QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
Mô hình OLI c ủa John Dunning (1977)
Hầu hết các nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng đến dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài xoay quanh lí thuyết chiết trung về sản xuất quốc tế, mô hình OLI của John Dunning (1977).Học thuyết này kế thừa rất nhiều những ưu điểm của các học thuyết khác về FDI
Dunning đã tổng hợp các yếu tố chính của nhiều công trình khác nhau lý giải về FDI và đề xuất rằng có 3 điều kiện cần thiết để một doanh nghiệp có động cơ tiến hành đầu tư trực tiếp: lợi thế về sở hữu, địa điểm và nội bộ hóa.Cách tiếp cận này được biết đến dưới tên mô hình OLI.Lợi thế về sở hữu của một doanh nghiệp có thể là một sản phẩm hoặc một qui trình sản xuất mà có ưu thế hơn hẳn các doanh nghiệp khác hoặc các doanh nghiệp khác không thể tiếp cận Các lợi thế về địa điểm bao gồm không chỉ các yếu tố nguồn lực, mà còn có cả các yếu tố kinh tế và xã hội, như dung lượng và cơ cấu thị trường, khả năng tăng trưởng của thị trường và trình độ phát triển, môi trường văn hóa, pháp luật chính trị và thể chế Tiếp đến là lợi thế về nội bộ hóa sản xuất, được hiểu là việc một công ty thực hiện và kiểm soát toàn bộ quá trình sản xuất một sản phẩm từ khâu nguyên liệu đầu vào cho đến việc bán sản phẩm.Từ nền tảng của lý thuyết Dunning, hàng loạt các nghiên cứu đã tiến hành phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến dòng vốn FDI đổ vào Việt Nam cả cấp quốc gia lẫn cấp tỉnh, vùng Các nghiên cứu hầu như tập trung vào tiềm năng thị trường, lao động, cơ sở hạ tầng, chính sách chính phủ và tác động tích lũy
Về tiềm năng thị trường, các biến được sử dụng phổ biến là dân số, tốc đô tăng dân số, GDP, GDP đầu người hay tốc độ tăng GDP Nguyen và Hans-Rimbert (2002) dựa trên 2 mô hình hồi quy cho 61 quan sát và nhận thấy GDP và GDP đầu người tác động mạnh tới cả FDI đăng kí và FDI thực hiện cộng dồn tới 31/12/2000 của các tỉnh Tuy nhiên, tác động của GDP đầu người lại trái chiều nhau giữa mô hình của FDI thực hiện và FDI đăng kí, trong khi GDP của tỉnh ảnh hưởng thuận chiều với dòng vốn FDI Gần đây nhất là nghiên cứu của Bulent và Mehmet nghiên cứu FDI vào 62 tỉnh của Việt Nam giai đoạn 2006-2009 cho thấy tác động dương của GDP thực tế đầu người theo giá cơ sở 2005 tới dòng vốn FDI Nguyen và Nguyen
(2007) thấy tác động dương tới FDI của tốc độ tăng GDP (đồng thuận với Mayer và Nguyen (2005), đối với FDI tích lũy đến 1999, nghiên cứu tác động của sự tạo cơ hội để tiếp cận nguồn lực khan hiếm của thể chế chính trị tỉnh và áp lực của doanh nghiệp nhà nước) trong khi GDP đầu người lại không có ý nghĩa thống kê đối với FDI mới và lũy kế từ 1988 tới 2006
Mayer và Nguyen (2005), nghiên cứu FDI tích lũy đến 1999, thấy dân số tác động dương ở hầu hết các mô hình
Về lao động, nhân tố này được phân tích theo chất lượng lao động, đo bằng phần trăm công nhân có bằng cấp trên tổng số lao động (Nguyen và
Hans-Rimbert, (2002) tác động dương) hay số giảng viên đại học trên 1000 dân ( Mayer và Nguyen (2005), tác động dương), sự sẵn sàng của lao động, đo bằng dân số (Nguyen và Nguyen (2007), tác động dương với giá trị và số lượng đề án FDI tích lũy, số lượng đề án mới), chi phí lao động, đo bằng lương hàng tháng của lao động nhà nước do địa phương quản lý ( Le Viet Anh, (2004), tác động âm, nghiên cứu thời kì 1991-2001, nghiên cứu cấp vùng, Nguyen Phi Lan(2006) ), nghiên cứu 61 tỉnh từ 1996-2003, tác động âm), Mayer và Nguyen(2005), tác động không có ý nghĩa thống kê, nghiên cứu 61 tỉnh đến 1999)
Về cơ sở hạ tầng, biến số được sử dụng tương đối rộng rãi ở các nghiên cứu về FDI ở Việt Nam là số điện thoại hay số điện thoại trên 1000 dân, (Nguyen và Nguyen (2007), không thấy tác động, Le Viet Anh(2004), Nguyen Phi Lan(2006) tác động tích cực ở hầu hết các mô hình), nguồn điện được cung cho các hoạt động sản xuất kinh doanh ở các tỉnh (Nguyen và Hans-Rimbert (2002), tác động dương tới FDI thực hiện cộng dồn), độ dài đường nhựa ở tỉnh (Nguyen và Hans-Rimbert(2002), không có tác động), khối lượng hành khách vận chuyển địa phương (Mayer và Nguyen(2005), tác động dương trừ trường hợp FDI mới Ngoài ra, khu cụm công nghiệp cũng được sử dụng như một chỉ số cho cơ sở hạ tầng (Nguyen và Nguyen(2007), Nguyen và Hans-Rimbert (2002) có tác động cùng chiều ở tất cả các mô hình) Ngoài ra, khoảng cách đến các trung tâm lớn cũng có thấy tác động âm đối với số đề án FDI cấp mới năm 2006, Malesky (2007)
Về chính sách chính phủ, đây là nhân tố được đo lường bởi rất nhiều biến khác nhau Chỉ số được sử dụng rộng rãi trong những năm gần đây là chỉ số PCI, năng lực cạnh tranh cấp tỉnh, được Phòng công nghiệp và thương mại Việt Nam VCCI và Cơ quan phát triển quốc tế Hoa Kì nghiên cứu giới thiệu Tuy nhiên, các nghiên cứu sử dụng chỉ số này còn có nhiều khác biết.Nguyen và Nguyen (2007) không thấy PCI 2006 tác động đáng kể đến giá trị FDI mới, FDI tích lũy Trong khi đó, nghiên cứu thời gian gần đây hơn, 2006-2009, Bulent và Mehmet lại cho thấy ảnh hưởng dương đáng kể của PCI thành phần về mức độ tham nhũng tới FDI vào các tỉnh Thống nhất với nghiên cứu này, Malesky(2007) phân tích 10 chỉ số thành phần của PCI và thấy ảnh hưởng mạnh của 1 số chỉ số thành phần như chính sách phát triển với khu vực tư nhân, minh bạch và tiếp cận đất đai tới đề án FDI cấp mới, tỉ lệ thực hiện và vốn bổ sung năm 2006,chỉ số PCI tổng hợp có trọng số cũng cho kết quả tương tự với cả tỉ lệ thực hiện cũng như vốn bổ sung Trước đó, Mayer và Nguyen (2005) đã phân tích ảnh hưởng của thể chế chính trị thông qua ảnh hưởng của việc cho phép tiếp cận các nguồn lực khan hiếm của chính quyền tỉnh đối với nhà đầu tư, đo bằng tổng diện tích khu công nghiệp trong tỉnh theo báo cáo 1999 và tác động của doanh nghiệp nhà nước, đại diện bằng tỉ lệ giá trị sản xuất của doanh nghiệp nhà nước trên tổng giá trị sản xuất nội địa Kết quả cho thấy ảnh hưởng thuận chiều của sự cho phép tiếp cận nguồn lực tới nhà đầu tư đối với lựa chọn địa điểm và hình thức gia nhập của hãng.Trong khi áp lực doanh nghiệp nhà nước không có tác động đến địa điểm đầu tư Số khu công nghiệp, khu chế xuất cũng được sử dụng cho điều kiện chính trị Le Viet Anh(2004) sử dụng số khu công nghiệp khu chế xuất và cho thấy tác động dương ở hầu hết các mô hình
Về tác động tích lũy, FDI cộng dồn tới trước năm nghiên cứu là biến được sử dụng rộng rãi Mayer và Nguyen(2005) sử dụng số đề án được cấp phép trước đó có tác động đáng kể đến FDI mới Malesky (2007) thấy điều tương tự xảy ra với tổng lượng vốn 2005 và vốn bổ sung năm 2006 của 64 tỉnh thành
PHÁP NGHIÊN CỨU
Thi ết kế và lựa chọn mô hình nghiên cứu
Đối với mô hình hồiquy, tác giả lựa chọn xuất phát từnghiên cứu “S ự đóng gópcủa đầu tư trực tiếp nước ngoài đến hoạt động xuất khẩu của Trung Qu ốc:Bằng chứng từ các lĩnh vực được phân tách ” (The
Contribution of Foreign Direct Investment to China’s Export Performance:
Evidence from Disaggregated Sectors) của Yan Yuan (2008) Sự đóng góp của đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) vào giá trị xuất khẩu của Việt Nam được giả thiết chịu tác động của 8 nhân tố bao gồm: FDI, EXR, DI, GDP,
Bởi vì mô hình được thành lập để giải thích xuất khẩu, với FDI là một trong các biến giải thích, bắt đầu với các lý thuyết cơ bản nghiên cứu các yếu tố quyết định hiệu suất xuất khẩu là phù hợp Nền tảng lý thuyết cho các nghiên cứu thực nghiệm là một trong những lý thuyết thương mại dựa trên lý thuyết của (HO) Heckscher-Ohlin, những lý thuyết thương mại mới và lý thuyết tăng trưởng nội sinh (Liu and Shu, 2003).Theo lý thuyết
HO, một đất nước nên xuất khẩu những sản phẩm sử dụng nhiều yếu tố mà đất nước được trợ cấp, hoặc là xuất khẩu những sản phẩm mà đất nước đó có lợi thế, trong đó có lợi thế so sánh trong cả sản xuất và xuất khẩu Đối với các lý thuyết thương mại mới, họ bổ sung xem xét cạnh tranh không hoàn hảo, quy mô kinh tế và chi phí thương mại mà sau đó trở thành những yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến hoạt động xuất khẩu Markusen và Venables (1998) đưa biến FDI vào các mô hình cân bằng thương mại quốc tế do sự toàn cầu hóa nhanh chóng Ngoài ra, lý thuyết tăng trưởng nội sinh đã nhấn mạnh vai trò của sự đổi mới và kết quả là những tính chất công nghệ của một ngành công nghiệp được coi là một yếu tố quan trọng để tăng hiệu suất của xuất khẩu (Liu and Shu, 2003).Cho rằng không có lý thuyết duy nhất có thể tự giải thích cho hoạt động xuất khẩu cho các nước đang phát triển (Liu and Shu, 2003), tác giả xây dựng một mô hình thực nghiệm trong đó xem xét đến một số các yếu tố có sự ảnh hưởng đặc biệt đến FDI
Cụ thể mô hình dự kiến nghiên cứu như sau:
Hình 3.1: Mô hình nghiên cứu dự kiến
Nguồn: Tổng hợp từ các học thuyết và các nghiên cứu trước đây và giả thiết của tác giả
Tổng giá trị xuất khẩu của
Việt Nam (EXP) Đầu tư trực tiếp nước ngoài
Tỷ giá hối đoái (EXR) Đầu tư trong nước
(DI) Tổng sản phẩm quốc nội
(GDP) Quy mô doanh nghiệp
(FS) Nghiên cứu và phát triển sản phẩm
(RD) Chi phí lao động (WAGE)
Nhu cầu thế giới (WD)
Bi ến và giả thuyết nghiên cứu
3.2.1 Biến phụ thuộc và biến độc lập trong mô hình nghiên cứu
- EXP: Tổng giá trị xuất khẩu hàng hóa của Việt Nam
- FDI: Đầu tư trực tiếp nước ngoài
- EXR: Tỷ giá hối đoái song phương giữa USD và VND được đo lường qua giá trị danh nghĩa
- DI (domestic investment): Đầu tư trong nước được đo lường bằng tổng vốn đầu tư phát triển toàn xã hội
- GDP (gross domestic product): Tổng sản phẩm quốc nội được đo lường theo giá thực tế
- FS (firm size): Đại diện cho quy mô doanh nghiệp của nền kinh tế và được đo bằng sản lượng thực tế trung bình của mỗi công ty
- RD (research and development for innovation): Nghiên cứu và phát triển sản phẩm được đo bằng số bằng sáng chế của Việt Nam được cấp trong một năm
- WAGE: Đại lượng biểu diễn cho chi phí lao động được định lượng bằng lương thực tế bình quân của nhân viên trong một năm
- WD (world demand): Viết tắt của nhu cầu thế giới, đó là tổng nhập khẩu trên thế giới (ngoại trừ Việt Nam)
3.2.2 Các kỳ vọng về kết quả nghiên cứu
Sự đóng góp của đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) vào giá trị xuất khẩu của Việt Nam được giả thiết chịu tác động của 8 nhân tố bao gồm:
FDI, EXR, DI, GDP, FS, RD, WAGE, WD và được biểu diễn bằng phương trình: trình trình hln(EXP i,t ) = ồi quy như sau: β0 + β1* ln(FDI i,t ) + β2* ln(EXR i,t ) + β3* ln(DI i,t )+ β4* ln(GDP i,t ) + β5* ln(FS i,t ) + β6* ln(RD i,t )+ β7* ln(WAGE i,t ) + β8* ln(WD i,t ) + ε i,t
Bảng 3.1: Bảng tổng hợp các kỳ vọng
Kỳ vọng Biến Mối tương quan với giá trị xuất khẩu
H1 Đầu tư trực tiếp nước ngoài
H4 Tổng sản phẩm quốc nội
Nghiên cứu và phát triển sản phẩm (RD)
Nguồn: Các giả thiết nghiên cứu của tác giả đề xuất Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI)
Có nhiều giả thuyết trái ngược nhau liên quan đến mối quan hệ giữa FDI và thương mại Nói chung, FDI có thể ảnh hưởng đến xuất khẩu của nước chủ nhà thông qua hai kênh Một là những tác động trực tiếp phụ thuộc vào việc các doanh nghiệp vốn nước ngoài (FFEs) muốn hướng đếncác nguồn lực ở nước sở tại và tìm kiếm cho xuất khẩu sang các nước khác, hoặc chỉ tập trung phát triển ở thị trường của nước chủ nhà Loại đầu tư đầu tiên được gọi là đầu tư trực tiếp nước ngoàitheo chiều dọc Nó được dựa trên nguồn lực tương đối, thu hút bởi sự khác biệt về chi phí yếu tố và đẩy lùi bởi chi phí thương mại (Demekas et al, 2007) Loại thứ hai được gọi là đầu tư trực tiếp nước ngoàitheo chiều ngang Nó chủ yếu là tìm kiếm thị trường đầu tư và nhằm thâm nhập thị trường trong nước (Demekas et al,
2007) Các tác dụng khác gián tiếp được thể hiện qua các công ty địa phương của nước nhận vốn FDI, những công ty mà kim ngạch xuất khẩu của nó có thể bị ảnh hưởng bởi FFEs
Tác động trực tiếp của FDI vào xuất khẩu xảy ra khi FDI theo chiều dọc là mục đích chính của FFEs Họ trực tiếp tìm kiếm các địa điểm sản xuất chi phí thấp hơn trên toàn cầu và đi đến một nước có lợi thế cạnh tranh về sản phẩm Trong trường hợp này, mục tiêu FFEs là giảm chi phí của họ và họ sẵn sàng xuất khẩu các sản phẩm ra nước ngoài từ nước nhận vốn
Tuy nhiên, nếu FFEs đi đến một nước có thị trường tiềm năng khổng lồ, ít khả năng là họ sẽ xuất khẩu sản phẩm.Họ có thể muốn bán chúng ngay trên thị trường triển vọng của nước nhận vốn.Trong bối cảnh này, vốn FDI có thể ít có ảnh hưởng trực tiếp vào xuất khẩu của nước nhận vốn Đối với
Việt Nam, cả hai trường hợp có thể là đúng, do chi phí nhân công giá rẻ và tài nguyên thiên nhiên khá phong phú (nguyên liệu) và cũng là thị trường tiềm năng rất lớn cho các công ty nước ngoài.
Tác động gián tiếp của FDI vào xuất khẩu liên quan đến ảnh hưởng của FDI vào giá trị xuất khẩu các công ty bản địa Nói chung, FFEs thường có lợi thế cao hơn trong công nghệ sản xuất, quản lý, năng lực tiếp thị, vv… các công ty trong nước có thể làm tăng xuất khẩu của mình bằng cách quan sát và học hỏi những kinh nghiệm xuất khẩu của FFEs (Haddad và Harrison , 1993) Nó cũng có thể cải thiện khả năng cạnh tranh các công ty địa phương thông qua việc chuyển giao và phổ biến công nghệ, bí quyết quản lý, kỹ năng kinh doanh và đào tạo lao động từ FFEs (Sun, 2001; Zhang and Song, 2000)
Tuy nhiên, FDI cũng có thể làm giảm giá trị xuất khẩu của các doanh nghiệp trong nướcbằng cách FFEstăng mua nguyên liệu đầu vào trong nội địa Một số sản phẩm ban đầu được xuất khẩu bởi các công ty trong nước thay vào đó có thể chuyển sang bán cho các FFEs, trong đó các sản phẩm này được sử dụng như những yếu tố đầu vào, sản xuất ra những mặt hàng để xuất khẩu hoặc có thể cạnh tranh và thâm nhập trực tiếp vào thị trường nước sở tại Hơn nữa, xuất khẩu FFEs cũng có thể làm giảm xuất khẩu từ các công ty bản địa sản xuất sản phẩm đồng nhất, vì FDI có thể tiếp tục giảm chi phí bằng cách chuyển sản xuất sang các nước chủ nhà Việc làm này có thể tạo ra một sự ảnh hưởng gián tiếp tổng thể đến xuất khẩu của nước sở tại Vì vậy, việc ảnh hưởng của FDI thông qua hình thức FFEs lên xuất khẩu là không rõ ràng Như vậy, giả thuyết của tác giả về sử ảnh hưởng của FDI vào xuất khẩu của Việt Nam cũng là không thực sự rõ ràng
Các yếu tố khác (đầu tư trong nước, quy mô doanh nghiệp, chi phí lao động, R&D, Tỷ giá hối đoái, Tổng sản phẩm quốc nội và nhu cầu thế giới)
Ngoài FDI, đầu tư tài sản cố định trong nước cũng có thể là một yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến xuất khẩu bởi vì nó là một trong những yếu tố quyết định chính của năng suất, yếu tố có thể ảnh hưởng đến nguồn cung cho xuất khẩu Sự gia tăng năng lực sản xuất từ việc đầu tư nội địa của một công ty rõ ràng là có khả năng thúc đẩy xuất khẩu Theo Coughlin and Fable, 1988; Erickson and Hayward, 1992; Leichenko and Erickson, 1997;
Zhang and Song, 2000 thì đầu tư trong nước là một yếu tố quan trọng đối với hoạt động xuất khẩu của các nước Do đó, tác giả dự kiến đầu tư nội địa sẽ làm tăng xuất khẩu
Quy mô doanh nghiệp có thể là một trong các biến nghiên cứu nhiều nhất trong các nghiên cứu xuất khẩu ở cấp độ doanh nghiệp trong nghiên cứu thực nghiệm, tuy nhiên, ảnh hưởng của nó trên hoạt động xuất khẩu vẫn chưa rõ ràng Việc xuất khẩu thường liên quan đến những bất ổn trong thị trường quốc tế, ngoài những yếu tố như chi phí vận chuyển và thông tin liên lạc phát sinh, thu thập thông tin thị trường, thiết lập các kênh bán hàng ở nước ngoài và nội địa hóa sản phẩm Hơn nữa, người ta tin rằng các công ty lớn có lợi thế về quy mô và nhiều nguồn lực ở nước ngoài, do đó các công ty này có thể giảm chi phí và rủi ro trong việc mở rộng thị phần trên toàn cầu (Liu and Shu, 2003) Vì vậy, những công ty có được các lợi thế trong việc giảm các chi phí và rủi ro có thể có xu hướng xuất khẩu nhiều hơn.Cavusgil and Naor 1987, Christensen và cộng sự 1987 , Perkett 1963, và Tookey 1964 cũng hoàn toàn ủng hộ việc các tập đoàn càng lớn thì càng có khả năng xuất khẩu nhiều hơn Tuy nhiên, Glejser và cộng sự (1980) đã chỉ ra rằng nếu các công ty lớn đã ở vị trí dẫn đầu hoặc độc quyền tại thị trường trong nước, họ có thể không sẵn sàng để đẩy mạnh hoạt động sang thị trường nước ngoài, trong khi các công ty nhỏ có xu hướng và động lực mạnh mẽ hơn để tìm kiếm thị trường lớn hơn bên ngoài đất nước của họ
Cooper và Kleinschmidt (1985, Gripsrud (1990) cũng kết luận một mối quan hệ ngược chiều giữa quy mô doanh nghiệp và xuất khẩu trong khi
Katsikeas và cộng sự (1995) cho thấy không có mối quan hệ trực tiếp.Trong điều kiện của Việt Nam, các công ty lớn có lợi thế trong việc sở hữu nhiều kênh để có được những hạn ngạch xuất khẩu của chính phủ và có thể đã tiếp cận nhiều hơn và có lợi thế hơn các doanh nghiệp nhỏ trong việc phát triển thị trường nước ngoài Với sự tương tác giữa hai hiệu ứng và các kết quả thực nghiệm hỗn hợp (Bilkey, 1978), tác giả đưa ra giả thuyết rằng tác động của quy mô doanh nghiệp xuất khẩu là không chắc chắn
Một yếu tố khác được nhắc đến đó là chi phí lao động Theo lý thuyết tỷ lệ các yếu tố củaHeckscher – Ohlin, một ngành công nghiệp nên xuất khẩu hàng hóa được sản xuất bằng các nguồn lực dồi dào của đất nước Với điều kiện là Việt Nam được ưu đãi tốt hơn với lao động và mức lương thấp hơn so với lao động ở các nước đang phát triển và có thể có lợi thế so sánh trong các ngành công nghiệp thâm dụng lao động của mình, do đó sẽ có sản phẩm cạnh tranh hơn trên thị trường thế giới và đóng góp vào khối lượng xuất khẩu Vì thế, giả thuyết của tác giả là giảm chi phí lao động sẽ làm tăng giá trị xuất khẩu trong nước, đặc biệt là trong các lĩnh vực thâm dụng lao động
D ữ liệu và xử lý dữ liệu
3.3.1 Nguồn dữ liệu Biến Mô tả biến Nguồn dữ liệu Địa chỉ trang web
EXP Giá trị xuất khẩu hàng hóa
Tổng cục thống kê (General Statistics Office of VietNam) www.gso.gov.vn
FDI Đầu tư trực tiếp nước ngoài theo vốn giải ngân
Tổng cục thống kê (General Statistics Office of VietNam) www.gso.gov.vn
Tỷ giá bình quân liên ngân hàng USD:VND
Thư viện dữ liệu của Tổ chức tiền tệ thế giới (IMF eLibrary Data) http://elibrary- data.imf.org
DI Vốn đầu tư phát triển toàn xã hội
Tổng cục thống kê (General Statistics Office of VietNam) www.gso.gov.vn
Tổng sản phẩm trong nước theo giá thực tế
Tổng cục thống kê (General Statistics Office of VietNam) www.gso.gov.vn
FS Quy mô doanh nghiệp
Tổ chức hợp tác và phát triển kinh tế (Organisation for Economic Co-operation and Development) www.oecd.org
Nghiên cứu và phát triển sản phẩm
Tổ chức hợp tác và phát triển kinh tế (Organisation for Economic Co-operation and Development) www.oecd.org
WAGE Chi phí lao động
Tổ chức hợp tác và phát triển kinh tế (Organisation for Economic Co-operation and Development) www.oecd.org
WD Nhu cầu thế giới Thư viện dữ liệu của Tổ chức tiền tệ thế giới (IMF eLibrary Data) http://elibrary- data.imf.org
Tác giả sử dụng phương pháp tính toán các chỉ số, phương pháp so sánh và sử dụng phương pháp phân tích logic nhằm suy luận chuỗi lôgic các vấn đề sự kiện thực tế phát sinh để đưa ra kết luận Hơn nữa, tác giả còn xử lý dữ liệu bằng phân tích hồi quy tuyến tính và kiểm định giả thuyết
Hồi quy tuyến tính bội thường được dùng để kiểm định và giải thích lý thuyếtnhân quả (Cooper và Schindler, 2003) Ngoài chức năng là công cụ mô tả, hồi quytuyến tính bội được sử dụng như công cụ kết luận để kiểm định các giả thuyết và dựbáo các giá trị của tổng thể nghiên cứu
Như vậy, đối với nghiên cứu này, hồi quytuyến tính bội là phương pháp thích hợp để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu.Tác giả đã sử dụng phân tích hồi quy tuyến tính bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất OLS Trước hết, tác giả sử dụng kiểm định WALD để kiểm tra tính phù hợp của mô hình và tiến hành loại bỏ biến không cần thiết Điều này giúp cho mô hình trở nên có ý nghĩa về mặt thống kê Sau khi đã thiết lập được mô hình phù hợp, tác giả tiến hành kiểm định các vi phạm giả thuyết trong mô hình hồi qui:
Khi giải thích về phương trình hồi quy, tác giả đã lưu ý hiện tượng đa cộngtuyến Các biến mà có sự đa cộng tuyến cao có thể làm bóp méo kết quả làm kếtquả không ổn định và không có tính tổng quát hóa Nhiều vấn đề rắc rối nảy sinhkhi hiện tượng đa công tuyến nghiêm trọng tồn tại, ví dụ nó có thể làm tăng sai sốtrong tính toán hệ số beta, tạo ra hệ số hồi quy có dấu ngược với những gì nhànghiên cứu mong đợi và kết quả T-test không có ý nghĩa thống kê đáng kể trong khikết quả F-test tổng quát cho mô hình ại có ý nghĩa thống kê Độ chấp nhận(Tolerance) thường được sử dụng đo lường hiện tượng đa cộng tuyến Nguyên tắcnếu độ chấp nhận của một biến nhỏ thì nó gần như là một kết hợp tuyến tính của cácbiến độc lập khác và đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến
Hiện tượng phương sai sai số thay đổi gây ra khá nhiều hậu quả tai hại đối với mô hình ước lược bằng phương pháp OLS Nó làm cho các ước lượng của các hệ số hồi quy không chệch nhưng không hiệu quả, ước lượng của các phương sai bị chệch làm kiểm định các giả thuyết mất hiệu lực khiến chúng ta đánh giá nhầm về chất lượng của mô hình hồi quy tuyến tính Do đó ta có thể dùng kiểm định LM của Breusch & Pagan (1979) để kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi này
Hệ số tương quan giữa giá trị xuất khẩu việc với các nhân tố ảnh hưởng tới giá trị xuất khẩu được xem xét, hệ số tương quan giữa các biến giải thích cũng được xem xét Vì dữ liệu của nghiên cứu theo chuỗi thời gian nên rất có thể xảy ra hiện tượng tự tương quan ( tương quan chuỗi) do đó tác giả dùng kiểm định Correlogram để kiểm định Ngoài ra, tác giả cũng sử dụng kiểm định Jarque-Bera để xem xét về việc phân phối chuẩn của phần dư với mức ý nghĩa 5%
Cuối cùng, hệ số xác định R 2 được dùng để xác định độ phù hợp của mô hình, kiểm định F dùng để khẳng địnhkhả năng mở rộng mô hình này áp dụng cho tổng thể cũng như kiểm định t để bácbỏ giả thuyết các hệ số hồi quy của tổng thể bằng 0 Đồng thời thực hiện các kiểm định dò tìm các vi phạm giả định cần thiết.
DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Phân tích đơn biến
Trước tiên, để có cái nhìn khái quát chung về mẫu nghiên cứu, tác giả thực hiện thống kê mô tả các biến khảo sát, bao gồm các chỉ tiêuTổng giá trị xuất khẩu của Việt Nam(EXP);Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI); Tỷ giá hối đoái (EXR); Đầu tư trong nước (DI); Tổng sản phẩm quốc nội (GDP);Quy mô doanh nghiệp của nền kinh tế (FS); Số bằng sáng chế của
Việt Nam được cấp trong một năm (RD); Chi phí lao động (WAGE); Nhu cầu thế giới (WD)
Bảng 4.3: Bảng thống kê mô tả các biến của mô hình hồi quy
Mean Median Maximum Minimum Std Dev
Từ bảng số liệu trên, có thể thấy:
- Giá trị xuất khấu (EXP) cao nhất là: 2.404.765tỷ đồng và EXP thấp nhất là: 256.153 tỷ đồng Khoảng chênh lệch giữ mức EXP thấp nhất và EXP cao nhất là: 2.148.612 tỷ đồng
-Độ lệch chuẩn của biến FDI (v.304.741 tỷ đồng) là rất cao, trong khi giá trị trung bình là 118.971.787 tỷ đồng Điều đó, cho thấy độ phân tán của biến này xung quanh giá trị trung bình khá cao Hơn nữa, biến này có giá trị lớn nhất là 229.108.000 tỷ đồng và giá trị nhỏ nhất là 32.727.803, qua đó, có thể kết luận được biến FDI trong các quan sát không có mức độ tương đồng cao mà rải rác ở nhiều giá trị khác nhau Nghĩa là số vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài vào Việt Nam qua các năm chênh lệch nhau khá nhiều.
Phân tích k ết quả mô hình hồi quy
Bảng 4.4: Bảng hệ số tương quan giữa các biến
EXP FDI EXR DI GDP FS RD WAGE WD
Ta có: Hệ số tương quan r
│r│0.05, do đó ta dùng kiểm định WALD để kiểm tra
Equation: Untitled Test Statistic Value df Probability
Normalized Restriction (= 0) Value Std Err
Restrictions are linear in coefficients
Ho: β2=0 (Biến EXR là không cần thiết) H1: β2≠0 (Biến EXR là cần thiết)
Ta thấy Pro(F-statistic) = 0.0617>0.05 nên chấp nhận giả thuyết Ho
Kết luận: Biến EXR là không cần thiết trong mô hình
Từ kiểm định trên ta loại bỏ biến EXR ra khỏi mô hình hồi quy và thu được kết quả hồi quy điều chỉnh như sau:
Bảng 4.6: Kết quả mô hình hồi quy điều chỉnh
Dependent Variable: LOG(EXP01) Method: Least Squares
Included observations: 11 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
C -8.816527 0.277918 -31.72348 0.0001 LOG(FDI) 0.079521 0.020440 3.890365 0.0301 LOG(DI) -1.813733 0.072161 -25.13444 0.0001 LOG(GDP) 0.529401 0.071340 7.420850 0.0051 LOG(FS) 0.780201 0.041552 18.77654 0.0003 LOG(RD) -0.369824 0.014892 -24.83395 0.0001 LOG(WAGE) 0.311120 0.042123 7.385994 0.0051 LOG(WD) 1.846854 0.054551 33.85555 0.0001
R-squared 0.999991 Mean dependent var 13.55335 Adjusted R-squared 0.999971 S.D dependent var 0.727028 S.E of regression 0.003936 Akaike info criterion -8.081942 Sum squared resid 4.65E-05 Schwarz criterion -7.792564 Log likelihood 52.45068 Hannan-Quinn criter -8.264355 F-statistic 48735.72 Durbin-Watson stat 2.627205 Prob(F-statistic) 0.000000
Ki ểm định F: Sự tồn tại của mô hình
Ho: Mô hình không tồn tại H1: Mô hình có tồn tại
Ta thấy P_value gần bằng 0 nên bác bỏ giả thuyết Ho tức là mô hình này có ý nghĩa thống kê
Ki ểm định t: Kiểm định ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến phụ thu ộc
Ho: βi=0 hay biến độc lập i không ảnh hưởng đến EXP H1: βi≠0 hay biến độc lập có ảnh hưởng đến EXP
Ta thấy trị tuyết đối của của các βi đều lớn hơn 1.96 và các P_value đều nhỏ hơn 0.05, do đó ta có thể kết luận mô hình là phù hợp và các biến độc lập đều có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc
Mô hình hồi quy được viết lại như sau: ln(EXP i,t ) = β0 + β1* ln(FDI i,t ) + β2* ln(DI i,t )+ β3* ln(GDP i,t ) + β4* ln(FS i,t ) + β5* ln(RD i,t )+ β6* ln(WAGE i,t ) + β7* ln(WD i,t ) + ε i,t
Tiếp theo ta tiến hành dò tìm sự vi phạm của các giả định cần thiết trong mô hình hồi quy tuyến tính :
Ki ểm định phân phối chuẩn của sai số ngẫu nhiên bằng kiểm định Jarque- Beta :
Bằng phần mềm Eview, ta thu được kết quả sau :
Ho: Sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn H1 : Sai số ngẫu nhiên không có phân phối chuẩn
Từ kết quả Eview, ta thấy:
- Chisao Logra (0.05,7).067 Như vậy JBqs < Chisao Logra(0.05,7) nên chưa có cơ sở để bác bỏ Ho
Kết luận: sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn
Ki ểm định đa cộng tuyến (kiểm tra giả định không có mối tương quan giữa các bi ến độc lập) :
Kiểm định đa cộng tuyến trước tiên cần xem xét hệ số xác định của các mô ồi quy phụ R
Mean -6.46e-15Median -0.000209Maximum 0.005055Minimum -0.002971Std Dev 0.002156Skewness 1.012684Kurtosis 3.938753Jarque-Bera 2.284046Probability 0.319173
Ta th ấy nhân tử phóng đại phương sai VIF của các biến log(Xi)=1/(1-R 2 i )>10 Do đó mô hình có thể có hiện tượng đa cộng tuyến
Kh ắc phục đa cộng tuyến:
Ta th ấy R 2 hq chính =0.999991 l ớn hơn tất cả các R 2 hq phụ Do đó ta có thể bỏ qua hi ện tượng đa cộng tuyến
Ki ểm định tự tương quan
Ta s ử dụng kiểm định Correlogram để kiểm định hiện tượng tự tương quan
Included observations: 11 Autocorrelation Partial Correlation AC PAC Q-Stat Prob
Ho: Ko có t ự tương quan H1: có t ự tương quan
Ta th ấy P_value> 0.05 nên ta chấp nhận giả thuyết Ho Như vậy mô hình không có hi ện tượng tự tương quan
Ki ểm định PSSS thay đổi
Ta s ử dụng kiểm định LM theo mô hình của Breusch & Pagan (1979)
Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey
Obs*R-squared 6.848770 Prob Chi-Square(7) 0.4448 Scaled explained SS 0.748519 Prob Chi-Square(7) 0.9979
Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares
Included observations: 11 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
LOG(FS) 2.83E-06 9.00E-05 0.031503 0.9768 LOG(GDP) -2.76E-05 0.000154 -0.178660 0.8696 LOG(DI) 0.000117 0.000156 0.746115 0.5097 LOG(FDI) -3.09E-05 4.42E-05 -0.697798 0.5355 LOG(WD) -4.77E-05 0.000118 -0.403753 0.7135 LOG(WAGE) -2.84E-05 9.12E-05 -0.311898 0.7755 LOG(RD) 1.93E-05 3.22E-05 0.597289 0.5924
R-squared 0.622615 Mean dependent var 4.23E-06 Adjusted R-squared -0.257948 S.D dependent var 7.60E-06 S.E of regression 8.52E-06 Akaike info criterion -20.35281 Sum squared resid 2.18E-10 Schwarz criterion -20.06343 Log likelihood 119.9405 Hannan-Quinn criter -20.53522 F-statistic 0.707064 Durbin-Watson stat 2.546209 Prob(F-statistic) 0.683278
Ho: Mô hình không có phương sai sai số thay đổi H1: Mô hình có phương sai sai số thay đổi
Chisaologroa>LM Do đó ta chấp nhận giả thuyết Ho, tức là mô hình không có phương sai sai số thay đổi
LS LOG(EXP01) C LOG(FS) LOG(GDP) LOG(DI) LOG(FDI) LOG(WD) LOG(WAGE) LOG(RD)
LOG(EXP01) = C(1) + C(2)*LOG(FS) + C(3)*LOG(GDP) + C(4)*LOG(DI) + C(5)*LOG(FDI) + C(6)*LOG(WD) + C(7)*LOG(WAGE) + C(8)*LOG(RD)
LOG(EXP) = -8.81652724639 + 0.780201020607*LOG(FS) + 0.529401488777*LOG(GDP) - 1.81373282022*LOG(DI) + 0.0795205075631*LOG(FDI) + 1.84685368386*LOG(WD) + 0.311120224882*LOG(WAGE) - 0.36982375268*LOG(RD)
Hệ số xác định (Coefficient of Determination) là tỷ lệ của tổng sự biến thiên trong biến phụ thuộc gây ra bởi sự biến thiên của các biến độc lập
(biến giải thích) so với tổng sự biến thiên toàn phần Hệ số xác định thường được gọi là R - bình phương (R-squared), ký hiệu là R 2
Hệ số xác định của một mô hình hồi quy cho phép ta đánh giá mô hình tìm được có giải thích tốt cho mối liên hệ giữa biến phụ thuộc Y và biến phụ thuộc X hay không
Tại kết quả hồi quy, ta có: R 2 = 0.999991 Điều này cho ta biết mô hình giải thích rất tốt cho sự thay đổi của biến phụ thuộc EXP.Sai số tiêu chuẩn S.E of regression = 0.003936, giá trị p-value của các biến giải thích đều nhỏ hơn 0,05 nên độ phù hợp của các biến độc lập là rất tốt Từ đó, kết luận được rằng mô hình rất phù hợp
Ta có: R 2 = 0.999991 cho biết 99,99% sự thay đổi giá trị xuất khẩu
(EXP) hàng năm của Việt Nam có thể được giải thích bằng sự biến đổi về Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI); Đầu tư trong nước (DI); Tổng sản phẩm quốc nội (GDP); Quy mô doanh nghiệp (FS); Số bằng sáng chế của Việt Nam được cấp trong một năm (RD); Chi phí lao động (WAGE)hàng năm của Việt Nam và Nhu cầu thế giới (WD)
Trong mô hình nghiên cứu:
- β1= 0.079521có ý nghĩa nếu các yếu tố khác không đổi, đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) tăng giá trị xuất khẩu (EXP) tăng Điều này đúng với giả thuyết nghiên cứu FDI làm tăng giá trị xuất khẩu của các doanh nghiệp trong nước vì kết quả nghiên cứu cho thấy sự tăng trưởng xuất khẩu của Việt Nam có đóng góp đáng kể của dòng vốn FDI
- β2= -1.813733 có ý nghĩa nếu các yếu tố khác không đổi, đầu tư trong nước(DI)tăng thì giá trị xuất khẩu (EXP) giảm Điều này hơi trái với quy luật vì khi đầu tư tăng thì thường hoạt động xuất khẩu sẽ tăng nhưng tại
Việt Nam hoạt động đầu tư tài sản trong nước chưa được hiệu quả Thứ nhất là do đầu tư nhiều vào tài sản nhưng là những tài sản đã cũ hoặc hết khấu hao của các nước phát triển do đó không làm gia tăng thậm chí còn làm giảm hoạt động sản xuất Thứ hai là đầu tư nhiều vào các lĩnh vực không phải là lĩnh vực có hàng hóa xuất khẩu
- β3= 0.529401 có ý nghĩa nếu các yếu tố khác không đổi, tổng sản phẩm quốc nội (GDP)tăng thì giá trị xuất khẩu (EXP) tăng Điều này hoàn toàn đúng vì tổng sản phẩm quốc nội tăng tức là lượng hàng hóa sản xuất tăng lên dẫn đến xuất khẩu hàng hóa tăng
- β4= 0.780201 có ý nghĩa nếu các yếu tố khác không đổi, Quy mô doanh nghiệptăng thì giá trị xuất khẩu (EXP)tăng Điều này có ý nghĩa kinh tế vì khi quy mô doanh nghiệp tăng tức là hoạt động sản xuất của công ty cũng tăng do đó sẽ làm tăng hoạt động xuất khẩu
- β5= -0.369824 có ý nghĩa nếu các yếu tố khác không đổi, số bằng sáng chế của Việt Nam được cấp trong một năm tăngthì giá trị xuất khẩu (EXP) giảm Điều này hơi trái ngược thực tế nhưng lại đúng ở Việt Nam vì tuy số lượng bằng sáng chế tăng lên nhưng số bằng sáng chế được áp dụng hiệu quả để đưa vào thực tiễn sản xuất lại không nhiều
- β6= 0.311120 có ý nghĩa nếu các yếu tố khác không đổi, chi phí lao độngtăng thì giá trị xuất khẩu (EXP)tăng Điều này có ý nghĩa kinh tế vì khi chi phí lao động tăng lên tức là động lực làm việc của người lao động cũng tăng lên, điều này hợp lý khi doanh nghiệp muốn tăng sản xuất để đạt chỉ tiêu hoặc muốn mở rộng quy mô Vậy khi tăng chi phí lao động sẽ làm tăng hoạt động xuất khẩu
- β7= 1.846854 có ý nghĩa nếu các yếu tố khác không đổi, nhu cầu thế giới tăng thì giá trị xuất khẩu (EXP)tăng Điều nàycó ý nghĩa kinh tế vì khi nhu cầu thế giới tăng tức là cầu hàng hóa nhiều hơn do đó Việt Nam sẽ có biện pháp để gia tăng sản xuất đáp ứng nhu cầu, điều đó sẽ làm gia tăng hoạt động xuất khẩu.
K ết luận nghiên cứu
Sau khi thực hiện các bước kiểm định mô hình và kết luận mô hình hồi quy được lựa chọn là phù hợp Tác giảtiến hành chạy mô hình đểxem xét mối tương quan giữa giá trị xuất khẩu (EXP) hàng năm của Việt Nam với các biến:Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI); Đầu tư trong nước (DI); Tổng sản phẩm quốc nội (GDP); Quy mô doanh nghiệp (FS); Số bằng sáng chế của Việt Nam được cấp trong một năm (RD); Chi phí lao động (WAGE)hàng năm của Việt Nam và Nhu cầu thế giới (WD) Kết quả thực nghiệm cho thấy, trước tình hình phát triển mạnh mẽ của nền kinh tế cùng với sự kiện gia nhập WTO, các yếu tố làm tăng giá trị xuất khẩu Việt Nam đó là giá trịđầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI); Tổng sản phẩm quốc nội
(GDP); Quy mô doanh nghiệp(FS);Chi phí lao động (WAGE)hàng năm của Việt Nam và Nhu cầu thế giới (WD) Trong đó, cần cần chú ý tới yếu tố nhu cầu thế giới.Nếu nhu cầu thế giới tăng 10%, xuất khẩu của Việt Nam sẽ tăng khoảng 19% Nó chỉ ra giá trị xuất khẩu của Việt Nam phụ thuộc rất nhiều vào nhu cầu thế giới và có thể bị ảnh hưởng rất nhiều bởi sự biến động của nhu cầu thế giới
CH ƯƠNG 5.ĐÁNH GIÁ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Qua nghiên cứu về sự đóng góp của đầu tư trực tiếp nước ngoài vào giá trị xuất khẩu của Việt Namtrong giai đoạn 2002-2012, cùng với phân tích hồi quy ở trên đã chỉ ra rằng sự thay đổi của xuất khẩu Việt Nam bị ảnh hưởng nhiều do sự thay đổi của Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI); Đầu tư trong nước (DI); Tổng sản phẩm quốc nội (GDP); Quy mô doanh nghiệp
(FS); Số bằng sáng chế của Việt Nam được cấp trong một năm (RD); Chi phí lao động (WAGE)hàng năm của Việt Nam và Nhu cầu thế giới (WD).Có thể thấy, mô hình lựa chọn phân tích là khá phù hợp với nền kinh tế Việt Nam và giải thích được sự thay đổi của giá trị xuất khẩu từ các yếu tố lựa chọn nghiên cứu Qua đó, các nhà quản lý có thể dựa vào nghiên cứu để đưa ra những gợi ý và chính sách hợp lý hơn trong việc khuyến khích hay hạn chếcác yếu tố trên
5.2 Hạn chế của đề tài Đề tài được nghiên cứu trên sốmẫu là 11quan sát và thời gian là 11 năm từ năm 2002-2012, đây là mẫu không lớn để có thể đánh giá toàn diện được vấn đề cần nghiên cứu
Bên cạnh đó, một số tài liệu về sốliệu thu thập được theo năm được tác giả thu thập dựa trên một số bài báo, mà chưa có đánh giá riêng biệt nào
Do vậy, số liệu thu được vẫn không tránh khỏi những sai lệch so với thực tế Đề tài nghiên cứu về sự đóng góp của đầu tư trực tiếp nước ngoài vào giá trị xuất khẩu còn khá mới mẻở Việt Nam, nên đến nay vẫn chưa có nhiều nghiên cứu về vấn đề này để tác giả có thể lấy đó làm so sánh và kiểm chứng Đề tài này chỉ dừng lại ở mức độ nghiên cứu khoa học Nó chỉ ra rằng, do ảnh hưởng của FDInên giá trị xuất khẩu tăng lên, bên cạnh đó còn có các yếu tố làm tăng giá trị xuất đó là Tổng sản phẩm quốc nội (GDP); Quy mô doanh nghiệp(FS);Chi phí lao động (WAGE)hàng năm của Việt Nam và
Nhu cầu thế giới (WD) và các yếu tố làm giảm giá trị xuất khẩu đó là Đầu tư trong nước (DI) và Số bằng sáng chế của Việt Nam được cấp trong một năm (RD) Tác giả đã cốgắng tìm hiểu nguyên nhân sâu xa của việc giảm này Tuy nhiên, do hạn chế về mặt thời gian và điều kiện nghiên cứu, tác giả tiến hành chọn lựa các nguyên nhân đểphân tích căn cứ vào các nghiên cứu trước đâyđã chỉ ra.Và kết quả có được lại chưathể giải thích được, do vậy dù đã kết thúc nghiên cứu, tác giảvẫn chưa tìm ra được câu trả lời xác đáng nhất
5.3 Những gợi ý và hướng nghiên cứu tiếp theo
Trong quá trình thực hiện đề tài, tác giả nhận thấy vẫn còn nhiều vấn đề bịbỏ ngỏ và chưa được nghiên cứu một cách cụ thể, chi tiết Chẳng hạn, số mẫu nghiên cứu không phải là lớn Do vậy, từ kết quả đề tài này, tác giả gợi ý một số nghiên cứu tiếp theo như sau:
- Mở rộng hơn nữa phạm vi và quy mô nghiên cứu, để có thể phân tích và xác định được nguyên nhân sâu xa của việc tăngFDIlàm giá trị xuất khẩu tăng lên, hay giải thích được vì sao các yếu tố khác như Đầu tư trong nước (DI) và Số bằng sang chế của Việt Nam được cấp trong một năm (RD) làm giảm giá trị xuất khẩu, cũng như xác định các yếu tố chính làm ảnh hưởng đến giá trịxuất khẩu của Việt Nam Để từ đó, có thể đưa ra những gợi ý và chính sách hợp lý hơn trong việc khuyến khích hay hạn chếcác yếu tố trên
DANH M ỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
1 Bộ Kế Hoạch và Đầu tư (2010), Báo cáo tại diễn đàn doanh nghiệp2009-2010
2 Bộ Kế Hoạch và Đầu tư (2012), Báo cảo tình hình và giải pháp tăng cường thuhút đầu tư nước ngoài trong giai đoạn tới năm 2010-2012
3 Vũ Trường Sơn (2012), Đầu tư trực tiếp nước ngoài với tăng trưởng kinhtế ở Việt Nam, Nxb Thống kê, Hà Nội
II Tài liệu Tiếng Anh
1 Dunning, J H (1977) Trade, location of economic activity and the MNE: a search for an eclectic approach In B Ohlin, P Hesselborn,
P M.Wijkman (Eds.), The international allocation of economic activity:proceedings of a Nobel Symposium held at Stockholm, pp.395-418, London: The Macmillan Press Ltd
2 Hans-Rimbert Hemmer, Nguyen thi Phuong Hoa(2002), Contribution of Foreign Direct Investment to Poverty Reduction: The Case of Vietnam in the 1990s, Univ Giessen, Fachbereich Wirtschaftswiss
3 Malesky, E (2007), ‘Provincial Governance and Foreign Direct Investment in Vietnam’, 20 Years of Foreign Investment: Reviewing and Looking Forward (1987–2007), Knowledge Publishing House
4 Nguyen Thanh Xuan and Yuqing Xing -2008 Foreign direct investment and exports – The experiences of VietNam.
