β3 OPENt được lấy từ Thống kê Tài chính thị trường có qui mô lớn và tốc + β4 CABt +β5 GDPt + εt (1) Quốc tế (IFS, 2016); GDP danh độ tăng trưởng ấn tượng, do tạo Trong mô hình (1), tỷ giá thực nghĩa của Việt Nam được lấy từ nhiều điều kiện cho nhà đầu tư đa phương (REER) được sử Reuter (2016). thu được lợi nhuận cao từ các dụng để đại diện cho tác động Cán cân vãng lai (CAB) có thể khoản đầu tư (Tuman, 1999; của tỷ giá đến FDI có tính đến ảnh hưởng cùng chiều hoặc Lipsey, 2000). Do vậy, β5 được tương quan giá cả của Việt Nam ngược chiều đến FDI. CAB cải kỳ vọng có dấu dương (+). Dữ và các đối tác thương mại, phản thiện một mặt cho thấy nền kinh liệu về GDP thực của Việt Nam ánh khả năng cạnh thương mại tế có tăng trưởng xuất khẩu tốt được lấy từ Reuter (2016). của nền kinh tế. REER trong hơn so với nhập khẩu, hấp dẫn Bảng 1 tóm tắt phương pháp nghiên cứu được xác định trên các nhà đầu tư theo định hướng tính toán và kỳ vọng tác động cơ sở tỷ giá danh nghĩa và chỉ số xuất khẩu; mặt khác phản ánh của các biến đến FDI. giá của 138 quốc gia có quan hệ thu nhập và tài sản có ròng của Dữ liệu cho nghiên cứu được thương mại với Việt Nam được nền kinh tế đang tăng lên, thu lấy theo tần suất quý trong giai thu thập từ trang thông tin Hiệp hút các dòng FDI khai thác thị đoạn 2000- 2015. Nghiên cứu hội kinh tế Bỉ (Brugel, 2016). trường. Ngược lại, CAB xấu đi lựa chọn giai đoạn này vì: (i) Do tác động của tỷ giá đến FDI là dấu hiệu của cán cân thương Nền kinh tế bắt đầu có dấu hiệu vào phụ thuộc mục đích của mại xấu đi, thu nhập giảm và phục hồi sau khi bị ảnh hưởng dòng FDI, nghiên cứu kỳ vọng tài sản nợ ròng của nền kinh bởi khủng hoảng kinh tế tiền β2 có thể dương hoặc âm (+/-). tế tăng lên, làm giảm FDI vào tệ Đông Á 1997; (ii) Việt Nam Độ mở nền kinh tế (OPEN) (Dhakal, 2010). Tuy nhiên, ở ngày càng hội nhập sâu và rộng phản ánh mức độ hội nhập của góc độ khác, tình trạng CAB hơn với kinh tế toàn cầu qua Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 179- Tháng 4. 2017 3
  4. CHÍNH SÁCH & THỊ TRƯỜNG TÀI CHÍNH - TIỀN TỆ Hình 1. FDI, REER, OPEN, CAB, GDP dùng cho ước lượng Ghi chú: _SA: Dữ liệu sau khi hiệu chỉnh mùa; _LOG: Dữ liệu sau khi lấy logarithm Nguồn: Nhóm tác giả các hiệp định thương mại song định số 64/1999/QĐ/NHNN. 1. phương và đa phương được Sau khi chuyển các chuỗi, trừ Để xác định phương pháp ước ký kết như BTA 2001, WTO OPEN, sang dạng logarithm cơ lượng phù hợp cho mô hình (1), 2007; (iii) phương pháp xác số tự nhiên do biến có tính xu nghiên cứu thực hiện kiểm định định tỷ giá giao dịch dựa trên hướng mạnh và loại bỏ yếu tố nghiệm đơn vị bằng Dickey- tỷ giá bình quân liên ngân hàng mùa trong chuỗi GDP và OPEN, Fuller (ADF) và Phillips-Perron và biên độ dao động trong mỗi nghiên cứu có được các chuỗi (PP). Kết quả trong Bảng 2 thời kỳ được áp dụng theo quyết biến cho ước lượng trong Hình cho thấy các biến đều là I(1) 4 Số 179- Tháng 4. 2017 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
  5. CHÍNH SÁCH & THỊ TRƯỜNG TÀI CHÍNH - TIỀN TỆ Bảng 2. Kết quả kiểm định tính dừng Giá trị thống kê Giá trị thống kê Biến sai phân Giá trị thống kê Giá trị thống kê Biến bậc gốc ADF PP bậc 1 ADF PP FDI -2,258 -1,935 DFDI -9,411*** -19,077*** REER 0,467 0,398 DREER -7,577*** -7,577*** OPEN -0,737 -1,481 DOPEN -3,399*** -31,204*** CAB -1,950 -2,880 DCAB -11,545*** -14,930*** GDP -1,073 -1,094 DGDP -8,766*** -8,729*** Ghi chú: ***, **, * lần lượt chỉ mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả ở mức ý nghĩa 1%. Theo đó, kết khác yêu cầu các biến hồi REER, OPEN, CAB và GDP nghiên cứu sử dụng phương quy có độ trễ như nhau trong khi đến FDI hiện tại; l, m, n, p, q lần pháp ADRL theo tiếp cận kiểm ARDL cho phép xác đinh độ trễ lượt là số bậc trễ của tác động định đường bao của Pesaran & khác nhau cho từng biến hồi qui; ngắn hạn; λ1, λ2, λ3, λ4, λ5 là các cộng sự (2001) để ước lượng mô (iv) ADRL có thể áp dụng cho hệ số tác động dài hạn đồng thời hình vì: (i) Trong trường hợp số các chuỗi không dừng cùng bậc. cũng là phương trình đồng liên lượng mẫu nhỏ, ARDL là cách Để ước lượng bằng ADRL, mô kết giữa các biến số. tiếp cận có ý nghĩa thống kê hơn hình (1) được viết lại dưới dạng Tiếp cận kiểm định đường bao để kiểm định tính đồng liên kết, sai phân của FDI. thực hiện kiểm định đồng liên trong khi đó đồng liên kết của ΔFDIt = α0 +ai ΔFDIt-I + bi kết theo kiểm định F với giả Johansen yêu cầu số mẫu lớn ΔREERt-I +ci ΔOPENt-I +di thuyết kiểm định và giả thuyết hơn để đạt được độ tin cậy; (ii) ΔCABt-I thay thế lần lượt: H0: λ1 = λ2 = không như tiếp cận đồng liên +ei ΔGDPt-I + λ 1FDIt-1 + λ λ3 = λ4 = λ5 hàm ý không tồn tại kết của Johansen, ARDL không 2 REERt-1 +λ 3 OPENt-1 + λ 4 CABt- quan hệ đồng liên kết giữa các ước lượng hệ phương trình để 1 + λ 5 GDPt-1 + εt (2) biến; H1: λ1 ≠ λ2 ≠ λ3 ≠ λ4 ≠ λ5 tìm mối quan hệ dài hạn, mà chỉ Trong đó, a, b, c và d phản ánh hàm ý tồn tại quan hệ đồng liên ước lượng một phương trình duy tác động ngắn hạn có bậc trễ của kết giữa các biến. Nếu giá trị nhất; (iii) các tiếp cận đồng liên FDI, có và không có bậc trễ của thống kê F được tính toán cao Hình 2. Lựa chọn mô hình dựa trên tiêu chuẩn thông tin hơn giá trị bác bỏ của đường AIC biên trên (upper bound), giả thuyết H0 bị bác bỏ, đồng nghĩa tồn tại quan hệ đồng liên kết hay quan hệ dài hạn giữa các biến. Nếu giá trị thống kê F được tính toán thấp hơn giá trị bác bỏ của đường biên dưới (lower bound), giả thuyết H0 không thể bị bác bỏ, đồng nghĩa không tồn tại quan hệ đồng liên kết. Nếu giá trị thống kê F ở giữa giá trị bác bỏ của đường biên trên và đường biên dưới thì không thể đưa ra kết luận. Nghiên cứu sử dụng các trị bác bỏ cho kiểm định F theo Narayan (2004) có giá trị cao hơn so với Pasaran & cộng sự (2001) vì phù hợp với Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả mẫu nhỏ. Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 179- Tháng 4. 2017 5
  6. CHÍNH SÁCH & THỊ TRƯỜNG TÀI CHÍNH - TIỀN TỆ Bảng 3. Kết quả kiểm định đường biên Kiểm định F Giá trị Độ trễ Thống kê F 3,939 4 Giá trị bác bỏ Mức ý nghĩa Trị bác bỏ đường biên dưới Trị bác bỏ đường biên trên 10% 2,335 3,252 5% 2,750 3,755 1% 3,725 4,940 Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả Khi quan hệ đồng liên kết được luận 3.2. Tác động của tỷ giá đến tìm thấy, mô hình (2) được FDI trong dài hạn ước lượng bằng OLS để xem 3.1. Kết quả kiểm định đồng xét phương trình đồng liên kết liên kết Bảng 4 cho thấy kết quả ước cũng đồng thời là tác động dài lượng phương trình đồng liên hạn của REER, OPEN, CAB và Nghiên cứu dựa trên tiêu chuẩn kết được chuẩn hóa theo FDI, GDP đến FDI. Khi đó, hệ số tác thông tin Akaike để lựa chọn cũng đồng thời phản ánh tác động dài hạn được chuẩn hóa bậc trễ tối ưu cho các biến có động dài hạn. Trừ hệ số ước theo FDI; cụ thể, hệ số tác động bậc trễ trong mô hình (2). Thực lượng của OPEN không có ý của REER được tính là λ2/λ1 , hiện ước lượng 162 dạng mô nghĩa thống kê, hệ số ước lượng của OPEN là λ3/λ1, của CAB là hình (2) khác nhau ở số bậc trễ, của REER và CAB có ý nghĩa λ4/λ1 và của GDP là λ5 / λ1. kết quả trong Hình 2 cho thấy thống kê ở mức 5%, hệ số ước Dựa trên kết quả tác động dài 20 mô hình có AIC thấp nhất, lượng của GDP có ý nghĩa hạn, mô hình hiệu chỉnh sai số trong đó, mô hình ARDL (2, 0, thống kê ở mức 10%. (3) được sử dụng để ước lượng 0, 1, 0) được lựa chọn vì AIC Trong dài hạn, tỷ giá có tác tác động ngắn hạn đến FDI. thấp hơn so với các mô hình động cùng chiều đến FDI, phản Trong mô hình (3) ECt-1 là sai khác. ánh tỷ giá thực tăng 1% làm số hiệu chỉnh có µ phản ánh tốc Kết quả kiểm định đồng liên kết FDI vào Việt Nam tăng 1,982%. độ điều chỉnh về cân bằng dài theo kiểm định F trong Bảng 3 Phản ứng của FDI vào với tỷ hạn của FDI khi bị lệch khỏi cân đối với mô hình ARDL (2, 0, giá tại Việt Nam ở mức tương bằng. 0, 1, 0) cho thấy, trị thống kê F đương trường hợp của Hàn ΔFDIt = α0 +ai ΔFDIt-I + bi được tính toán là 3,939 lớn hơn Quốc trong giai đoạn 1985- ΔREERt-I +ci ΔOPENt-I +di giá trị bác bỏ của đường biên 2000 (Seo, 2010) nhưng ngược ΔCABt-I trên ở mức ý nghĩa 5%. Như chiều so với trường hợp của +ei ΔGDPt-I + µECt-1 + Ɛt (3) vậy, tồn tại quan hệ đồng liên Malaysia (Tsen, 2005). Ngoài kết giữa FDI với REER, OPEN, ra, kết quả phản ứng của FDI 3. Kết quả nghiên cứu và thảo CAB và GDP. vào dưới tác động của tỷ giá tìm Bảng 4. Kết quả ước lượng phương trình đồng liên kết Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t REER 1,982** 0,817 2,424 OPEN 0,090 0,313 0,289 CAB -0,241** 0,096 -2,501 GDP 2,776* 0,861 3,222 R2 = 0,922; R2 hiệu chỉnh = 0,912; Tổng phần dư bình phương =2,419; S.E = 0,211; Log hàm hợp lý = 12,576; AIC = -0,417; Trung bình phụ thuộc = 0,425; Thống kê Durbin-Watson = 2,393 Ghi chú: ***, **, * lần lượt chỉ mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả 6 Số 179- Tháng 4. 2017 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
  7. CHÍNH SÁCH & THỊ TRƯỜNG TÀI CHÍNH - TIỀN TỆ Hình 3. Diễn biến REER và tốc độ tăng của FDI CAB của Việt Nam bị thâm hụt kéo dài theo hướng ngày càng nghiêm trọng trong giai đoạn 2000- 2013, khu vực có vốn đầu tư nước ngoài vẫn luôn là các nhà xuất khẩu ròng. Ngoài ra, kết quả tác động dài hạn trong Bảng 4 cũng cho thấy, CAB có tác động ngược chiều đến FDI vào, phản ánh cán cân vãng lai xấu đi sẽ hấp dẫn thêm FDI vào. Sự xấu đi của cán cân vãng lai phản ánh đầu tư cao hơn tiết kiệm trong nền kinh tế, Nguồn: Trang thông tin Chính phủ và Hiệp hội Kinh tế Bỉ là áp lực để Chính phủ đưa ra nhiều chính sách ưu đãi (thuế, được trong nghiên cứu thấp hơn thương mại; FDI vào Việt Nam thủ tục,...) để thu hút FDI. Trong so với mức 2,23% trong nghiên cũng giảm dần tốc độ với mức thực tế, Việt Nam thường xuyên cứu của Trương An Bình (2014) tăng trưởng trung bình 6,11%/ có những điều chỉnh về chính và 2,56% trong nghiên cứu của năm. Mặc dù tỷ giá chỉ là một sách có lợi cho các dự án FDI, Du (2011). trong những nhân tố ảnh hưởng chẳng hạn như Luật Thuế thu Hình 3 phản ánh rõ nét tác động đến FDI vào Việt Nam, kết quả nhập doanh nghiệp năm 2008 của REER đến dòng FDI vào này phần nào cho thấy xu hướng và Luật số 32/2013/QH13 sửa trong giai đoạn nghiên cứu. dài hạn của REER cũng là một đổi một số điều của Luật Thuế Trong giai đoạn 2000- 2007, trong những yếu tố nhà đầu tư TNDN được Quốc hội thông VND thường ở vị thế định giá FDI quan tâm. Điều này hàm ý qua ngày 19/6/2013 (có hiệu thực thấp so với thời điểm gốc rằng FDI vào Việt Nam có mục lực từ 01/01/2014) được đánh (REER>1), FDI vào Việt Nam đích tìm kiếm thị trường chi phí giá là có sự đổi mới mạnh mẽ cũng tăng mạnh trong giai đoạn sản xuất rẻ và có định hướng với nhiều chính sách ưu đãi về này với mức tăng trưởng bình xuất khẩu sang nước thứ ba. Các thuế để khuyến khích nhà đầu quân 40,94%; nếu không tính nghiên cứu thực nghiệm cũng tư nước ngoài; Thông tư số năm 2007, con số này ở mức đã minh chứng REER có tác 131/2010/TT-BTC của Bộ Tài 11,10%. Từ năm 2008, VND lên động cùng chiều đến CAB Việt chính, hướng dẫn thực hiện quy giá thực mạnh mẽ, đặc biệt là Nam (Phạm Thị Tuyết Trinh, chế góp vốn, mua cổ phần của từ 2011, do chênh lệch lạm phát 2014; Phạm Hồng Phúc, 2009). nhà đầu tư nước ngoài trong giữa Việt Nam và các đối tác Bảng 5 cũng cho thấy, mặc dù các doanh nghiệp Việt Nam Bảng 5. Xuất khẩu ròng theo loại hình doanh nghiệp Đơn vị: triệu USD Khu vực kinh tế 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 Trong nước -3612,1 -3002,1 -4207,7 -6452,7 -8884,9 -9227,6 -11636,8 -20265,5 Có vốn đầu tư 2458,3 1813,3 1168,2 1346,2 3401,1 4913,6 6571,9 6062,2 nước ngoài 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 Trong nước -24669,4 -17158,1 -14786,4 -16581,4 -11562,0 -13714,9 -14600,9 -20594,0 Có vốn đầu tư 6640,7 4305,60 2184,50 6737,30 12310,80 13715,20 16968,90 17040,3 nước ngoài Nguồn: Tổng cục thống kê (2016) Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 179- Tháng 4. 2017 7
  8. CHÍNH SÁCH & THỊ TRƯỜNG TÀI CHÍNH - TIỀN TỆ Bảng 6. Kết quả ước lượng mô hình ECM Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t D(FDI(-1)) -0,475** 0,095 -4,972 D(REER) 2,245** 0,933 2,404 D(OPEN) 0,003 0,122 0,028 D(CAB) -0,036 0,040 -0,905 D(GDP) -0,197 1,346 -0,146 EC(-1) -0,540*** 0,109 -4,954 Ghi chú: ***, **, * lần lượt chỉ mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả Bảng 7. Kết quả kiểm định chẩn đoán Giả thiết H0 Loại kiểm định Giá trị p Kết luận Phần dư không tự tương quan Breusch-Godfrey LM 0,165** Chưa có cơ sở bác bỏ H0 Phương sai phần dư không thay đổi Breusch Pagan Godfrey 0,447** Chưa có cơ sở bác bỏ H0 Phần dư có phân phối chuẩn Jarque-Bera 0,331** Chưa có cơ sở bác bỏ H0 Ghi chú: ***, **, * lần lượt chỉ mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả (ban hành theo Quyết định số Bảng 6 cho thấy kết quả tác điểm đến FDI, phản ánh nhà đầu 88/2009/QĐ-TTg của Thủ tướng động ngắn hạn ước lượng từ mô tư FDI không chỉ quan tâm đến Chính phủ). hình ECM (3) dựa trên phương xu hướng diễn biến tỷ giá thực, Thêm vào đó, GDP cũng có trình đồng liên kết được tìm còn quan tâm cả biến động của tác động cùng chiều đến FDI thấy. Sai số hiệu chỉnh EC có tỷ giá để ra quyết định đầu tư, vào phản ánh nhà đầu tư FDI dấu âm (-) tại mức ý nghĩa 5% mà nguyên nhân có thể là do bị hấp dẫn bởi sức tăng trưởng một lần nữa khẳng định sự tồn đặc thù diễn biến tỷ giá tại Việt ấn tượng ở mức trung bình 7%/ tại của quan hệ đồng liên kết Nam. Mặc dù Việt Nam được năm, thuộc nhóm tăng trưởng giữa các biến trong mô hình, công bố có chế độ tỷ giá thả nổi hàng đầu thế giới của Việt Nam. đồng thời phản ánh mức điều có kiểm soát, diễn biến tỷ giá tại chỉnh về cân bằng dài hạn ở Việt Nam cho thấy VND được 3.3. Tác động động của tỷ giá mức trung bình là 54%. neo khá chặt với USD với các đến FDI trong ngắn hạn Trong ngắn hạn, REER cũng có mức giảm giá ổn định. Trong tác động cùng chiều cùng thời giai đoạn 2000- 2015, tỷ giá giao dịch được xác định dựa Hình 4. Diễn biến tỷ giá VND/USD Q1 2000- Q4 2015 trên tỷ giá bình quân liên ngân hàng VND/USD và biên độ dao động tại mỗi thời kỳ, nhưng tỷ giá này rất ít khi thay đổi và chỉ diễn biến theo xu hướng tăng kiên định (Hình 4). Nhiều nghiên cứu (chẳng hạn, Nguyễn Trần Phúc và Nguyễn Đức Thọ, 2009; Carmen, 2006) cũng cho rằng VND được neo ổn định với USD. IMF cũng nhiều lần điều chỉnh phân loại chế độ tỷ giá ở Việt Nam nhưng đều ở nhóm chế độ tỷ giá có sự can thiệp 8 Số 179- Tháng 4. 2017 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
  9. CHÍNH SÁCH & THỊ TRƯỜNG TÀI CHÍNH - TIỀN TỆ Hình 5. Kiểm định CUSUM, CUSUM Bình phương Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả mạnh của nhà điều hành và diễn quan, không có phương sai thay đến FDI vào, phản ánh nhà đầu biến tỷ giá mang tính tổn định, đổi, có phân phối chuẩn. Kiểm tư FDI cũng đồng thời quan như chế độ cố định cứng (other định Cusum và Cusum bình tâm đến biến động tỷ giá do đặc conventional fixed peg arrange- phương có kết quả trong Hình 5 thù tỷ giá tại Việt Nam được ment) năm 2005; có kiểm soát cũng cho thấy tổng tích lũy của neo với USD theo mức giảm khác năm 2009 (Other managed phần dư đệ quy đều nằm trong ổn định. Tốc độ điều chỉnh về arrangement) và chế độ tỷ giá mức ý nghĩa 5%, phản ánh hệ số cân bằng dài hạn của FDI trong ổn định (Stabilized arrange- ước lượng trong ngắn hạn và dài ngắn hạn cũng được tìm thấy ở ment) từ năm 2010 (IMF, 2000- hạn của phương trình ổn định. mức trung bình 54%. 2014). Với diễn biến này, sự Ngoài ra, qui mô thị trường, thay đổi tăng tỷ giá ở Việt Nam 4. Kết luận và khuyến nghị trạng thái cán cân vãng lai cũng luôn luôn được nhận định là xu chính sách có tác động cùng chiều đến FDI hướng vĩnh viễn, nhờ đó thu hút vào trong dài hạn, phản ánh các dòng vốn FDI vì làm gia Sử dụng mô hình ADRL theo thực tế về: (i) Sự hấp dẫn của tăng giá trị tài sản của nhà đầu tiếp cận đường bao của Pasaran thị trường có tốc độ tăng trưởng tư, song song với làm giảm chi & cộng sự (2001) để khám phá tốt đối với các nhà đầu tư FDI; phí sản xuất và giảm giá tương tác động của tỷ giá đến FDI vào và (ii) tình trạng mất cân đối tiết đối của hàng xuất khẩu. Việt Nam trong ngắn và dài hạn kiệm- đầu tư và áp lực ban hành Ngoài REER, các biến số khác nghiên cứu đi đến các kết luận các chính sách ưu đãi đối với dự bao gồm OPEN, CAB và GDP như sau: án FDI của Chính phủ nhằm hỗ đều không tác động đến FDI Một là, trong dài hạn, tỷ giá trợ giải quyết thiếu hụt nguồn trong ngắn hạn phản ánh thực tăng, VND giảm giá làm FDI lực trong nền kinh tế. Trong khi tế nhà đầu tư nước ngoài không vào tăng và ngược lại. Mức tác đó, các yếu tố này đều không quan tâm đến những đặc điểm động tỷ giá đến FDI tại Việt tác động đến FDI trong ngắn về độ mở, cán cân vãng lai và Nam tìm thấy trong nghiên cứu hạn phản ánh nhà đầu tư quan tăng trưởng của nền kinh tế tương đương với các thị trường tâm nhiều hơn đến đặc điểm xu trong ngắn hạn do tính chất dài mới nổi khác. Kết quả này phản hướng trong dài hạn của nền hạn của các dự án FDI. Nói cách ánh rằng nhà đầu tư FDI có kinh tế do tính chất dài hạn của khác, nhà đầu tư nước ngoài quan tâm đến xu hướng diễn các dự án FDI. thường tập trung hơn vào việc biến tỷ giá thực; đồng thời phản Như vậy, diễn biến tỷ giá thực phân tích những đặc điểm này ánh định hướng xuất khẩu và tác động đến dòng FDI vào của nền kinh tế trong dài hạn. tìm kiếm thị trường chi phí rẻ tại Việt Nam trong cả ngắn và Ngoài ra, kết quả các kiểm định của FDI vào Việt Nam. dài hạn với cùng chiều hướng. chẩn đoán trong Bảng 7 cho Hai là, trong ngắn hạn, tỷ giá Trong mối quan hệ với chính thấy phần dư không tự tương cũng có tác động cùng chiều sách thu hút FDI vào, điều hành Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 179- Tháng 4. 2017 9
  10. CHÍNH SÁCH & THỊ TRƯỜNG TÀI CHÍNH - TIỀN TỆ tỷ giá cần: Thứ nhất, giảm tình kinh tế nói chung. Việc giảm ngắn hạn thường gắn liền với rủi trạng lên giá thực của VND tình trạng lên giá thực của VND ro tỷ giá đối với các hoạt động so với đồng tiền của các đối một cách bền vững nên được kinh doanh quốc tế. Thứ hai, tác thương mại. Đến cuối năm thực hiện bằng cách giảm sự xác định tỷ giá VND dựa trên 2015, VND đã lên giá thực 30% chênh lệch lạm phát của Việt đa dạng hóa các đồng tiền trong so với năm 2008 gây tác động Nam so với các đối tác thương rổ do Việt Nam đang giao dịch không nhỏ đến các dòng FDI mại hơn là tăng tỷ giá danh thương mại và thu hút FDI vào định hướng xuất khẩu nói riêng nghĩa của VND. Nguyên nhân từ rất nhiều quốc gia. ■ và hoạt động xuất khẩu của nền là vì các biến động tỷ giá trong Tài liệu tham khảo 1. Arratibel, O., & Zdzienicka, A. (2011). The effect of nominal exchange rate volatility on real macroeconomic performance in the CEE countries. Economic Systems, 35, 261-277. 2. Bleaney, M. (2001). The Impact of Terms of Trade and Real Exchange Rate Volatility on Investment and Growth in Sub-Saha- ran Africa. Journal of Development Economics, 65, 491-500. 3. Bui Anh Tuan. (2011). FDI in Vietnam, Reality and Solution. Ho Chi Minh: University of Economics Ho Chi Minh City. 4. Campa, J. (1993). Entry by Foreign Firms in the United States under Exchange Rate Uncertainty. The Review Of Economics And Statistics, 75(4), 614-622. 5. Camen, U. (2006). Monetary Policy in Vietnam: The Case of a Transition Country. BIS Working Paper, 31, Bank for Interna- tional Settlement, Basel, 2006. 6. Charkrabarti, A. (2001). The Determinants of Foreign Direct Investments: Sensitivity Analyses of Cross-Country Regressions. ISI Journal Citation Reports, 54, Issue 1. 7. Cushman, D. (1988). Real Exchange Rate Risk, Expectations, and the Level of Direct Investment. The Review Of Economics And Statistics, 67(2), 297-308. 8. Froot, A., & Stein, C. (1991). Exchange Rates and Foreign Direct Investment: An Imperfect Capital Market Approach. Quar- terly Journal of Economics, 106(4), 1191-1217. 9. Gorg, H. (2001). The Impact of Exchange Rate Variability on US Direct Investment. USA: Internationalisation of Economic Policy Programme. 10. Hu, D. (2013). The role of exchange rates on the inflow of foreign direct investment to China. China: Ume- School of Business and Economics. 11. Inglehart, R. (2014). Mapping global values. Comparative Sociology, 5 (2), 115‐136. 12. International Monetary Fund (2000 - 2014). Annual Report on Exchange Rate Arrangement and Exchange Restriction 1998 - 2014. Washington D.C: International Monetary Fund. 13. Jordaan, J. (2004). Foreign Direct Investment and Neighbouring Influences. Pretoria: University of Pretoria. 14. Juan, D. (2011). What are the Determinants of FDI to Vietnam. Noord-Brabant: Tilburg University. 15. Jung, S. (2010). Do Exchange rate impact Foreign Direct Investment Flows in Korea. Riau: University of Riau. 16. Kandilov, I., & Leblebicioglu, A. (2011). The impact of exchange rate volatility on plant-level investment: Evidence from Colombia. Journal of Development Economics, 94, 220-230. 17. Kiyota, T. (2004). Exchange Rate, Exchange Rate Volatility and Foreign Direct Investment. The World Economy, 27(10), 1501-1536. 18. Liu, W. (2006). Determinants of FDI inflows to China: an empirical analysis of source country characteristics. Taipei: Paper Presented at Taipei International Conference on Growth. Trade and Dynamics. 19. Moosa, A. (2012). Foreign Direct Investment: Theory, Evidence and Practice. New York: Palgrave, 2002. 20. Narayan, K. (2004). Reformulating Critical Values for the Bounds Fstatistics Approach to Cointegration: An Application to the Tourism Demand Model for Fiji. Melbourne: Department of Economics Discussion Papers. ISSN 1441-5429, Monash Univer- sity 21. Nguyen Tran Phuc., & Nguyen Duc Tho. (2009). Exchange Rate Policy in Vietnam, 1985-2008. ASEAN Economic Bulletin, 26, No.2 (2009), 137-63. 22. Nguyen Ngoc Anh., & Nguyen Thang. (2007). Foreign direct investment in Vietnam: An overview and analysis the determi- nants of spatial distribution across provinces. Germany: MPRA Paper 1921, University Library of Munich. 23. Nguyen Phi Lan. (2006). FDI and its Linkage to Economic Growth in Vietnam: A Provincial Level Analysis. Australia: Work- ing paper. Centre for Regulation and Market Analysis, University of South Australia. 24. Nguyễn Thắng. (2008). Current account deficit. Causes and Solutions. Hanoi: Centre for Policy Studies and Development. 25. Nurudeen, A. (2000). Determinants of Foreign Direct Investment in Nigeria: An Empirical Analysis. Global Journal of Hu- man Social Science, 10(1) (Ver 1.0), April 2010. 26. Pesaran, Y. Shin., & Smith. R.J. (2001). Bounds testing approaches to the analysis of level relationships. Journal of Applied Econometrics, 16, (3), 289-326, 2001. 10 Số 179- Tháng 4. 2017 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
  11. CHÍNH SÁCH & THỊ TRƯỜNG TÀI CHÍNH - TIỀN TỆ 27. Pham Hong Phuc. (2009). Real exchange rate and Trade Balance of Vietnam. Ho Chi Minh: University of Economics Ho Chi Minh City. 28. Seo, C. (2010). The influence of tax credit on firm’s innovation performance. Journal of the Korea Academia-Industrial coop- eration Society, 11(9), 3223-3231. 29. Sun, Q. (2006). Determinants of Foreign Direct Investment Across China. Journal of International Money and Finance, 2, 79-113. 30. Thomas, D. (2001). Country-of-origin determinants of foreign direct investment in an emerging market: the case of Mexico. Journal of International Management, 7, (1), 59-79, 2001. 31. Tsen, W. (2005). The Determinants of Foreign Direct Investment in the Manufacturing Industry of Malaysia. Journal of Eco- nomic Cooperation, 26(2), 91-110. Thông tin tác giả Phạm Thị Tuyết Trinh, Tiến sĩ Đại học Ngân hàng TP.HCM Email: trinhptt@buh.edu.vn Phí Thị Thu Hường Đơn vị công tác: VINADECO Vietnam Email: ptthuong@vinadecons.vn Summary The impact of exchange rate on FDI inflows of Vietnam- A bound testing approach This study examines the impact of the exchange rate on foreign direct investment (FDI) inflow in Vietnam by bound testing approach of autoregressive distributed lag (ARDL) model developed by Pasaran, Shin & Smith (2001). Study uses quarterly data of real effective exchange rate (REER), FDI inflow and other control variables including market size, current account balance and economic openness in the period 2000- 2015. The empirical finding suggest that 1 percent increase in REER leads to 1.982 percent increase in FDI inflow in the long-run. Also, VND devaluation results in enhanced FDI in the short-run. The error correction suggests that the FDI’s adjustment speed to long-run equilibrium is moderate at 54 percent. Key words: Exchange rate, Autoregressive Distributed Lag (ARDL), Bound test. Trinh Thi Tuyet Pham, PhD. Banking University of Ho Chi Minh City Huong Thi Thu Phi VINADECO Vietnam Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 179- Tháng 4. 2017 11
ADSENSE

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

THÔNG TIN
TRỢ GIÚP
HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG
Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline: 093 303 0098

Email: support@tailieu.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2022-2032 TaiLieu.VN. All rights reserved.

 

Đồng bộ tài khoản
4=>1