Nghiên Cứu Các Yếu Tố Vĩ Mô Tác Động Đến Việc Thu Hút Đầu Tư Trực Tiếp Nước Ngoài Tại Việt Nam Trong Giai Đoạn Tháng 1 Năm 2006 Đến Tháng 3 Năm 2018.Pdf

GIỚI THIỆU

ặt vấn đề

Việc hội nhập kinh tế và mở cửa đã thúc đẩy sự phát triển vượt bậc của nền kinh tế Việt Nam Kể từ khi luật đầu tư nước ngoài được ban hành vào cuối năm 1987, nền kinh tế nước ta đã có những chuyển biến mạnh mẽ, với tốc độ tăng trưởng GDP gia tăng, cơ cấu nền kinh tế được chuyển dịch và hoạt động xuất khẩu hàng hóa được đẩy mạnh.

Từ năm 1986 đến 1990, GDP Việt Nam tăng trưởng bình quân 4,4% mỗi năm, trong khi giai đoạn 1991-1995 và 1996-2000 ghi nhận mức tăng trưởng lần lượt là 8,2% và 7% Tuy nhiên, tăng trưởng GDP đã chững lại sau cuộc khủng hoảng kinh tế năm 2008, với mức tăng trưởng bình quân trong giai đoạn 2001-2010 và 2011-2015 là 7,26% và 6% Trong hai năm 2016 và 2017, tốc độ tăng trưởng lần lượt đạt 6,21% và 6,81% Dòng vốn Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) đã đóng góp đáng kể cho sự phát triển kinh tế sau đổi mới, đặc biệt từ khi Luật đầu tư nước ngoài được ban hành năm 1987 Trong ba năm đầu (1988-1990), Việt Nam thu hút 211 dự án FDI với tổng vốn 1.603,5 triệu USD, nhưng tác động chưa rõ rệt khi GDP chỉ tăng 4,4% Giai đoạn 1991-1995, FDI bùng nổ với 18.379,1 triệu USD, nhờ vào lợi thế chi phí lao động thấp và tiềm năng thị trường lớn, giúp GDP tăng gần gấp đôi lên 8,2% Tuy nhiên, giai đoạn 1996-2000, FDI giảm sút do khủng hoảng kinh tế toàn cầu và cạnh tranh từ các nước khác như Trung Quốc và Ấn Độ.

2010, dòng vốn FDI đã dần khôi phục trở lại nhưng vẫn còn chậm so với những năm đầu tiên

Từ năm 2009 đến 2015, dòng vốn FDI vào Việt Nam giảm sút do ảnh hưởng của khủng hoảng kinh tế toàn cầu 2008 Tuy nhiên, sau khi Việt Nam ký kết Hiệp định thương mại tự do (FTA) vào năm 2016, nguồn vốn FDI đã có dấu hiệu phục hồi, với tổng giá trị FDI đăng ký, đầu tư bổ sung và mua cổ phần đạt hơn 24,3 tỷ USD, tăng 7,1% so với năm 2015 Đến năm 2017, tổng vốn FDI vào Việt Nam gần 36 tỷ USD, mức cao nhất kể từ năm 2009.

Sự tăng trưởng của dòng vốn FDI đã góp phần quan trọng vào sự phát triển kinh tế Việt Nam trong những năm qua Việc thu hút FDI không chỉ bổ sung nguồn vốn hạn hẹp mà còn giúp tiếp thu công nghệ tiên tiến và cải thiện quản lý Đặc biệt, các dự án FDI đã tạo ra nhiều cơ hội việc làm, thúc đẩy thị trường và giảm tỷ lệ thất nghiệp.

Thị trường FDI tại Việt Nam đang ngày càng cạnh tranh do sự phát triển mạnh mẽ của các quốc gia khác Để thu hút dòng vốn FDI hiệu quả mà không ảnh hưởng đến sự phát triển kinh tế, cần có những chính sách hợp lý Điều quan trọng là xác định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định đầu tư của nhà đầu tư nước ngoài và mối quan hệ giữa các yếu tố này với dòng vốn FDI Nghiên cứu sẽ tập trung vào các yếu tố vĩ mô tác động đến việc thu hút đầu tư trực tiếp nước ngoài tại Việt Nam trong giai đoạn từ tháng 1 năm 2006 đến tháng 3 năm 2018.

c ti u nghi n cứu

Nghiên cứu này phân tích tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô đến việc thu hút dòng vốn đầu tư nước ngoài (FDI) vào Việt Nam từ tháng 1 năm 2006 đến tháng 3 năm 2018 Kết quả cho thấy rằng các yếu tố như tăng trưởng kinh tế, lạm phát và tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng đáng kể đến FDI trong cả ngắn hạn và dài hạn Việc hiểu rõ mối quan hệ này sẽ giúp cải thiện chính sách thu hút đầu tư và phát triển kinh tế bền vững cho Việt Nam.

Nghiên cứu này phân tích mối quan hệ nhân quả giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) vào Việt Nam và các yếu tố vĩ mô trong giai đoạn từ tháng 1 năm 2006 đến tháng 3 năm 2018 Kết quả cho thấy FDI có ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng kinh tế, trong khi các biến vĩ mô như lạm phát và tỷ giá hối đoái cũng đóng vai trò quan trọng trong việc thu hút FDI Việc hiểu rõ mối quan hệ này giúp các nhà hoạch định chính sách tối ưu hóa môi trường đầu tư và thúc đẩy phát triển kinh tế bền vững cho Việt Nam.

Tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô đến dòng vốn FDI vào Việt Nam trong cả dài hạn và ngắn hạn từ tháng 1 năm 2006 đến tháng 3 năm 2018 cho thấy mối liên hệ chặt chẽ giữa các biến số kinh tế và sự thu hút đầu tư nước ngoài Các yếu tố như tăng trưởng kinh tế, lạm phát, tỷ giá hối đoái và chính sách đầu tư đã ảnh hưởng đáng kể đến quyết định đầu tư của các nhà đầu tư nước ngoài Nghiên cứu chỉ ra rằng, trong ngắn hạn, sự biến động của các yếu tố kinh tế có thể tạo ra những thay đổi nhanh chóng trong dòng vốn FDI, trong khi trong dài hạn, các yếu tố cơ bản như ổn định chính trị và môi trường kinh doanh bền vững đóng vai trò quyết định hơn.

Mối quan hệ giữa dòng vốn FDI vào Việt Nam và các yếu tố kinh tế vĩ mô trong giai đoạn từ tháng 1 năm 2006 đến tháng 3 năm 2018 cho thấy sự ảnh hưởng lẫn nhau mạnh mẽ Dòng vốn FDI không chỉ đóng góp vào tăng trưởng kinh tế mà còn phản ánh tình hình ổn định kinh tế vĩ mô của đất nước Các yếu tố như lạm phát, tỷ giá hối đoái và chính sách tài khóa có vai trò quan trọng trong việc thu hút và duy trì dòng vốn FDI Nghiên cứu từ Đại học Kinh tế TPHCM chỉ ra rằng việc cải thiện môi trường đầu tư và nâng cao năng lực cạnh tranh là cần thiết để tối ưu hóa lợi ích từ FDI.

ối tƣợng và phạm vi nghiên cứu

Nghiên cứu này tập trung vào các yếu tố kinh tế vĩ mô như lạm phát, tổng sản phẩm quốc nội, tỷ giá, lãi suất, xuất khẩu và nhập khẩu, cùng với tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) tại Việt Nam Các yếu tố này đóng vai trò quan trọng trong việc hình thành và phát triển nền kinh tế, ảnh hưởng đến sự thu hút FDI và sự phát triển bền vững của đất nước.

Phạm vi nghiên cứu: nghiên cứu được thực hiện trong giai đoạn từ th ng 1 năm

2006 tới th ng 3 năm 2018 tại Việt Nam.

hương pháp nghi n cứu

Để đạt được các mục tiêu nghiên cứu, tác giả đã tiến hành nghiên cứu dữ liệu trong khoảng thời gian từ năm 2006 đến tháng 3 năm 2018, áp dụng phương pháp phân phối trễ tự hồi quy (ARDL) thông qua phần mềm Eviews 9.

óng góp thực tiễn của đề tài

Dòng vốn FDI đóng vai trò quan trọng trong sự phát triển kinh tế của Việt Nam, đặc biệt trong bối cảnh quốc gia đang phát triển với nhu cầu vốn cao Nhờ vào FDI, nền kinh tế Việt Nam đã nhận được một lượng vốn đáng kể mà không phải chịu lãi suất, góp phần thúc đẩy tăng trưởng và cải thiện cơ sở hạ tầng.

Từ năm 1987, khi hiến luật đầu tư được ban hành, thị trường trở nên năng động và đa dạng hơn, góp phần quan trọng vào sự tăng trưởng GDP Tốc độ tăng trưởng kinh tế đã tăng từ 4,4% lên 6,81% vào năm 2017.

Để thu hút dòng vốn FDI vào Việt Nam, việc xây dựng các chính sách phù hợp là rất quan trọng Nghiên cứu này áp dụng mô hình hồi quy đa biến với dòng vốn FDI là biến phụ thuộc và các yếu tố kinh tế vĩ mô làm biến độc lập Mặc dù đã có nhiều nghiên cứu trước đây về tác động của các yếu tố vĩ mô đến FDI, nhưng phần lớn sử dụng dữ liệu theo Quý hoặc Năm Bài nghiên cứu này sẽ sử dụng dữ liệu theo tháng từ Đại học Kinh tế TPHCM để phân tích mối quan hệ này Hơn nữa, còn thiếu các nghiên cứu về tác động dài hạn và ngắn hạn của các biến số đến dòng vốn FDI Trong bối cảnh cạnh tranh với các nền kinh tế khác, việc cập nhật tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô là cần thiết để điều chỉnh chính sách kinh tế cho phù hợp với thị trường hiện tại Nghiên cứu sử dụng dữ liệu từ tháng 1 năm

Từ năm 2006 đến tháng 3 năm 2018, nghiên cứu đã xem xét các tác động của các biến số trong bối cảnh hiện tại Dựa trên những kết quả thực tiễn thu được, bài viết đề xuất các chính sách phù hợp nhằm cải thiện tình hình.

Bố c c của đề tài

Bài nghiên cứu sẽ được trình bày qua 5 phần:

- Lý do chọn đề tài

- Mục tiêu nghiên cứu của đề tài

- Câu hỏi và đối tượng nghiên cứu

- Ý nghĩa và cấu trúc của đề tài

Chương 2: Tổng quan lý thuyết và kết quả nghiên cứu thực nghiệm trước đây

- Các kết quả nghiên cứu thực nghiệm trước đây

Chương 3: Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu

Chương 4: Kết quả nghiên cứu thực nghiệm

Chương 5: Kết luận và đề xuất giải pháp Đại học kinh tế TPHCM

ỔNG QUAN LÝ THUY T VÀ CÁC K T QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆ ƢỚ ÂY

Tổng quan lý thuyết

2.1.1 Lý thuyết tân cổ điển

Trong kinh tế vĩ mô truyền thống, áp lực lợi nhuận từ thị trường nội địa thúc đẩy các công ty từ các nước công nghiệp đầu tư vào các thị trường này (Pitelis & Sugden, 2000) Lý thuyết tân cổ điển về FDI cho rằng, để gia tăng sự giàu có ở các quốc gia có số lượng lao động hạn chế hoặc chi phí lao động cao, các công ty thường chuyển tư liệu sản xuất đến các quốc gia kém phát triển với nguồn lao động dồi dào nhằm tối đa hóa lợi nhuận (Cantwell, 2000) Những lý thuyết này chỉ ra rằng có sự chuyển giao vốn từ các nước giàu sang các nước thiếu hụt vốn.

2.1.2 Lý thuyết vòng đời sản phẩm

Lý thuyết FDI của Raymon Verron (1966) phân tích mối quan hệ giữa chu kỳ sản phẩm và dòng vốn FDI dương Ở giai đoạn đầu, sản phẩm không có tiêu chuẩn rõ ràng, nhưng khi nhu cầu thị trường nội địa tăng, các sản phẩm được tiêu chuẩn hóa sẽ được giới thiệu Khi thị trường nội địa bão hòa và cạnh tranh gia tăng, các công ty sẽ xuất khẩu sản phẩm ra nước ngoài, trong đó chi phí sản xuất là yếu tố quyết định vị trí đầu tư Việt Nam ngày càng thu hút nhà đầu tư nước ngoài khi chi phí đầu tư ở các nước cạnh tranh tăng, dẫn đến việc các công ty đa quốc gia cắt giảm sản xuất tại Việt Nam, như đã được đề cập trong các báo cáo gần đây từ Đại học Kinh tế TP.HCM.

Trung Quốc đã chuyển giao sản phẩm cho các công ty con tại Việt Nam, ví dụ như các tấm quảng cáo cho thức ăn McDonald's được cung cấp bởi Việt Nam thay vì từ Trung Quốc Verron nổi bật trong Lý thuyết về chu kỳ sản phẩm nhờ khả năng thích ứng với những thay đổi theo thời gian, điều này giúp lý thuyết của ông vượt trội hơn so với các lý thuyết khác.

2.1.3 Lý thuyết nội bộ hóa

Lý thuyết nội bộ hóa, được phát triển bởi Buckley và Casson vào năm 1976, giải thích sự tồn tại và chức năng của các công ty đa quốc gia Nội bộ hóa giúp giảm chi phí giao dịch bằng cách sản xuất trong một công ty thay vì giữa các công ty, từ đó nâng cao lợi nhuận trên tài sản (ROA) Một lý do khác cho nội bộ hóa là nhằm thay thế các thị trường bên ngoài không hoàn hảo, đặc biệt khi công ty đa quốc gia từ nước phát triển đầu tư vào thị trường đang phát triển thiếu nhân lực quản lý Doanh nghiệp thường chuyển giao nhân viên cũ để đảm bảo chất lượng Hơn nữa, một số công nghệ cốt lõi sẽ không được chuyển giao cho các công ty khác Tuy nhiên, một số học giả như Krugman (2003) cho rằng nội bộ hóa có thể dẫn đến xung đột khi người mua và nhà sản xuất có những quan điểm khác nhau về giá thành sản phẩm, đặc biệt khi mỗi bên nắm giữ vị trí độc quyền.

Các mô hình chiết trung của John Dunning (1981, 1988) đã trở thành lý thuyết chủ đạo về FDI, tích hợp nhiều lý thuyết kinh tế quốc tế (Hagen, 1998) Dunning kết hợp lý thuyết kinh tế vĩ mô và thương mại với các yếu tố vi mô và hành vi công ty để giải thích lý do các công ty đa quốc gia đầu tư vào nước ngoài Mô hình OLI xác định ba yếu tố quyết định của FDI: Sở hữu, Vị trí và Lợi thế nội bộ hóa Lợi thế sở hữu là điều kiện tiên quyết cho đầu tư nước ngoài, bao gồm vốn, nguồn lực, công nghệ và kỹ năng quản lý Lợi thế vị trí liên quan đến các lợi ích cụ thể tại nước sở tại, như nguồn nguyên liệu giá rẻ và ưu đãi thuế (Twomey, 2000) Lợi thế nội bộ hóa cho phép kiểm soát sản xuất và phân phối thông qua các chi nhánh nước ngoài, nhằm giảm chi phí Dunning cũng chỉ ra ba động cơ chính cho nhà đầu tư quốc tế thực hiện đầu tư.

Trong bối cảnh thị trường năm 1977 và 1993, các nhà đầu tư tìm kiếm cơ hội thâm nhập vào những thị trường lớn và phát triển nhanh Họ đặc biệt chú trọng vào việc nâng cao hiệu quả bằng cách giảm chi phí tổng thể, chẳng hạn như lựa chọn vị trí gần quê hương để giảm chi phí vận chuyển hoặc đầu tư vào các quốc gia có chi phí lao động thấp hơn Đồng thời, việc đầu tư vào nguồn lực cũng tập trung vào sự dồi dào và ổn định của nguyên liệu và năng lượng từ nước sở tại.

Các yếu tố tác độ ng đến nguồn vốn FDI vào Việt Nam

2.2.1 Tổng sản phẩm quốc nội (GDP)

Tổng sản phẩm quốc nội (GDP) là tổng giá trị hàng hóa và dịch vụ được sản xuất trong lãnh thổ của một quốc gia trong một khoảng thời gian nhất định GDP bao gồm tiêu dùng cá nhân và công cộng, chi tiêu chính phủ, đầu tư và hàng hóa cá nhân Tại Đại học Kinh tế TPHCM, GDP được sử dụng để phản ánh tình hình hoạt động của nền kinh tế trong lĩnh vực xây dựng và thương mại.

Theo nghiên cứu của Fedderke và Romm (2006), quy mô thị trường của một quốc gia, được đo bằng GDP thực, có tác động tích cực đến dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI).

GDP cao hơn của một quốc gia thường thu hút nhiều dòng vốn FDI hơn (Uddin và Boateng 2011) Điều này xảy ra vì GDP cao cho thấy quy mô thị trường mở rộng, dẫn đến nhu cầu vốn trong nền kinh tế tăng lên Kết quả là, các nhà đầu tư nước ngoài sẽ đổ thêm vốn FDI vào để đáp ứng nhu cầu phát triển của nền kinh tế đó.

Theo Billington (1999), lãi suất là yếu tố quyết định đầu tư FDI tại 7 quốc gia công nghiệp Tương tự, Hong và Kim (2002) chỉ ra rằng lãi suất thấp trong khối EU là lý do chính để các công ty đa quốc gia Hàn Quốc đầu tư sản xuất tại đây Bên cạnh đó, Culem (1988) cũng cho thấy lãi suất thấp ở quốc gia nội địa thu hút dòng vốn FDI, tạo lợi thế giá cho nhà đầu tư.

Tỷ giá hối đoái phản ánh giá trị của đồng nội tệ so với đồng ngoại tệ, bao gồm hai thành phần chính: đồng nội tệ và ngoại tệ Tỷ giá có thể được niêm yết theo hai phương pháp: trực tiếp và gián tiếp Trong phương pháp niêm yết trực tiếp, đồng ngoại tệ là tiền cơ sở, còn đồng nội tệ là tiền đối ứng Ngược lại, trong phương pháp niêm yết gián tiếp, đồng ngoại tệ trở thành tiền đối ứng và đồng nội tệ là tiền cơ sở.

Theo Tolentino (2010), tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đến FDI thông qua hai hiệu ứng chính: hiệu ứng tài sản và giá thành sản xuất Khi đồng nội tệ giảm giá, giá thành sản xuất trong nước giảm theo, từ đó làm tăng lợi nhuận từ đầu tư ra nước ngoài, thu hút dòng vốn FDI Bên cạnh đó, hiệu ứng tài sản liên quan đến sức khỏe tài chính của nhà đầu tư nước ngoài cũng góp phần làm giảm giá đồng nội tệ Khi tính toán dòng vốn bằng ngoại tệ, các chi phí như lao động, đất đai và tài sản trong nước trở nên rẻ hơn khi đồng nội tệ mất giá, khuyến khích doanh nghiệp và tập đoàn nước ngoài đầu tư nhiều hơn vào quốc gia đó Như vậy, việc thu hút dòng vốn FDI trở nên dễ dàng hơn.

Lạm phát là tỷ lệ thể hiện mức độ tăng giá của hàng hóa và dịch vụ, dẫn đến giảm sức mua của đồng nội tệ Tỷ lệ lạm phát ảnh hưởng đến sự ổn định của nền kinh tế, căng thẳng nội bộ và khả năng cân bằng ngân sách của chính phủ và ngân hàng trung ương Tỷ lệ lạm phát cao có thể làm giảm lợi nhuận thực từ đồng nội tệ của các doanh nghiệp FDI, trong khi tỷ lệ lạm phát thấp lại cho thấy sự ổn định của nền kinh tế và khuyến khích dòng vốn FDI, theo nghiên cứu của Coskun.

Nghiên cứu năm 2001 về dòng vốn FDI tại Thổ Nhĩ Kỳ cho thấy rằng tỷ lệ lạm phát thấp có khả năng thu hút các nhà đầu tư nước ngoài, từ đó gia tăng dòng vốn FDI chảy vào quốc gia này.

2.2.5 Tổng giá trị Xuất khẩu

Xuất khẩu là tổng giá trị hàng hóa và dịch vụ trong nước được bán ra cho các quốc gia hàng năm, đóng vai trò quan trọng trong nền kinh tế Đây là hình thức giao dịch lâu đời, thường có quy mô lớn tại các quốc gia không bị hạn chế thương mại như thuế quan hay trợ cấp Các công ty lớn trong nền kinh tế phát triển thường có một phần doanh thu đáng kể từ xuất khẩu, giúp thúc đẩy sự phát triển kinh tế Ngoài ra, một trong những chức năng chính của ngoại giao và chính sách đối ngoại giữa các chính phủ là thúc đẩy thương mại vì lợi ích chung của các bên giao dịch.

2.2.6 Tổng giá trị Nhập khẩu

Tổng giá trị nhập khẩu là tổng giá trị hàng hóa và dịch vụ được đưa vào từ các quốc gia khác Nhập khẩu và xuất khẩu là hai yếu tố chính trong thương mại quốc tế của mỗi quốc gia Khi giá trị nhập khẩu vượt quá giá trị xuất khẩu, quốc gia đó sẽ rơi vào tình trạng thâm hụt thương mại.

Cả xuất khẩu và nhập khẩu đều ảnh hưởng đến quan hệ thương mại (Buckley et al,

Khi một quốc gia đầu tư ra nước ngoài, chính phủ thường tìm cách giảm thiểu sự mất cân đối trong thương mại quốc tế Ví dụ, chính phủ Mỹ không nỗ lực làm tăng giá trị nhân dân tệ để giải quyết các vấn đề kinh tế nội địa như thất nghiệp, liên quan đến thâm hụt thương mại với Trung Quốc Ở cấp độ công ty, nếu dòng vốn FDI hoạt động hiệu quả trong giai đoạn đầu, dự báo sẽ có thêm nhiều khoản đầu tư trong tương lai.

Năm 1976, các cơ sở sản xuất và công nghệ tiên tiến, cùng với đội ngũ chuyên gia, đã đóng vai trò quan trọng trong việc thu hút đầu tư vào các nước đang phát triển như Việt Nam, theo nghiên cứu của Đại học Kinh tế TPHCM.

2.3 hảo ược kết quả các nghi n cứu thực nghiệm trước đây

 GDP tác động đến FDI

Pradhan và các cộng sự (2011) đã phát hiện mối quan hệ tích cực giữa FDI và GDP trong ngắn hạn qua nghiên cứu trên bảy quốc gia, bao gồm Bangladesh, Ấn Độ, Nepal, Pakistan, Sri Lanka và Maldives, trong giai đoạn từ 1980 đến 2010 Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng cùng với phương pháp VAR và ECM để phân tích mối quan hệ này.

Nghiên cứu của A Boateng và các cộng sự (2015) đã chỉ ra những yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến việc thu hút vốn đầu tư nước ngoài Kết quả này củng cố quan điểm rằng các yếu tố này đóng vai trò quyết định trong việc nâng cao khả năng thu hút đầu tư từ nước ngoài.

Nghiên cứu về Na Uy, sử dụng dữ liệu từ 1986 đến 2009, cho thấy mối quan hệ tích cực giữa tổng sản lượng quốc nội (GDP) và tổng vốn đầu tư nước ngoài (FDI) thông qua mô hình hồi quy VAR.

Kiran (2011) đã sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian theo quý trong giai đoạn (1992-

HƯƠ G H Ữ LIỆU NGHIÊN CỨU

Phương ph p định lượng và c c bước nghiên cứu

Để kiểm tra các yếu tố ảnh hưởng đến việc thu hút dòng vốn FDI vào Việt Nam từ tháng 1 năm 2006 đến tháng 3 năm 2018, bài nghiên cứu sẽ được thực hiện theo các bước cụ thể và sử dụng phần mềm Eviews 9 để hỗ trợ phân tích.

Trước khi phân tích các mối quan hệ giữa dòng vốn FDI và các yếu tố quyết định của nó, tác giả kiểm tra tính dừng của các biến số do các vấn đề liên quan đến kết quả hồi quy giả mạo trong phân tích chuỗi thời gian Phương pháp kiểm định đường bao do Pesaran và cộng sự (2001) phát triển không yêu cầu kiểm định nghiệm đơn vị, cho phép hồi quy các biến I(0), I(1) hoặc hỗn hợp Tuy nhiên, giá trị thống kê F sẽ không hợp lệ nếu có biến số nào tích hợp tại bậc I(2) Do đó, tác giả áp dụng kiểm định nghiệm đơn vị Dickey-Fuller tăng cường (ADF) và Phillips-Perron (PP) để đảm bảo rằng không có biến nào tích hợp ở bậc 2 trở lên.

3.2.2 hân t ch đồng liên kết

Sau khi xác định rằng không có biến số nào I(2), tác giả áp dụng phương pháp kiểm định đường bao (bound test) để xác định sự tồn tại của các mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa FDI và các yếu tố quyết định của nó tại Việt Nam Trong nghiên cứu, tác giả ước tính mô hình sai số hiệu chỉnh không hạn chế động và sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) bằng cách lần lượt lấy từng biến số làm biến phụ thuộc Qua đó, các quan hệ động ngắn hạn được liên kết với trạng thái cân bằng dài hạn, giúp giữ lại thông tin dài hạn.

Trong phương trình này, sai phân hạng tử được biểu diễn bởi hệ số chặn, biến phụ thuộc và vectơ các yếu tố x xác định Các hệ số ngắn hạn được ký hiệu là δ, trong khi các hệ số nhân dài hạn được thể hiện rõ ràng Cuối cùng, số hạng sai số được trình bày với giả định rằng các biến số tuân theo phân bố độc lập và đồng nhất.

Theo Pesaran và cộng sự (2001), để kiểm tra sự tồn tại của mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa FDI và các yếu tố quyết định của nó, có thể sử dụng kiểm định F kết nối các biến bậc gốc trễ một chu kỳ Giả thuyết không (H0) cho rằng không có sự đồng liên kết, trong khi giả thuyết đối lập (H1) cho rằng có sự đồng liên kết Nếu thống kê F vượt quá giới hạn trên của giá trị tới hạn I(1), chúng ta có thể bác bỏ H0 và kết luận rằng các biến trong mô hình chia sẻ mối quan hệ dài hạn Ngược lại, nếu giá trị thống kê F thấp hơn giới hạn dưới I(0), chúng ta không thể bác bỏ H0, tức là không tồn tại mối quan hệ dài hạn Nếu giá trị thống kê F nằm giữa hai giới hạn, chúng ta không thể đưa ra kết luận rõ ràng về sự đồng liên kết.

Nghiên cứu áp dụng phương pháp kiểm định đường bao vì những lý do sau: đầu tiên, nó đơn giản và hiệu quả trong việc ước lượng các mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn trong cùng một mô hình; thứ hai, phương pháp này mang lại hiệu quả cao ngay cả khi kích thước mẫu quan sát nhỏ; thứ ba, mô hình có thể áp dụng cho các biến dừng I(0), I(1) hoặc hỗn hợp cả hai; và cuối cùng, nó cho phép lựa chọn độ trễ tối ưu cho từng biến giải thích.

3.2.3 Phân tích quan hệ ngắn hạn và dài hạn

Trong việc kiểm định đường bao để xác nhận các mối quan hệ dài hạn ổn định giữa các biến, các mô hình dài hạn ARDL sẽ được ước tính thông qua phương pháp OLS với các điều kiện nhất định.

(3) trong đó, là hệ số chặn trong mô hình, trình bày số hạng sai số với giả định phân bố đ ng nhất độc lập

Để ước lượng mối quan hệ dài hạn giữa các biến số và xác định các hệ số dài hạn, chúng ta tiến hành ước tính mô hình sai số hiệu chỉnh tương ứng.

Trong bài viết này, ∆ đại diện cho sai phân hạng tử, các thành phần chặn trong phương trình và số hạng sai số hiệu chỉnh từ các liên kết dài hạn Những yếu tố này chỉ ra xu hướng của các biến số hướng về trạng thái cân bằng dài hạn, đồng thời trình bày số hạng sai số với giả định phân bố độc lập và đồng nhất.

3.2.4 Kiểm định nhân quả Granger

Cuối cùng, tác giả xác nhận mối quan hệ liên kết dài hạn giữa giá chứng khoán và các biến kinh tế khác Để tìm kiếm mối quan hệ nhân quả giữa các biến số, tác giả tiến hành kiểm định nhân quả Granger thông thường Để đơn giản hóa việc trình bày, tác giả sử dụng mô hình VAR hai biến số để minh họa các thao tác kiểm định này.

Dựa theo các hệ số ước lượng OLS c ủa phương trình (5) và (6), bốn giả thiết về mối quan hệ nhân quả giữa x và y được x c định như sau:

1) Quan hệ nhân quả một chiều từ x đến y, nhưng hông có quan hệ nhân quả chiều ngược lại, hi đó: ∑ và ∑

2) Quan hệ nhân quả một chiều chạy từ y đến x, nhưng hông có quan hệ nhân quả chiều ngược lại, hi đó: ∑ và ∑

3) Quan hệ nhân quả hai chiều (phản h i) giữa x và y, hi đó: ∑ và

4) Quan hệ độc lập giữa x và y, hi đó: ∑ và ∑ Đại học kinh tế TPHCM

K T QUẢ NGHIÊN CỨU

Phân tích quan hệ ngắn hạn và dài hạn

Sau khi xác lập mối quan hệ liên kết dài hạn giữa các biến số, chúng ta tiến hành kiểm tra mối quan hệ dài hạn và ngắn hạn giữa FDI và các yếu tố quyết định của nó Kết quả được trình bày trong Bảng 4.4 và 4.5, cho thấy các ước lượng dài hạn và ngắn hạn rõ ràng.

Kết quả ƣớc ƣợng dài hạn của mô hình ARDL(6,6,6,0,3,6,1),với biến ph thuộc là LnFDI

Biến h i quy Hệ số Sai số chuẩn Thống kê t Xác suất

Ghi chú: *** , ** và * biểu diễn mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%

(Nguồn : Tính toán của tác giả từ phần mềm Eviews 9)

Bảng 4.5 Kết quả ƣớc ƣợng ngắn hạn với biến ph thuộc à ∆LnF I

Biến h i quy Hệ số Sai số chuẩn Thống kê t Xác suất

∆LnIPI(-1) 1,704983* 0,956472 1,782575 0,0775 Đại học kinh tế TPHCM

Ghi chú: *** , ** và * biểu diễn mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%

Theo bảng kết quả ngắn hạn, số hạng sai số hiệu chỉnh mang dấu âm và có ý nghĩa tại mức 1% với hệ số -1,7098 cho thấy tỷ lệ hội tụ về trạng thái cân bằng tương đối nhanh tại Đại học Kinh tế TPHCM Điều này chỉ ra rằng mối quan hệ trong ngắn hạn giữa các biến được trình bày là phù hợp.

Dựa trên kết quả từ bảng 4.4 và 4.5, tác giả đã đưa ra một số kết luận về mối quan hệ giữa các biến số vĩ mô trong mô hình và dòng vốn FDI vào Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu.

Chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) có tác động ngược chiều đến dòng vốn FDI vào Việt Nam trong dài hạn, điều này phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Och, Baerbig và Jadamba (2017) tại Mông Cổ, Onuorah và Nnenna (2013) ở Nigeria, cũng như kết quả nghiên cứu của Adam và Tweneboah (2009) tại Ghana, cùng với Hsiao và Hsiao.

Mối quan hệ giữa chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) và dòng vốn FDI vào Việt Nam cho thấy sự tác động cùng chiều trong ngắn hạn, với độ trễ thứ nhất và thứ năm đạt mức ý nghĩa 10%, cùng với độ trễ thứ ba đạt mức ý nghĩa 1% Trái ngược với kết quả trong dài hạn, điều này cho thấy rằng sự thay đổi trong IPI có thể ảnh hưởng đến dòng vốn FDI trong khoảng thời gian ngắn.

Dòng vốn FDI từ nước ngoài vào Việt Nam chủ yếu tập trung vào các ngành công nghiệp cao, nhưng năng suất lao động trong khu vực này vẫn còn thấp Các ngành công nghiệp đóng góp lớn vào GDP chủ yếu là công nghệ thấp như thực phẩm, dệt may, và da giày, cho thấy Việt Nam chưa tận dụng hiệu quả nguồn vốn FDI để phát triển các ngành công nghệ cao Trên thế giới, nhiều thị trường như Ấn Độ, Trung Quốc, và Singapore đã phát triển mạnh mẽ trong lĩnh vực công nghệ cao, tạo ra sự cạnh tranh lớn hơn cho Việt Nam Mặc dù quy mô thị trường Việt Nam đã tăng, nhưng các ngành nghề được đầu tư FDI vẫn chưa phát triển hết tiềm năng, điều này đang cản trở dòng vốn FDI vào đất nước.

Biến Nhập khẩu (IM) có ảnh hưởng tích cực đến dòng vốn FDI vào Việt Nam, với hệ số trong dài hạn là 4,42% và ngắn hạn là 3,19% khi Nhập khẩu tăng 1% Điều này cho thấy chính sách phát triển kinh tế định hướng nhập khẩu thúc đẩy FDI, đồng thời phản ánh độ mở của thị trường Việt Nam, thu hút sự quan tâm của nhà đầu tư nước ngoài Việc nhập khẩu hàng hóa cũng giúp tiếp cận nguyên liệu giá rẻ và sản phẩm công nghệ cao, tăng cường sức cạnh tranh và tạo ra một thị trường năng động hơn, hỗ trợ kết quả nghiên cứu của Ahmed và các cộng sự (2011).

Ở cấp độ trễ thứ 5 của IM, có ảnh hưởng ngược lại đến việc thu hút dòng vốn FDI vào Việt Nam với mức ý nghĩa 1% Điều này cho thấy rằng việc nhập khẩu hàng hóa kéo dài có thể tác động tiêu cực đến tâm lý của nhà đầu tư về năng lực sản xuất của thị trường nội địa.

Xuất khẩu hàng hóa nhiều có tác động ngược chiều đến việc thu hút nguồn vốn FDI vào Việt Nam, điều này trái với nghiên cứu trước đây của Och và các cộng sự (2017), nhưng lại hỗ trợ cho nghiên cứu của F, Bilgili và các cộng sự (2012) Tuy nhiên, trong phạm vi nghiên cứu này, tác động của xuất khẩu không có ý nghĩa thống kê.

Lãi suất tiền gửi (DR) có tác động tích cực đến dòng vốn FDI trong dài hạn, với hệ số dài hạn và ngắn hạn của biến lãi suất dương đạt 0,998968, có ý nghĩa thống kê tại mức 5% Kết quả này hỗ trợ lập luận của Angelo và cộng sự (2010), cho thấy chính sách thắt chặt tiền tệ của Ngân hàng Trung ương sẽ khuyến khích dòng vốn FDI vào Việt Nam trong dài hạn Khi lãi suất được ổn định và duy trì, các nhà đầu tư sẽ cảm thấy tin tưởng hơn vào một thị trường ổn định, từ đó tăng cường thu hút thêm dòng vốn FDI.

Trong mối quan hệ ngắn hạn, tỷ giá hối đoái (DR) có tác động tích cực đến dòng vốn FDI với mức ý nghĩa dưới 10% Tuy nhiên, ở độ trễ tháng thứ 2, DR lại thể hiện tác động ngược chiều đối với việc thu hút vốn FDI vào Việt Nam, với mức ý nghĩa đạt 5%.

Biến tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương (NEER) có mối quan hệ cùng chiều với dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) trong dài hạn ở mức ý nghĩa 1%, điều này trái ngược với kỳ vọng ban đầu của tác giả và các nghiên cứu trước đây Khi NEER tăng, giá trị đồng tiền nội địa cũng tăng, dẫn đến việc gia tăng nhập khẩu Hơn nữa, khi đồng nội tệ tăng giá, các tập đoàn nước ngoài sẽ hưởng lợi nhiều hơn khi thực hiện chia lợi nhuận về nước, từ đó tạo động lực cho họ đầu tư nhiều hơn vào Việt Nam.

Trong ngắn hạn, tác giả nhận thấy tác động ngược chiều giữa tỷ giá hối đoái NEER và FDI ở độ trễ tháng thứ 5 Nếu đồng nội tệ liên tục được định giá cao, điều này sẽ ảnh hưởng đến thị trường và làm thay đổi suy nghĩ của các nhà đầu tư về việc đầu tư vào Việt Nam.

Nghiên cứu của Đại học Kinh tế TPHCM đã xác nhận mối quan hệ tích cực giữa lạm phát và FDI trong dài hạn, phù hợp với những nhận định của Imoudu (2012), Malik và Malik (2013), cũng như Oladipo (2013), với mức ý nghĩa 1%.

Các chính sách kinh tế vĩ mô như tiền tệ và tài khóa có thể làm gia tăng lạm phát trong nước, gây bất ổn cho nền kinh tế quốc dân nhưng cũng có thể thu hút dòng vốn FDI đầu tư dài hạn Đối với Việt Nam, lạm phát thấp có thể cản trở động lực tăng trưởng và sản xuất kinh doanh, dẫn đến nguy cơ thị trường bị đào thải Tuy nhiên, lạm phát cao cũng không phải là giải pháp tốt do có thể gây ra tăng trưởng nóng nguy hiểm Do đó, cần duy trì tỷ lệ lạm phát hợp lý để đảm bảo sự phát triển ổn định của thị trường, từ đó thu hút nhiều hơn đầu tư vào Việt Nam, điều này phù hợp với các nghiên cứu của Imoudu (2012), Malik và Malik (2013), và Oladipo (2013).

Trong ngắn hạn, trong giới hạn nghiên cứu của đề tài thì CPI lại chưa có t c động đến việc thu hút dòng vốn FDI vào Việt Nam

Kiểm định chẩn đo n

Bảng 7 trình bày kết quả các kiểm định chẩn đo n của mô hình, g m kiểm định tương quan chuỗi, phương sai thay đổi, dạng hàm

Bảng 4.6 Kiểm định chẩn đoán

Kiểm định Giá trị thống kê P-value

Tương quan chuỗi (Serial correlation LM) 2,160087 0,1205

Phương sai sai số thay đổi (Heteroskedasticity) 0,832329 0,7249

Kiểm định tương quan chuỗi

Tác giả sử dụng tiêu chuẩn kiểm định Breusch-Godfrey để kiểm tra hiện tượng tương quan chuỗi trong mô hình nghiên cứu Với giả thuyết H0 là không có hiện tượng tương quan chuỗi, kết quả kiểm định từ Bảng 4,6 cho thấy giá trị P-value là 0,1205, lớn hơn mức ý nghĩa 1% Do đó, chúng ta chấp nhận giả thuyết H0, khẳng định rằng mô hình không có hiện tượng tương quan chuỗi.

Để kiểm tra hiện tượng phương sai sai số thay đổi, tác giả áp dụng tiêu chuẩn kiểm định Breusch - Pagan - Godfrey với giả thuyết H0 là không có hiện tượng này trong mô hình hồi quy Kết quả từ bảng 4,6 cho thấy giá trị P-value là 0,7249, lớn hơn 0,1, do đó không có hiện tượng phương sai sai số thay đổi ở mức ý nghĩa 1%.

Khi thực hiện mô hình ARDL, một giả định quan trọng là kiểm tra độ phù hợp của dạng hàm Tác giả đã sử dụng kiểm định Ramsey Reset với giả thuyết H0: dạng hàm của mô hình là đúng Kết quả cho thấy P-value đạt 0,8584, lớn hơn mức ý nghĩa 1% (x c suất 0,1) Do đó, có thể kết luận rằng dạng hàm của mô hình nghiên cứu là phù hợp.

Để đảm bảo kết quả của mô hình ARDL có ý nghĩa, việc kiểm định tính ổn định của mô hình là cần thiết thông qua kiểm định phần dư Kết quả kiểm định phần dư sẽ được trình bày dưới đây.

Kiểm định phân phối chuẩn

Một trong những giả định của mô hình ARDL là các phần trong mô hình phải có phân phối chuẩn Kiểm định phân phối chuẩn được thực hiện với giả thuyết H0 rằng phần dư của mô hình có phân phối chuẩn Kết quả từ bảng 4.6 cho thấy giá trị P-value là 0.7335, lớn hơn 0.01 Do đó, chúng ta có thể kết luận rằng phần dư của mô hình hồi quy ARDL (6,6,6,0,3,6,1) có phân phối chuẩn.

Kiểm định độ ổn định của mô hình được thực hiện qua kiểm định tổng t ch lũy phần dư - CUSUM và tổng t ch lũy hiệu chỉnh của phần dư - CUSUMSQ Kết quả kiểm định cho thấy đường CUSUM và CUSUMSQ đều nằm trong dải tiêu chuẩn tại mức ý nghĩa 5%, điều này chứng tỏ các hệ số ước lượng của mô hình đều ổn định.

Hình 4.4 kiểm định CuSum và CusumSQ

CUSUM of Squares 5% Significance Đại học kinh tế TPHCM

Kiểm định nhân quả Granger

Bảng 4.7 Kiểm định nhân quả Granger (xuất phát từ cột đầu tiên)

Biến số FDI IPI IM EX DR NEER CPI

- FDI ↛ IPI F I→I F I→EX FDI↛DR IPI↛

IPI ↛ FDI - IPI ↛ IM IPI ↛ EX IPI ↛ DR IPI↛

IM ↛ FDI IM → IPI - I →EX IM ↛ DR IM↛

EX ↛ FDI EX → IPI EX → I - EX → EX↛

DR ↛ FDI DR ↛ IPI DR →IM DR↛EX - DR↛

CPI → FDI CPI → IPI CPI → IM I → EX I → CPI↛

Ghi chú: ↛ nghĩa là không có quan hệ nhân quả từ ; → nghĩa là có quan hệ nhân quả từ

(Nguồn : Tính toán của tác giả từ phần mềm Eviews 9) Đại học kinh tế TPHCM

Nghiên cứu này tập trung vào mối quan hệ giữa FDI và các yếu tố quyết định của nó, ngoại trừ xuất khẩu, dẫn đến việc khám phá quan hệ nhân quả Granger Kết quả cho thấy có ba mối quan hệ nhân quả, trong đó có mối quan hệ một chiều từ FDI đến xuất khẩu và nhập khẩu, cùng với ảnh hưởng của lạm phát đến FDI Chính sách thương mại mở rộng thúc đẩy nhu cầu về vốn FDI gia tăng trong nền kinh tế Tuy nhiên, nghiên cứu không phát hiện mối quan hệ nhân quả nào giữa FDI và các yếu tố quyết định khác của nó.

Bài viết chỉ ra rằng ngoài mối quan hệ nhân quả giữa các yếu tố xác định của FDI, còn tồn tại nhiều mối quan hệ nhân quả khác giữa các biến số Cụ thể, trong giai đoạn nghiên cứu, bảng 4,7 cho thấy có sự tương tác giữa Xuất khẩu (EX) và Lạm phát (CPI), giữa chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) và CPI, cũng như giữa Nhập khẩu (IM) và CPI, và giữa EX và IM.

Bài nghiên cứu còn tìm ra được các mối quan hệ một chiều từ: IM và EX đến IPI,

Lãi suất tiền gửi (DR) ảnh hưởng đến đầu tư (IM), trong khi tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương (NEER) tác động đến DR NEER cũng ảnh hưởng đến chỉ số giá tiêu dùng (CPI), và CPI lại có mối liên hệ với DR.

K T LUẬN

Tóm tắt các kết quả

Nghiên cứu này điều tra các yếu tố ảnh hưởng đến việc thu hút dòng vốn FDI vào Việt Nam từ tháng 1 năm 2006 đến tháng 3 năm 2018, thông qua phân tích mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn giữa FDI và các yếu tố như quy mô thị trường nội địa (IPI), thương mại, lãi suất, tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương và lạm phát Kết quả cho thấy có mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn giữa FDI và các yếu tố này Trong dài hạn, Nhập khẩu, lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát đều có mối quan hệ cùng chiều với FDI, trong khi IPI có mối quan hệ ngược chiều Ngắn hạn, lãi suất tại độ trễ thứ 2 và NEER tại độ trễ thứ 5 có tác động ngược chiều với FDI, trong khi Nhập khẩu vẫn có tác động cùng chiều, nhưng tại độ trễ thứ 5 lại cản trở việc thu hút FDI Đặc biệt, quy mô thị trường theo tháng (IPI) có tác động tích cực đến FDI ở độ trễ thứ 3 Nghiên cứu cũng kiểm tra tính ổn định của các hệ số ước lượng và xác nhận tính phù hợp của mô hình thông qua các kiểm định CUSUM và CUSUMSQ.

Nghiên cứu từ kiểm định Granger cho thấy mối quan hệ nhân quả một chiều giữa FDI và các biến thương mại, cụ thể là xuất khẩu và nhập khẩu Đồng thời, cũng phát hiện mối quan hệ từ chỉ số CPI đến FDI.

Bài nghiên cứu chỉ ra rằng có sự tương tác hai chiều giữa các biến vĩ mô trong thời gian nghiên cứu, cụ thể là giữa tỷ giá hối đoái (EX) và chỉ số giá tiêu dùng (CPI), chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) và CPI, nhập khẩu (IM) và CPI.

IM có những mối quan hệ nhân quả một chiều quan trọng, bao gồm: IM và EX ảnh hưởng đến IPI, EX tác động đến DR, DR liên quan đến IM, NEER ảnh hưởng đến DR, và CPI tác động đến DR.

5.2 ác ch nh sách đƣợc đề xuất dựa trên kết quả nghiên cứu

Dựa trên kết quả nghiên cứu thực tiễn, tác giả đề xuất một số chỉnh sửa nhằm tạo ra thị trường hấp dẫn cho các nhà đầu tư nước ngoài Những điều này sẽ giúp thu hút và tăng cường dòng vốn FDI vào Việt Nam, góp phần vào sự phát triển bền vững của đất nước trong tương lai.

Các nhà hoạch định chính sách cần tạo điều kiện thuận lợi hơn để kích thích nhập khẩu, nhằm thu hút dòng vốn FDI vào Việt Nam Cần xem xét các khung thuế quan cho nhiều loại sản phẩm, giảm thuế nhập khẩu cho một số mặt hàng và ký kết thêm các hiệp định thương mại tự do để giảm chi phí nhập khẩu cho doanh nghiệp Tuy nhiên, việc điều chỉnh cần được thực hiện một cách thận trọng để tránh thâm hụt thương mại và bảo vệ sản xuất trong nước, vì nhập khẩu quá mức có thể làm giảm sức mua hàng hóa nội địa và ảnh hưởng đến hoạt động sản xuất.

Để thúc đẩy dòng vốn FDI vào Việt Nam, cần có chính sách nâng giá đồng VND, tạo mối quan hệ tích cực giữa tỷ giá NEER và FDI Đồng thời, việc kết hợp chính sách định hướng nhập khẩu và định giá cao đồng nội tệ sẽ tạo ra công cụ hiệu quả trong việc thu hút FDI Định giá cao đồng nội tệ sẽ làm cho hàng hóa nhập khẩu trở nên hấp dẫn hơn đối với người tiêu dùng trong nước Tuy nhiên, cần thận trọng với việc định giá quá cao, vì điều này có thể gây tác động tiêu cực đến nền kinh tế Do đó, chính sách cần được áp dụng một cách hợp lý và phù hợp với từng điều kiện kinh tế cụ thể.

Mối quan hệ giữa lạm phát và FDI là phức tạp, khi lạm phát cao có thể là giải pháp thúc đẩy đầu tư nước ngoài Khi lãi suất giảm, người tiêu dùng có khả năng vay mượn nhiều hơn, dẫn đến chi tiêu tăng và lạm phát tăng theo Ngược lại, lãi suất cao khuyến khích tiết kiệm, làm giảm lượng tiền lưu thông và giảm lạm phát Việc nâng lãi suất có thể thu hút dòng vốn FDI nhưng cũng có thể hạn chế chi tiêu Trong bối cảnh nền kinh tế tăng trưởng nóng và lạm phát cao, chính sách thắt chặt tiền tệ và nâng lãi suất có thể là công cụ hiệu quả để thu hút FDI, nhưng chỉ nên áp dụng ngắn hạn Nếu lạm phát kéo dài, sẽ gây ra những tác hại nghiêm trọng cho nền kinh tế như phân hóa giàu nghèo, giảm thu nhập thực và bội chi ngân sách.

5.3 Hạn chế của đề tài và hướng nghiên cứu tiếp theo

Nghiên cứu hiện tại chỉ tập trung vào một số biến kinh tế vĩ mô mà chưa phản ánh đầy đủ tác động của các yếu tố chính trị và xã hội đến việc thu hút dòng vốn FDI, như chi phí nhân công, thể chế chính trị và cung tiền Đại học Kinh tế TPHCM sẽ là nơi tác giả tiếp tục nghiên cứu trong tương lai, nhằm khám phá các yếu tố ảnh hưởng đến dòng vốn FDI vào Việt Nam với nhiều biến số đa dạng hơn.

A, Boateng, X, Hua, S, Nisar, J,Wud 2015, Examining the determinants of inward FDI: Evidence from Norway, Economic Modeling 47(2015) 118-127

Adam, A,M,, Tweneboah, G,, 2009, Foreign direct investment and stock market development: Ghana's evidence, Int, Res, J, Finance, Econ, 26, 179 –185

Ahmed và cộng sự (2011), The role of exports, FDI and imports in development: evidence from Sub-Saharan African countries, Applied Economics, 2011

Alan A Bevan and Saul Estrin, 2004 The determinants of foreign direct investment

Almsafir, M,K,, Abdul Latif, N,W,, Bekhet, H,A,, 2011, Analyzing the green field investment in Malaysia from 1970–2009: a bound testing approach, Aust, J, Basic Appl, Sci, 5 (3), 561–570

Angelo, F.C., R.V Eunni and M.M.D.N Fouto, 2010 Determinants of FDI in emerging markets: Evidence from Brazil International Journal of Commerce and Management, 20(3): 203-216

Demirhan, E and M Masca, 2008 Determinants of foreign direct investment flows to developing countries: A cross-sectional analysis Prague Economic Papers, 17(4): 356-369

Enu, P., E.D.K Havi and P Attah-Obeng, 2013 Impact of macroeconomic factors on foreign direct investment in Ghana: A cointegration analysis European Scientific Journal, 9(28): 331-348 Đại học kinh tế TPHCM

F, Bilgili, N, Tülüce, I,Doğan 2012, The determinants of FDI in Tur ey: A Mar ov Regime-Switching approach, Economic Modelling 29 (2012) 1161–1169

Fuat Erdal and E rem Tatoglu (2002, ― Locational determinants of Foreign Direct Investment in an emergin mar et economy: Evidence from Tur ey‖, Multinational Business Review, Vol,10, No,1, 2002

Heri Marco (2012), ―The Path of Exchange Rate and FDI inflows for EAC Countries, Is it a Great Worry For Investors?‖

Hsiao, F,S, and M,C,W, Hsiao, 2006, FDI, exports, and GDP in East and Southeast Asia—Panel data versus time-series causality analyses, Journal of Asian Economics, 17(6): 1082-1106

Hunady, J, and Orviska, M, (2014), ―Determinants of foreign direct investment in

EU countries – do corporate taxes really matter‖, Procedia Economics and Finance, Vol, 12, pp, 243-250

Imoudu, E.C., 2012 The impact of foreign direct investment on Nigeria's economic growth; 1980-2009: Evidence from the Johansen's cointegration approach International Journal of Business and Social Science, 3(6): 122 –134

J,W, Fedder e và A,T, Romm (2006), ―Growth Impact and Determinants of Foreign Direct Investment into South Africa, 1956 -2003‖, Economic Modeling, V,23, Issue 5,P 738-760

Jeon B, N, and Rhee S, S,, 2008, The Determinants of Korea’s Foreign Direct Investment from the United States, 1980-2001: An Empirical Investigation of Firm Level Data, Contemporary Economic Policy 26(1), 118-131 Đại học kinh tế TPHCM

Kiran, B,, 2011, Causal links between foreign direct investment and trade in Turkey, Int, J, Economic Finance 3 (2), 150–158

Kok, R,, Ersoy, B,A,, 2009, Analyses of FDI determinants in developing countries, Int, J, Soc, Econ, 36 (1/2), 105–123

M, Och, C, Baerbig, T, Jadamba 2017, Determinants of Inward FDI in Mongolia:

An Application of the ARDL Bounds Testing Approach to Cointegration, Asian Econimic and Financial Review, ISNN(e):2222-6737/ ISNN(p):2350-2147

Malik, S and Q.A Malik, 2013 Empirical analysis of macroeconomic indicators as determinants of foreign direct investment in Pakistan Journal of Business and Management, 7(2): 77-82

Marial and Ngie (2009), Estimating the domestic determinants of foreign direct investment flows in Malaysia: Evidence from cointegration and error-correction model

Mishal, Z, and Z, Abulaila, 2007, The impact of foreign direct investment and imports on economic growth: The case of Jordan, Journal of Economic and Administrative Sciences, 23(1): 1-31

Moosa, I.A and B.A Cardak, 2006 The determinants of foreign direct investment:

An extreme bounds analysis Journal of Multinational Financial Management, 16(2): 199-211

Oladipo, S.O., 2013 Macroeconomic determinant of foreign direct investment in Nigeria (1985-2010): A GMM approach Journal of Emerging Issues in Economics, Finance and Banking, 2(4): 801-817

Onuorah, A,C,, Nnenna, O,M,, 2013, Long run relationship between macroeconomic variables and FDI in Nigeria, Dev, Country Stud, 3 (1), 162 –169 Đại học kinh tế TPHCM

Othman, R,, N,H,M, Salleh and T, Sarmidi, 2012, Analysis of causal relationship between tourism development, economic growth and foreign direct investment: An

ARDL approach, Journal of Applied Sciences, 12(12): 1245-1254

Pradhan, R,, Saha, D,, Gupta, V,, 2011, Determinants of FDI in SAARC countries: an investigation using panel VAR model, Inf, Manag,Bus, Rev, 3 (2), 117 –126

Pradhan, R,P,, N,R, Norman, Y, Badir and B, Samadhan, 2013, Transport infrastructure, foreign direct investment and economic growth interactions in India:

The ARDL bounds testing approach, Procedia-Social and Behavioral Sciences, 104:

Singhania, M and A Gupta, 2011 Determinants of foreign direct investment in

India Journal of International Trade Law and Policy, 10(1): 64 -82

Tang, C,F,, C,Y, Yip and I, Ozturk, 2014, The determinants of foreign direct investment in Malaysia: A case for electrical and electronic industry, Economic

Wang, Z.Q and N.J Swain, 1995 The determinants of foreign direct investment in transforming economies: Empirical evidence from Hungary and China

Xuan, N,, Xing, Y,, 2008, Foreign direct investment and exports, Econ,Trans, 16

Yang, J,Y,Y,, Groenewold, N, and Tcha, M, (2000), ―The determinants of foreign direct investment in Australia‖, Economic Record, Vol, 76 No, 232, pp, 45-54 Đại học kinh tế TPHCM

Kết quả lựa chọn mô hình ARDL

Maximum dependent lags: 6 (Automatic selection)

Model selection method: Akaike info criterion (AIC)

Dynamic regressors (6 lags, automatic): LNIPI LNIM LNEX LNDR2

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.*

LNIPI(-1) -0,763305 0,998238 -0,764652 0,446177 LNIPI(-2) -1,704983 0,956472 -1,782575 0,077518 LNIPI(-3) -1,273072 1,011054 -1,259153 0,210741 LNIPI(-4) -3,119939 1,009914 -3,089312 0,002562 LNIPI(-5) -0,952824 1,069619 -0,890807 0,375050 LNIPI(-6) -1,840694 1,059437 -1,737428 0,085216

LNIM(-3) 0,927867 0,774615 1,197844 0,233650 Đại học kinh tế TPHCM

Adjusted R-squared 0,381312 S,D, dependent var 0,898166 S.E of regression 0,706468 Akaike info criterion 2,354055

Sum squared resid 52,904260 Schwarz criterion 3,086017

Log likelihood -130,960873 Hannan-Quinn criter, 2,651499 F-statistic 3,537808 Durbin-Watson stat 2,115502 Prob(F-statistic) 0,000000 Đại học kinh tế TPHCM iểm định dường ao

*Note: p-values and any subsequent tests do not account for model selection

Null Hypothesis: No long-run relationships exist

Sample: 2006M07 2018M03 Đại học kinh tế TPHCM

Variable Coefficient Std, Error t-Statistic Prob,

D(LNIM(-1)) -4,389886 1,371278 -3,201309 0,001806 D(LNIM(-2)) -3,873621 1,273974 -3,040581 0,002975 D(LNIM(-3)) -3,072458 1,154228 -2,661915 0,008979 D(LNIM(-4)) -1,937793 0,932417 -2,078248 0,040101 D(LNIM(-5)) -2,064580 0,746167 -2,766915 0,006679

D(LNNEER) -0,928627 5,670198 -0,163773 0,870221 Đại học kinh tế TPHCM

Log likelihood -131,216796 Hannan-Quinn criter, 2,655129 F-statistic 7,873635 Durbin-Watson stat 2,119758 Prob(F-statistic) 0,000000

ARDL Cointegrating And Long Run Form

Dependent Variable: LNFDI Đại học kinh tế TPHCM ết quả dài hạn và ngắn hạn

D(LNIM(-4)) 0,021801 0,778934 0,027989 0,977724 Đại học kinh tế TPHCM

Cointeq = LNFDI - (-5,5383*LNIPI + 4,4187*LNIM -0,4196*LNEX + 0,9990

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

LNNEER 7,389571 1,630066 4,533295 0,000015 Đại học kinh tế TPHCM

C -59,036233 10,909340 -5,411531 0,000000 iểm tra tương quan chuỗi

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

Obs*R-squared 5,623555772 Prob Chi-Square(2) 0,060098

Presample missing value lagged residuals set to zero

LNIPI(-5) 0,692388 1,154295 0,599836 0.549920 Đại học kinh tế TPHCM

Adjusted R-squared -0,292465 S,D, dependent var 0,614726 S.E of regression 0,698861 Akaike info criterion 2,341723 Đại học kinh tế TPHCM

Log likelihood -128,091487 Hannan-Quinn criter, 2,656164 F-statistic 0,120005 Durbin-Watson stat 1,963560 Prob(F-statistic) 1.000000 iểm tra phương sai sai số thay đổi

Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey

Obs*R-squared 29,711160 Prob, Chi-Square(34) 0,677922 Scaled explained SS 16,271318 Prob, Chi-Square(34) 0,995627

LNFDI(-4) -0,136581 0,064630 -2,113283 0,036924 LNFDI(-5) -0,037958 0,067927 -0,558807 0,577472 Đại học kinh tế TPHCM

R-squared 0,210717 Mean dependent var 0,375208 Đại học kinh tế TPHCM

Adjusted R-squared -0,042449 S,D, dependent var 0,524200 S.E of regression 0,535210 Akaike info criterion 1,798818

Log likelihood -91,816669 Hannan-Quinn criter, 2,096262 F-statistic 0,832329 Durbin-Watson stat 2,082613 Prob(F-statistic) 0,724866 iểm tra dạng hàm

Specification: LNFDI LNFDI(-1) LNFDI(-2) LNFDI(-3) LNFDI(-4) LNFDI(-5)

LNFDI(-6) LNIPI LNIPI(-1) LNIPI(-2) LNIPI(-3) LNIPI(-4) LNIPI(-5)

LNIPI(-6) LNIM LNIM(-1) LNIM(-2) LNIM(-3) LNIM(-4) LNIM(-5) LNIM(-

LNEX LNDR LNDR(-1) LNDR(-2) LNDR(-3) LNNEER LNNEER(

-1) LNNEER(-2) LNNEER(-3) LNNEER(-4) LNNEER(-5) LNNEER(-6)

Omitted Variables: Squares of fitted values

Sum of Sq, df Mean

Test SSR 0,016111705 1 0,016111705 Đại học kinh tế TPHCM

Variable Coefficient Std, Error t-Statistic Prob,*

Adjusted R-squared 0,375610 S,D, dependent var 0,898166 S.E of regression 0,709716 Akaike info criterion 2,367935 Sum squared resid 52,888148 Schwarz criterion 3,120810 Log likelihood -130,939399 Hannan-Quinn criter, 2,673877

F-statistic 3,406257 Durbin-Watson stat 2,110161 Prob(F-statistic) 0,000001

*Note: p-values and any subsequent tests do not account for model selection Đại học kinh tế TPHCM

CUS UM of S quares 5% S ignific anc e

Mean -5.35e-15 Median -0.017151 Maximum 1.506701 Minimum -1.802194 Std Dev 0.614726 Skewness -0.159432 Kurtosis 2.938026

Jarque-Bera 0.619899 Probability 0.733484 Đại học kinh tế TPHCM iểm định nhân quả

Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob

LNIPI does not Granger Cause LNFDI 145 1,346375 0.263529 LNFDI does not Granger Cause LNIPI 0.568295 0,567792

LNIM does not Granger Cause LNFDI 145 2,057247 0.131652 LNFDI does not Granger Cause LNIM 5.239610 0,006392

LNEX does not Granger Cause LNFDI 145 1,390585 0.252346 LNFDI does not Granger Cause LNEX 10.286161 0,000068

LNDR does not Granger Cause LNFDI 145 0,532496 0.588322 LNFDI does not Granger Cause LNDR 0.205132 0,814784

LNNEER does not Granger Cause

LNFDI does not Granger Cause LNNEER 1.014901 0,365089

LNCPI does not Granger Cause LNFDI 145 2,802061 0.064092 LNFDI does not Granger Cause LNCPI 2.123304 0,123472

LNIM does not Granger Cause LNIPI 145 12,075764 0.000015 LNIPI does not Granger Cause LNIM 5.212632 0,006554 Đại học kinh tế TPHCM

LNEX does not Granger Cause LNIPI 145 12,364741 0.000011 LNIPI does not Granger Cause LNEX 1.328365 0,268228

LNDR does not Granger Cause LNIPI 145 0,816674 0.443993 LNIPI does not Granger Cause LNDR 1.388041 0,252977

LNNEER does not Granger Cause LNIPI 145 1,427470 0.243385 LNIPI does not Granger Cause LNNEER 0.550465 0,577925

LNCPI does not Granger Cause LNIPI 145 7,620578 0.000722 LNIPI does not Granger Cause LNCPI 4.206479 0,016824

LNEX does not Granger Cause LNIM 145 21,607363 0.000000 LNIM does not Granger Cause LNEX 4.106704 0,018486

LNDR does not Granger Cause LNIM 145 3,845726 0.023664 LNIM does not Granger Cause LNDR 0.941089 0,392657

LNNEER does not Granger Cause LNIM 145 1,442938 0.239724 LNIM does not Granger Cause LNNEER 0.245354 0,782763

LNCPI does not Granger Cause LNIM 145 5,711685 0.004125 LNIM does not Granger Cause LNCPI 5.459083 0,005213

LNDR does not Granger Cause LNEX 145 1,337275 0.265893 LNEX does not Granger Cause LNDR 3.137029 0,046478 Đại học kinh tế TPHCM

Hạn chế của đề tài và hướng nghiên cứu tiếp theo

Nghiên cứu hiện tại chỉ tập trung vào một số biến kinh tế vĩ mô, chưa phản ánh đầy đủ tác động của các yếu tố chính trị và xã hội đến việc thu hút dòng vốn FDI, như chi phí nhân công, thể chế chính trị và cung tiền Đại học Kinh tế TP.HCM sẽ là nơi tác giả tiếp tục nghiên cứu trong tương lai, nhằm khám phá các yếu tố ảnh hưởng đến dòng vốn FDI vào Việt Nam với nhiều biến số đa dạng hơn.