Tỷ giá và chiến lược vốn FDI của các công ty đa quốc gia

Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603 Contents lists available at ScienceDirect Pacific-Basin Finance Journal Tỷ giá chiến lược vốn FDI công ty đa quốc gia Bong-Soo Lee *, Byung S Min b a, a Department of Finance, College of Business, Florida State University, 311 Rovetta Business Building, Tallahassee, FL 32306, USA b Griffith Business School, Department of International Business and Asian Studies, Griffith University, Nathan Campus, Qld 4111, Australia Thông tin viết Tóm tắt Article history: Received 17 March 2010 Accepted 31 May 2011 Available online 12 June 2011 Chúng kiểm tra vai trò tỷ giá bất ổn tỷ giá ảnh hưởng đến định đầu tư công ty đa quốc gia, thông qua sử dụng số liệu Hàn quốc Các liệu mang lại kết thực nghiệm phù hợp với thực tế kinh tế Hàn quốc trải qua khủng hoảng tài vào cuối năm 90 Kết cho thấy hành vi nhà đầu tư nước Hàn quốc thay đổi sau khủng hoảng năm 1997 FDI thay đổi mạnh mẽ, trước bất ổn tỷ giá kể mô hình kiểm chứng, tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng chưa quán Thứ hai, hiệu ứng ảnh hưởng bất ổn tỷ giá có tính chất dai dẳng, ảnh hưởng tỷ giá tạm thời, điều có nghĩa công ty đa quốc gia xem bất ổn tỷ giá đóng vai trò định việc đầu tư biến động tỷ giá Thứ ba, có chứng mạnh mẽ mối quan hệ phi tuyến tính bất định tỷ giá FDI, giải thích rõ lý nghiên cứu lại kết mối quan hệ tỷ giá FDI JEL classification: O5 F2 F2 Từ khóa: Tỷ giá hối đoái Khủng hoảng tài Đầu tư nước (FDI) Công ty đa quốc gia (MNEs) Hàn Quốc © 2011 Elsevier B.V All rights reserved Giới thiệu Các nghiên cứu trước cho thấy đầu tư công ty đa quốc gia nước bị ảnh hưởng thay đổi bất ổn tỷ giá Tuy nhiên, vai trò tỷ giá bất ổn tỷ giá định đầu tư FDI nhiều tranh cãi Trong này, kiểm tra lại vai trò tỷ giá bất ổn tỷ giá định đầu t FDI, sử dụng liệu FDI Hàn quốc Hàn quốc trải qua khủng hoảng kinh tế nghiêm trọng vào năm 1997 khủng hoảng chung châu Á, dẫn đến giá đồng tiền so với loại ngoại tệ khác dẫn đến gia tăng đáng kể độ bất ổn tỷ giá Được IMF tư vấn, Hàn quốc chuyển sang hệ thống tỷ giá hối đoái thả loại bỏ rào cản đầu tư nước Sau khủng hoảng, tầm quan trọng FDI tăng lên đáng kể Dòng FDI tăng từ 997.7 triệu USD (439.4 dự án) hàng năm trước khủng hoảng (1981 – 1996) lên 10.9 tỉ USD (2.687 dự án) hàng năm sau khủng hoảng (1997-2006) Tỉ lệ dòng FDI GDP vào 1998 tăng từ 0.3 % trước khủng hoảng lên 3.4% sau khủng hoảng Do học từ Hàn quốc mang lại kết thực nghiệm phù hợp thực tế cho việc kiểm tra lại vai trò tỷ giá độ bất ổn tỷ giá đến dòng thay đổi FDI trước sau khủng hoảng tài * Corresponding author Tel.: + 850 644 4713 E-mail addresses: blee2@cob.fsu.edu (B.-S Lee), b.min@griffith.edu.au (B.S Min) B.-S Lee, B.S Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603 587 Các nghiên cứu tỉ giá FDI chủ yếu tập trung vào đầu tư Nhật Bản công ty đa quốc gia Mỹ Mỹ châu Âu, sử dụng tỷ giá bất ổn tỷ giá Tuy nhiên, nghiên cứu lý thuyết thực nghiệm dòng FDI cho thấy có mối quan hệ bất ổn tỷ giá FDI (Blonigen 1997) Ba đề tài Froot Stein (1991), Kogut Chang (1996) Blonigen (1997) phân tích FDI Nhật Bản Mỹ năm 80 Cả Froot Stein (1991) Blonigen (1997) phân tích vai trò tỷ giá thật, sử dụng liệu tổng hợp ( Froot Stein ), tác giả sau sử dụng liệu ngành Kogut Chang (1996) phân tích đầu tư công ty điện tử Nhật Bản vào Mỹ Các kết dự đoán Caves (1989), Swenson (1994) Klein đồng nghiệp (1994) ủng hộ giả thuyết dòng FDI tạo giá đồng tiền kinh tế chính, nghiên cứu Ray (1989) Healy Palepu (1993) không ủng hộ cho giả thuyết Cushman (1985, 1988), Goldberg Kolstad (1995) Zhang (2004) ủng hộ lý thuyết bất ổn tỷ giá kích thích FDI Mỹ nước Ngược lại, Galgau Sekkat (2004) cho bất ổn tỷ giá châu Âu có tác động cản trở FDI Các nghiên cứu vốn FDI Hàn quốc tập trung vào yếu tố định truyền thống thương mại (Min, 2006; Lee, 1994) đình công liên quan đến tiền lương (Tcha, 1998) Aguiar Gopinath (2005) Pulvino (1998) phân tích dòng FDI quốc gia châu Á sau khủng hoảng tập trung chủ yếu vào hiệu ứng vụ thâu tóm mà không xem xét bất ổn tỷ giá Không giống với nghiên cứu trước đây, tập trung vào hiệu ứng thay đổi bất ổn tỷ giá lên dòng FDI từ kinh tế phát triển tới kinh tế mở nhỏ, ý tới tác động khủng hoảng tài 1997 sử dụng phân tích liệu bảng mở rộng Đưa chứng tổng hợp nghiên cứu trước đây, nỗ lực tìm chứng thực nghiệm mối quan hệ FDI biến tỷ giá Trong hiệu ứng bất ổn tỷ giá lên định đầu tư công ty đa quốc gia tìm ra, nghiên cứu khác với nghiên cứu trước quan điểm sau Đầu tiên, bất ổn tỷ tìm hiểu nghiên cứu đ ược gây trực tiếp sách hay rào cản thương mại1 Hầu hết nghiên cứu giả định tỷ giá đóng vai trò cung tiền nước đầu tư đầu tư (Aizenman, 1992; Devereux & Engel, 2001; Goldberg & Kolstad, 1995; Russ, 2007) Giả định cho phép nhà nghiên cứu tìm hiểu hiệu ứng thứ cấp bao gồm nhu cầu tạo từ thay đổi cung tiền, ngược lại đột phá nghiên cứu chủ yếu từ niềm tin nhà đầu tư nước sau khủng hoảng tài khu vực Châu Á Kawai (2000), cho nguyên nhân khung hoảng tài Châu Á dòng vốn vào khu vực2 Do đó, nghiên cứu tập trung vào tác động sơ cấp hiệu ứng thứ cấp (nhu cầu tiêu dùng) thiên vị liên quan đến ước lượng biến nội sinh Thứ 2, nghiên cứu liên quan tỷ giá FDI chủ yếu Mỹ Bài nghiên cứu kiểm định vấn đề kinh tế nhỏ Các nghiên cứu lý thuyết FDI kinh tế dường tập trung vào hội nhập dựa vào chế quốc tế hóa tác động FDI lên kinh tế quốc gia đầu tư (e.g., Braconier et al., 2005; Enright, 2009; Aybar and Aysun, 2009) Thứ 3, kiểm tra tác động bất ổn tỷ giá lên định đầu t công ty đa quốc gia cách so sánh mẫu phụ: trước (hệ thống tỷ giá cố định) sau khủng hoảng tài (hệ thống tỷ giá thả nổi) Dựa vào chứng từ thay đổi cấu trúc năm 1997, sử dụng mô hình thực nghiệm để xác định thay đổi mang tính cấu trúc: mô hình nhóm liệu mô hình có biến giả biến khủng hoảng Chúng sử dụng cách đo lường FDI: giá trị FDI tỷ trọng FDI GDP Đối với bất ổn tỷ giá, sử dụng liệu quan sát (thay đổi độ lệch chuẩn trung bình) dự đoán dựa vào mô hình GARCH Chúng tìm rằng, hành vi nhà đầu tư nước Hàn Quốc thay đổi sau khủng hoảng tài 1997 Mặc dù biến tỷ giá (cả bất ổn mức độ) có tác động đáng kể lên FDI trước khủng hoảng, có tác động bất ổn tỷ giá không ngừng tăng lên Điều với lý thuyết phát triển dựa thực tế gần cho công ty đa quốc gia xem xét giá trị định hướng bất định trước định Tham khảo Mundell (1957), Goldberg and Kolstad (1995), and Cushman (1985) bất ổn tỷ giá liên quan đến rào cản thương mại thực tế Sự hồi phục mức tăng trưởng GDP kinh tế hỗ trợ lập luận khủng hoảng năm 1997 phần lớn từ tác động bên Hàn Quốc 588 B.-S Lee, B.S Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603 Hơn nữa, tìm thấy thời gian ảnh hưởng bất ổn tỷ giá mức độ tỷ giá lên FDI khác ảnh hưởng bất ổn tỷ giá lên FDI lâu dài, sai lệch mức độ tỷ giá tạm thời Không giống với lý thuyết nay, tìm thấy chứng mối quan hệ phi tuyến đầu tư độ bất định Phát với lý thuyết đầu tư phát triển gần giải thích lý nghiên cứu lý thuyết cho kết tổng hợp mối quan hệ biến tỷ giá FDI Bài nghiên cứu trình bày sau Phần xem xét lại nghiên cứu trước Phần trình bày mô hình thực nghiệm nghiên cứu thay đổi cấu trúc tiềm Phần mô tả liệu nguồn gốc liệu Phần trình bày thảo luận kết thực nghiệm Phần phần kết luận Các giả thuyết thực nghiệm 2.1 Bất ổn tỷ giá FDI Các dự đoán mang tính lý thuyết hiệu ứng bất ổn tỷ giá lên dòng FDI khác Dixit Pindyck (1994,1995), Pindyck (1998), Campa (1993) Rivoli Salorio ( 1996 ) tranh luận thay đổi giá trị quyền chọn thực, bắt nguồn từ bất định bất ngờ kinh doanh thị trường tài nguồn gốc FDI Từ lý thuyết suy công ty đa quốc gia không thực FDI bất định tỷ giá tăng lên Sự bất ổn tỷ giá dẫn đến bất định tỷ suất sinh lợi, làm tăng giá trị FDI giữ lại Các tranh cải dựa vào lý thuyết có giá trị, chí công ty đa quốc gia không sợ rủi ro, chi phí chìm nhân tố việc lựa chọn giá trị định đầu tư Ngược lại, Devereux and Engel (2001) cho FDI tạo tỷ giá hối đoái thả tỷ giá hối đoái cố định, cụ thể công ty định giá đầu t đồng nội tệ Điều với thực tế chế độ tỷ giá thả nói chung kích thích sản xuất, bao gồm chi nhánh công ty đa quốc gia Itagaki (1981) bất ổn tỷ giá hối đoái tăng lên tạo động lực cho công ty đa quốc gia đầu tư nước cách để đầu (Theo giá trị tài sản dòng lợi nhuận từ nước ngoài), ngược lại với bán khống (Giá trị tài sản nội địa so với nợ nước ngoài) bảng cân đối kế toán họ Goldberg and Kolstad (1995) cho bất ổn tỷ giá làm tăng mức quan ngại khả sản xuất công ty đa quốc gia nước chi phí sản xuất tương quan tích cực với doanh thu thị trường nước Mặc khác, Aizenman and Marion (2004) cho phản ứng công ty đa quốc gia bất ổn tỷ giá khác nhau, mô hình Russ's (2007) cho phản ứng công ty đa quốc gia bất ổn tỷ giá khác tùy thuộc vào bất ổn xuất phát từ cú sốc nước đầu tư nước đầu tư Như thảo luận trên, dự đoán hiệu ứng bất ổn tỷ giá lên FDI khác tùy thuộc vào giả thuyết Hiệu ứng ngược chiều theo lý thuyết Dixit-Pindyck giả thuyết cấu trúc sản xuất không linh hoạt Aizenman's (1992) Ngược lại, giả thuyết Devereux and Engel's (2001) Itagaki (1981) chiều Tỷ lệ lực sản xuất nước bị ảnh hưởng đáng kể biến động lý thuyết hành vi nhà đầu nước theo Goldberg and Kolstad's (1995) giá trị Trong tranh luận mối quan hệ bất ổn tỷ giá FDI mối quan hệ tuyến tính, nghiên cứu gần mối quan hệ phi tuyến tính Sarkar (2000) cho thấy khả mối quan hệ phi tuyến tính việc đầu tư sử dụng mô hình thu nhập ngẫu nhiên, ông ta không xem xét hiệu ứng tỷ giá Tuy nhiên, Jeanneret (2007) đưa mối quan hệ phi tuyến tính hình chữ U xem xét hiệu ứng bất ổn tỷ giá trạng thái tiền tệ quyền chọn dự án Darby et al (1999) kiểm tra mối quan hệ phi tuyến tính, tranh luận biến động tăng lên làm tăng giảm đầu tư tùy thuộc vào cường độ biến động giá trị dự án chi phí hội Ngoài thay đổi mức độ tỷ giá hối đoái, biến động đồng Won so với đồng tiền chủ chốt tăng lên sau khủng hoảng sau khủng hoảng phủ Hàn Quốc chấp nhận hệ thống tỷ giá hối đoái thả vào cuối năm 1997 Ví dụ, biến động trung bình đồng Won so với đồng USD sau khủng hoảng cao lần so với trước khủng hoảng (xem bảng 1) Giả định tỷ giá hối đoái định tính chẵn lẻ tỷ suất sinh lợi, biến động tăng lên Hàn Quốc sau khủng hoảng cung cấp cho sở thích hợp để tìm hiểu mối quan hệ bất ổn tỷ giá FDI Quyết định đầu tư MNE dựa dòng tiền 'nhận thức' tiền tệ họ (tức nguồn tiền tệ quốc gia) tạo khoản đầu tư nước Tuy nhiên, biểu tỷ giá song phương nghiên cứu thực nghiệm khác tùy thuộc vào tác giả Chẳng hạn, Campa (1993) đo tỷ giá cách sử dụng báo giá gián tiếp (nghĩa số lượng) nhà đầu tư, Goldberg Kolstad (1995) sử dụng báo giá trực tiếp (tức báo giá) Chúng theo Goldberg et al B.-S Lee, B.S Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 2.2 (2011) 586–603 589 Mức tỷ giá FDI Nếu giới rào cản thương mại thay đổi tỷ giá phản ánh khác biệt giá nước, lý thuyết ngang giá sức mua tồn tỷ giá ảnh hưởng đến định đầu tư công ty đa quốc gia Có chứng thực nghiệm cho thấy lý thuyết ngang giá sức mua thường không (Taylor Taylor, 2004, tài liệu tham khảo) Kết biến động tỷ giá nhân tố định định đầu tư nước Sự thay đổi mức tỷ giá ảnh hưởng đến định đầu tư công ty khía cạnh Thứ nhất, tỷ giá ảnh h ưởng đến thu nhập công ty lợi nhuận quy đổi theo đồng nội tệ Thứ hai, ảnh hưởng đến nhu cầu công ty so với đối thủ để có tài sản đồng nội tệ Froot and Stein (1991) mở rộng Klein et al (2002), tập trung vào vai trò tỷ giá tranh luận hiệu ứng Mô hình họ đáng ý phản ánh dịch chuyển dòng vốn quốc tế thay đổi thu nhập tạo bất ổn tỷ giá Việc đánh giá tỷ giá làm cho công ty nước tích cực mua tài sản nước Nếu thị trường vốn không tích hợp hoàn hảo kinh doanh chênh lệch giá không cho phép, làm tăng khả mua sắm tài sản công ty nước có đồng tiền giá Tương tự Kogut and Chang (1996) đưa lập luận thay đổi tỷ giá nhân tố quan trọng FDI Phân tích đầu tư vào Mỹ công ty điện tử Nhật vào năm 1970 1980, họ tranh luận hiệu ứng thay đổi tỷ giá đ ược tăng lên công ty đa quốc gia có khả nghiên cứu phát triển với lịch sử đầu t trước thị trường nội địa Krugman (1998), mở rộng Aguiar and Gopinath (2005) đưa mô hình để giải thích việc bán tống bán tháo dòng FDI thị trường Mô hình cho công ty bị giới hạn buộc phải bán tài sản mức giá chiết khấu cho nhà đầu tư từ nước có thu nhập cao, nhà đầu tư có nhiều tiền Một suy luận quan trọng tranh luận độ lệch bất ngờ khỏi mức cân dài hạn tỷ giá làm giảm khả trì hoãn đầu tư, giống suy luận lựa chọn thực dựa vào giả thuyết FDI (Dixit and Pindyck, 1994) Bảng Bất ổn tỷ giá đồng Won so với đồng tiền trước sau khủng hoảng năm 1997 US (dollar) Before crisis After crisis 11.46 (7.6) 53.57 (57.9) Canad a (dollar 11.55 (4.1) 42.50 (41.4) Japa n (yen 0.26 (0.2 ) 0.46 Singapor e (dollar) 9.94 (5.8) 26.84 (31.1) German y (mark) 18.99 (9.2) 33.01 (27.3) UK (pound) 62.18 (34.1) 92.80 (93.4) Franc e (franc 5.95 (2.6) 9.80 (8.3) Swiss (franc ) 25.94 (12.4 ) 40.98 (0.4 (37.4 ) ) Ghi chú: Các số giá trị trung bình tỷ giá hối đoái danh nghĩa sử dụng số liệu hàng tháng cho trước (19811996) sau khủng hoảng (1997-2006) Số ngoặc đơn độ lệch chuẩn 590 B.-S Lee, B.S Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603 Bảng Sự thay đổi tỷ giá hối đoái đồng Won Hàn Quốc so với đồng tiền trước sau khủng hoảng năm 1997 US (dollar) Nominal Before exchange rate crisis After crisis Real exchange Before rate crisis After crisis 776.0 (60.5) 1152.0 (144 4) 911.1 Canad a (dollar 609.5 (27.9) 824.1 (70.2) 731.5 (90.9) 725.9 (50.4) Japa n (yen 5.33 (1.7 ) 9.85 Singapor e (dollar) 422.5 (77.8) 682.5 (66.6) 520.9 (40.6) 564.6 (80.9) German y (mark) 411.5 (91.7) 639.7 (80.8) 495.6 (60.3) 548.6 (66.9) UK (pound) 1245.7 (87.73) 1890.6 (208.2) 1336.3 (117.7) 1739.8 (179.8) Franc e (franc 127.0 (20.3 ) 190.7 Swiss (franc ) 486.2 (107 3) 804.3 (1.1 (24.2 (100 ) ) 2) 6.73 152.4 569.2 (116 (1.3 (17.6 (81.0) 7) ) )163.1 1051.9 7.78 657.6 (27.9) (1.2 (20.2 (77.6) ) ) Ghi chú: Cả tỷ giá hối đoái danh nghĩa thực giá trị trung bình cho trước (1981-1996) sau khủng hoảng (1997-2006) Con số ngoặc độ lệch chuẩn Đo lường tỷ giá thực tế dựa CPI Bảng cho thấy tỷ giá đồng Won Hàn Quốc so với đồng tiền chủ chốt tăng lên Ví dụ, tỷ giá đồng Won so với đồng USD tăng sau khủng hoảng giá trị đồng Won giảm khoảng 46% vào đầu tháng 3/1998 so với năm 1996 So với thị trường vốn không hoàn hảo, định de Jong and de Roon (2005), giá đồng Won so với đồng tiền chủ chốt hấp dẫn nhà đầu t nước Hàn Quốc Chúng ta đặt giả thuyết hiệu ứng thay đổi tỷ giá FDI chiều, nguyên nhân thật khác trước sau khủng hoảng, khủng hoảng không dự đoán được, hệ số tỷ giá trước khủng hoảng tương quan dương điều dẫn dắt thu nhập công ty đa quốc gia quy đổi từ đồng ngoại tệ Nếu giả thuyết Froot and Stein's (1991) kết hợp với Krugman's (1998) tồn tại, hệ số tỷ giá đo lường số tiền nước đầu tư số tiền nước đầu tư tín hiệu tích cực sau khủng hoảng Các mô hình thực nghiệm Phân tích liệu bảng có lợi ích thu tham số ước lượng đáng tin cậy trường hợp không quan sát biến diện thiếu vắng biến công cụ tốt Ngược lại với ước tính dựa vào liệu chéo liệu chuỗi thời gian, quan sát ảnh hưởng theo thời gian theo quốc gia hành vi không đồng cảu nhà đầu tư nước ảnh hưởng đến dòng FDI Như vậy, sử dụng mô hình liệu bảng bao gồm ảnh hưởng không quan sát (Chamberlain, 1984; Wooldridge, 2002) cho phân tích chúng tôi4: ’ FDI to Koreait = x β + γEXRATE it it +ξ ; it ξit = υi + εit ; (1) i đất nước đầu tư t thời gian Tác động không quan sát υi phần dư hỗn hợp ξit hiệu ứng cố định cá nhân, biến ngẫu nhiên hiệu lực cố định quốc gia có thời gian không thay đổi Thái độ thù địch thân thiện công chúng doanh nghiệp đa quốc gia (MNEs) kinh doanh nước sở ví dụ tính không đồng x'it biểu thị vector biến độc lập quan sát thấy theo thời gian, ngoại trừ biến tỷ giá, EXRATE, εit biểu thị sai số thời gian khác không thay đổi theo thời gian Bởi muốn kiểm định thay đổi đầu tư công ty đa quốc gia Hàn Quốc trước sau khủng hoảng 1997, mở rộng mô hình cách Trước hết ước tính mô hình với nhóm khác (khoảng thời gian): A + γ EXRATEit A’ FDI to Koreait = x + ξit , if t∈{G1 : before the crisis, 1981−1996}, it it β FDI to Koreait = ’ xβ it B B + γ EXRATE + ξit , if (2) t∈ {G2 : after the crisis, 1997−2006}, Chúng giả sử hiệu đồng tỷ giá hối đoái ngành liệu FDI ngành B.-S Lee, B.S Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603 591 Trong biến EXRATE biến đại diện cho yếu tố tỷ giá bao gồm biến bất ổn tỷ giá biến tỷ giá Chúng ước lượng mô hình với hai nhóm liệu Một thuận lợi phân tích nhóm so sánh trực tiếp tham số ước tính trước sau khủng hoảng Mở rộng mô hình số bao gồm biến nhị phân cho khủng hoảng tài biến tương tác: FDI to Koreait = x β + γ EXRATE it + λ D + δ EXRATE × D + ξ , crisi s crisis it it Dcrisis = { 0, 1, t∈{1981−1996}, = t∈{1997−2006}, or if if D crisis { 1, if t∈ {1997−1998}, 0, otherwise: (3) Chúng ước lượng mô hình (3) với biến giả biến khủng hoảng Ưu điểm mô hình tìm FDI bị ảnh hưởng kênh tỷ giá EXRATE, mức ý nghĩa thống kê hệ số biến tương tác δ ngụ ý ảnh hưởng tỷ giá đến FDI thông qua khủng hoảng5 Ngược lại λ cho thấy ảnh hưởng trực tiếp khủng hoảng FDI Một ưu điểm khác mô hình thứ tìm thời gian kéo dài khủng hoảng ảnh hưởng đến FDI thông qua biến giả Dcrisis Dữ liệu Dữ liệu bao gồm nguồn FDI chủ yếu Hàn quốc từ vùng lãnh thổ Thế giới: Mỹ, Canada Bắc Mỹ, Nhật Bản Singapore Châu Á, Đức, Vương quốc Anh, Pháp Thụy Sỹ châu Âu Phần đóng góp trung bình nước tổng FDI vào Hàn quốc vào khoảng 76% Hình số cho thấy, đầu tư Mỹ Nhật dẫn đầu FDI phần FDI Nhật suy giảm từ năm 1980, đầu tư Mỹ dao động khoảng 32% Để khắc phục dự đoán không xác, sử dụng loại biến FDI: giá trị FDI (FDI_REAL) tính logarithm tự nhiên FDI danh nghĩa (đô la Mỹ) chuyển đổi năm 1995 với giá trị không đổi, tỷ trọng FDI quốc gia (i) vào GDP Hàn Quốc (FDI_GDPK), đo FDI (i)/GDP Hàn Quốc Phần biến nghiên cứu Goldberg and Kolstad (1995), người chứng tỏ thị phần công ty nước thị trường nước hàm biến tỷ giá Chúng đo lường biến động tỷ giá chủ yếu phương pháp khác Trước tiên, lấy độ lệch chuẩn trung bình tỷ giá danh nghĩa thời kỳ tháng, VOLATILITY_SDM Sau tính toán độ lệch chuẩn mô hình GARCH để có đ ược tỷ suất sinh lợi tỷ giá, tính biến tỷ giá bình phương để xác định mối quan hệ phi tuyến tính đầu tư bất ổn Chúng sử dụng tỷ giá khác mối quan hệ với liệu cân Một tỷ giá danh nghĩa, EXRATE_N, tính số đơn vị tiền tệ nước đầu tư đơn vị nước đầu tư, thứ hai tỷ giá hối đoái thực, EXRATE_REAL, đo lường cách điều chỉnh tỷ giá danh nghĩa tỷ lệ số CPI Như trọng tài cho thấy, phương pháp khác biệt khác biệt cách khác để kiểm tra 'hiệu ứng nhân quả' Hơn nữa, phương pháp hồi quy gián đoạn phương pháp hồi quy gián đoạn thường sử dụng phương pháp thay cho hiệu nhân Tuy nhiên, việc xác định tỷ lệ co (trung bình) để đạt hiệu đòi hỏi số lượng lớn quan sát (ngang) (Angrist, 2001), khả sẵn có trường hợp Chúng muốn đưa hai quan sát sau liên quan đến mối quan tâm xu hướng ước tính có liên quan đến đảo ngược quan hệ nhân Thứ nhất, khủng hoảng Hàn Quốc coi ngoại sinh (Kawai, 2000), tranh cãi nguồn gốc (tức Thái Lan) thảo luận Điều cho việc kích hoạt khủng hoảng B.-S Lee, B.S Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586– 603 59 Bảng Tóm tắt liệu Variable FDI Exchange Rate Level Exchange Rate Volatility Mean FDI_REAL FDI_GDPK EXRATE_N EXRATE_REAL VOLATILITY_SDM Std Dev Min 6.6 2.1 −0.6 8.9 6.9 7.1 28.0 15.4 4.1 3.8 38.3 0.9 1.2 1.7 Max Obs 10 85 23 21 340.0 201 208 208 208 208 VOLATILITY BIT GS IP KOSPI EXPORT IMPORT OPENNESS STRIKE_RATIO WAGE_DIFF TAX_DIFF CGDP OUTPUT 1.4 10.1 7.6 7.6 0.55 3.6 1.1 1.0 0.22 3.3 0.48 1.3 −0.99 0.4 3.3 1.9 24.5 1.3 1.4 104.6 −0.03 −2.0 −6.7 5.40 10.6 1.7 10.8 11.6 5.1 0.6 0.55 5.9 −22.8 −24.2 2.8 0.7 4.07 15 10 9.7 1.46 5.9 5.8 4.8 924.3 64 26 19 2.8 208 176 152 152 207 208 208 111 196 207 176 192 208 Ghi chú: Các định nghĩa bao gồm biến số nguồn chúng FDI_REAL (log FDI thực nghìn đô la, MOCIE), FDI_GDPK (FDI/GDP_Korea, MOCEI), EXRATE_N (Số đơn vị Won loại ngoại tệ chia cho 100, Pacific Exchange Rate Service), EXRATE_REAL (Tỷ giá danh nghĩa điều chỉnh CPI, Pacific Exchange Rate Service), VOLATILITY_SDM (độ lệch chuẩn trung bình tỷ giá danh nghĩa thời kỳ tháng, Pacific Exchange Rate Service), VOLATILITY (Dự báo khác biệt theo ước tính GARCH (1,1) nhân với 100, Mô hình Ước tính), BIT (Số lượng hiệp ước đầu tư song phương Hàn Quốc với nước OECD, Neumayer and Spess (2005), GS (Chỉ số Độ ổn định Chính phủ dao động từ (rủi ro cao) đến 12 (rủi ro thấp),Neumayer and Spess (2005)), IP (Chỉ số ưu đãi đầu tư dao động từ (rủi ro cao) đến 12 (rủi ro thấp), Neumayer and Spess (2005)), KOSPI (chỉ số giá chứng khoán Hàn Quốc (chỉ số thị trường), BOK KSSB), EXPORT (log xuất sang nước đầu tư FDI trị giá $ triệu), BOK KTA), IMPORT (log nhập từ nước đầu tư FDI trị giá $ triệu, BOK KTA), OPENNESS (tổng số thương mại/GDP Hàn Quốc, BOK KTA), STRIKE_RATIO (Ngày không làm việc nước đầu tư FDI/ngày không làm việc Hàn Quốc (cả hai chuẩn hóa số lượng việc làm, YLS), WAGE_DIFF (chênh lệch tiền lương nước đầu tư Hàn Quốc, YLS), TAX_DIFF (khác biệt thuế thu nhập doanh nghiệp nước đầu tư Hàn Quốc, Business School, University of Michigan (interactive D.B.), CGDP (GDP bình quân thực, Penn World Table 2006), OUTPUT (GDP thực/mỗi lao động, IFS YLS) MOCIE đề cập đến Bộ Thương mại, Công nghiệp Năng lượng Hàn Quốc; BOK đề cập đến việc Ngân hàng trung ương Hàn Quốc; KSSB đề cập đến Ủy ban giám sát chứng khoán Hàn Quốc, 1997; KTA đề cập đến Hiệp hội Thương mại Hàn Quốc; YLS đề cập đến Niên giám Thống kê Lao động công bố Tổ chức Lao động Quốc tế; IFS đề cập đến Thống kê Tài Quốc tế IMF phát hành Các nghiên cứu Augmented Dicky-Fuller Phillip-Perron cho thấy diện đơn vị gốc cho hầu hết biến số kinh tế vĩ mô, bao gồm tất tỷ giá hối đoái, biến số thương mại GDP bình quân đầu người Các kiểm tra đơn vị cốt lõi mang lại kết hỗn hợp cho biến FDI Chúng bác bỏ giả thuyết không đơn vị gốc cho ln (FDI thực), bác bỏ giả thuyết không tỷ trọng FDI GDP Hàn Quốc mức có ý nghĩa thông thường Tuy nhiên, nghiệm đơn vị giả thuyết không bị từ chối mức năm phần trăm cho biến Ln (FDI thực) EXPORT Kết là, phân biệt tất biến nghiệm đơn vị sử dụng liệu cấp cho liệu lại Ngoài ra, với tính chất chung thuật ngữ sai số (1)-(3), báo cáo sai sót chuẩn ước lượng có tính mạnh mẽ hiệp phương sai tự tương quan 5.2 Kết ước lượng cho toàn giai đoạn lấy mẫu Chúng nhận thấy Hàn Quốc trải qua khủng hoảng tài vào năm 1997 sóng khủng hoảng tài châu Á với sụp đổ giá trị đồng Won Hàn Quốc ngoại tệ Do đó, bước mở đầu, kiểm tra khả không đồng đồng tiền chung trước sau khủng hoảng cách tiến hành thử nghiệm Chow cho mô hình với bất ổn tỷ giá, kết báo cáo Bảng Giả thuyết không thiếu vắng thay đổi cấu trúc bị từ chối lợi ích mô hình hai nhóm không đồng tất kiểm tra Chow cho mô hình khác cách sử dụng đo lường khác bất ổn tỷ giá: liệu quan sát (nghĩa di chuyển sai số chuẩn trung bình, tính biến động) dự báo khác biệt theo mô hình GARCH, VOLATILITY_GARCH Giả thuyết không hợp lệ bị từ chối kiểm tra Chow cho mô hình bao gồm biến động bình phương, VOLATILITY_GARCH^2, mức độ ý nghĩa thông thường Do đó, ước tính hai nhóm (trước sau khủng hoảng năm 1997) 594 B.-S Lee, B.S Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603 Bảng Kết kiểm tra Chow thay đổi cấu trúc thông số trước sau khủng hoảng tài năm 1997 (dữ liệu biến động tỷ giá) Exchange Rate Volatility Real FDI as Dependent Variable VOLATILITY_SDM χ (12)= 29.55 p Nχ = 0.003 χ (12)= 23.92 p Nχ = 0.02 χ (12)= 22.62 p Nχ = 0.03 VOLATILITY_GARCH VOLATILITY_GARCH^2 FDI Share in GDP_KOREA as Dependent Variable χ (12)= 92.07 p Nχ = 0.000 χ (12)= 88.4 p Nχ = 0.000 χ (12)= 88.3 p Nχ = 0.000 Ghi chú: Các biến hồi quy bao gồm biến đổi có khả thay đổi (tức VOLATILITY_SDM, VOLATILITY_GARCH dạng bậc hai), GS, KOSPI, XUẤT, NHẬP KHẨU, OPENNESS, STRIKE_RATIO, WAGE_DIFF, TAX_DIFF, CGDP, BIT bi ến tương tác biến hồi quy nhóm giả (khủng hoảng D) Chúng kiểm tra nghiệm đơn vị biến cho trước sau khủng hoảng tài Chúng từ chối nghiệm đơn vị giả thuyết H0 hầu hết biến số kinh tế vĩ mô, bao gồm tỷ giá hối đoái danh nghĩa tỷ suất thực, liệu th ương mại, FDI thực liệu liên quan đến GDP, đặc biệt trước khủng hoảng Tuy nhiên, nghiệm đơn vị giả thuyết H FDI thực tế biến số xuất bị từ chối cho giai đoạn hậu khủng hoảng Nghiệm đơn vị giả thuyết H0 biến động tỷ giá bị loại bỏ mức độ biểu thông thường Do đó, sử dụng giá trị thực FDI (FDI_REAL), tỷ giá (EXRATE_N, EXRATE_REAL), IMPORT, OPENNESS, CGDP, OUTPUT KOSPI cho trước sau khủng hoảng, tỷ lệ FDI không khác biệt GDP Hàn Quốc (FDI_GDPK), biến động tỷ giá (EXRATE_SD, EXRATE_SDM) phần lại biến cho hai khoảng thời gian Việc không xuất biến EXPORT sau khủng hoảng không rõ ràng, nghiệm đơn vị giả thuyết H0 trước khủng hoảng không bị từ chối Do đó, sử dụng khác biến EXPORT trước khủng hoảng, hai có khác biệt không khác biệt sau EXPORT 5.3 Sự bất ổn tỷ giá hối đoái Sau nhận thấy độ tin cậy hệ số ước tính sử dụng biến động quan sát giảm xuống biến kiểm soát thiếu khác quan trọng việc giải thích FDI, ước tính mô hình hai nhóm bao gồm số biến số kiểm soát Các kết ước tính bảng xác định chiến lược đầu tư MNE chủ yếu Hàn Quốc thay đổi bất ổn tỷ giá tăng lên sau khủng hoảng Chúng đo lường bất ổn tỷ độ lệch chuẩn trung bình với thời gian hai tháng, VOLATILITY_SDM Tất hệ số biến bất ổn tỷ giá có ý nghĩa thống kê có tương quan ngược chiều sau khủng hoảng (cột 2) Trước khủng hoảng, tương quan chiều ý nghĩa thống kê (cột 1) Sự khám phá phù hợp với hai giả thuyết khác Thứ nhất, theo giả thuyết dựa quyền chọn thực (Pindyck, 1998, Dixit and Pindyck, 1994, Campa, 1993), bất ổn tiền tệ làm chậm xâm nhập tập đoàn đa quốc gia bất ổn làm tăng giá trị quyền chọn thực liên quan đến việc chờ đợi hạn chế chi phí chìm cần thiết để sản xuất nước Sự bất định tỷ giá tăng lên kể từ khủng hoảng tài châu Á năm 1997, phần việc áp dụng tỷ giá hối đoái tất nước gặp khủng hoảng, ngoại trừ Malaysia (Kawai, 2000) Thứ hai, suy giảm tín nhiệm người tiêu dùng bất ổn thu nhập lý Gupta et al (2007) cho thấy kinh tế thu hút dòng vốn nước năm trước khủng hoảng tăng vay nợ nước khủng hoảng có xu hướng chậm lại thời gian khủng hoảng Các tài liệu cho thất bại giám sát kiểm soát doanh nghiệp dẫn đến vấn đề quản lý, mức đầu tư không hiệu tỉ lệ nợ/vốn cao tồn nước bị khủng hoảng, bao gồm Hàn Quốc (Borensztein Lee, 1999; Corsetti Et al, 1999) Trong thực tế, Hàn Quốc có tăng trưởng âm 6,9% năm 1998, sau phục hồi nhanh chóng tốc độ tăng trưởng Với việc giảm quy mô thị trường, với rủi ro tỷ giá tăng, nhà đầu tư nước trì hoãn định đầu tư Ngoài ra, giải thích kết gợi ý bất ổn tỷ giá cao làm giảm lợi ích mong đợi chắn tương đương, sử dụng NPV dự kiến định đầu tư Do kết kiểm tra gốc đơn vị biến EXPORT, ước tính mô hình sử dụng hai biến EXPORT khác biệt không khác biệt thời kỳ hậu khủng hoảng Chúng ta tìm thay đổi kết ước tính Chúng ta bắt đầu với việc ước lượng mô hình hai nhóm cách sử dụng biến tỷ giá hối đoái quan sát hồi quy đơn, không kể biến giải thích khác Ưu điểm việc sử dụng liệu tỷ giá hối đoái thực trực tiếp sử dụng khái niệm thống kê độ lệch tiêu chuẩn Các kết ước lượng dựa mô hình hai nhóm sử dụng giá trị thực FDI (FDI_REAL) biến phụ thuộc bất ổn tỷ giá (tức EXRATE_SD EXRATE_SDM) hồi quy đơn Biến bất ổn cho thấy hệ số âm có ý nghĩa sau khủng hoảng mà kết không đáng kể trước khủng hoảng Kết để đo lường bất ổn tỷ giá (tức là, EXRATE_SD EXRATE_SDM) Điều ngụ ý hành vi đầu tư MNEs bị ảnh hưởng tiêu cực biến động gia tăng sau khủng hoảng tài năm 1997 Hàn Quốc Đầu có sẵn theo yêu cầu B.-S Lee, B.S Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603 595 Bảng Kết ước lượng mô hình hai nhóm sử dụng biến động tỷ giá Variable Dependent variable is FDI_REAL GDP Before Crisis VOLATILITY_SDM EXPORT IMPORT OPENNESS 0.002 0.4604 −2.132 0.015 0.011 0.9911 After Crisis −0.003 0.0477 0.163 0.052 −0.444 0.3203 −0.016 0.409 0.001 0.229 −0.028 0.8201 0.343 0.00 TAX_DIFF −0.005 0.157 WAGE_DIFF −0.013 0.7517 −0.013 0.5864 0.003 0.9672 GS 0.281 0.0759 0.367 0.0114 BIT −0.097 0.1847 Yes 100 0.33 (0.32) STRIKE_RATIO IP Dependent variable is FDI share in Korea's Before Crisis After Crisis 0.052 0.5536 −0.038 −5.053 0.4064 0.026 0.995 −0.046 0.3353 −0.011 0.2032 0.081 0.5178 −0.7 0.4029 0.83 0.1315 0.1169 21.166 0.0445 3.69 0.5142 0.798 0.4767 −0.281 0.7244 0.635 0.2951 0.011 0.9876 0.702 0.856 −0.258 −0.617 0.4297 1.482 0.004 0.4893 Time Effects Yes Yes Yes N 48 104 48 0.44 0.12(0.1 0.26(0.12) R (0.45) 2) Ghi chú: Hiệu ứng thời gian số không hiển thị R2 thể toàn nhóm (tổng thể) hệ số xác định Giá trị P theo hệ số dựa sai số có hiệu lực tương đối sai số tự tương quan Hằng số không hiển thị Thay giá trị thực FDI (FDI_REAL), tiếp tục xem xét mối quan hệ FDI bất ổn tỷ giá cách sử dụng tỷ lệ FDI GDP Hàn Quốc biến phụ thuộc thay thế, có kết ước tính trình bày Bảng (cột Và 4) Kết cột phù hợp với kết cột Bảng 5, hệ số biến số bất ổn tỷ giá có tương quan ngược chiều sau khủng hoảng, chúng ý nghĩa thống kê tương quan chiều trước khủng hoảng Tuy nhiên, nhận thấy hệ số tương quan ngược chiều biến động tỷ giá có ý nghĩa thống kê sau khủng hoảng, sức mạnh giải thích cho mô hình chia sẻ FDI thấp đáng kể so với mô hình FDI_REAL, thể suy giảm đáng kể R 2s FDI Chia sẻ mô hình trước sau khủng hoảng Điều hàm ý biến số chia sẻ FDI có liên quan mật thiết đến biến động tỷ giá biến giải thích khác 5.4 Một điều tra thêm vai trò bất ổn tỷ giá Với quan sát mô tả trên, điều tra biến động mối quan hệ FDI tương lai Thứ nhất, xem xét kênh ảnh hưởng bất ổn tỷ giá ảnh hưởng đến FDI Nó ảnh hưởng trực tiếp đến FDI Hoặc kết hợp với ảnh hưởng khủng hoảng tài chính? Như thảo luận phần mô hình, Phần 3, giá trị mô hình giả thay đổi so với mô hình hai nhóm cho phép điều tra tương tác bất ổn tỷ giá khủng hoảng tài Xin lưu ý hai biến số IP GS thay rủi ro trị đầu tư quốc tế 596 B.-S Lee, B.S Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603 Bảng Giá trị trung bình biến động tỷ giá đo phương sai có điều kiện US Dollar Canadia n Dollar Japanese Yen Before Crisis After Crisis Singapor e Dollar 0.012 0.0124 0.0142 0.0126 0.015 0.0146 0.0143 0.0144 Ghi chú: Dự đoán khác biệt có điều kiện dựa ước tính GARCH Yt = 0.0236 + εt σ = 0.015 + 0.221ε Germa n Mark 0.014 0.016 Britis h Pound 0.013 0.016 Franc e Franc 0.014 0.016 Switzerland Franc 0.0145 0.0163 −0.287 t− σ t− (0.23) (0.00) (0.11) Trong đó, Yt tốc độ thay đổi liên tục tỷ giá (i.e., ln(exchange rate, t) – ln(exchange rate, t-1)) sai số dấu ngoặc đơn sai số chuẩn Thứ hai, phân tích tính phi tuyến tiềm biến động mối quan hệ FDI, mô tả Phần Để giải mối quan ngại này, cần bao gồm biến biến động bình phương (VOLATILITY^2) mô hình ước lượng sau xác định độ cong sử dụng sơ đồ không tham số (tức LOWESS)10 Phân tích dựa chuyển đổi tỷ giá quan sát thuận tiện người ta sử dụng khái niệm thống kê độ lệch chuẩn biến thiên trực tiếp thay cho biến động Tuy nhiên, độ lệch chuẩn bình phương sai theo định nghĩa Hơn nữa, chất bất ổn chất chấp nhận Do đó, sử dụng phương sai dự đoán tỷ giá hối đoái từ mô hình GARCH thay cho tỷ giá quan sát Bảng cho thấy giá trị trung bình biến động không quan sát (tiềm ẩn) giai đoạn hậu khủng hoảng cao so với thời điểm trước khủng hoảng Mô hình thay đổi biến động phù hợp với kết Bảng 1, sử dụng giá trị trung bình biến động tỷ giá quan sát thấy Trong Bảng 7, báo cáo kết ước tính mô hình biến giả cách sử dụng phương sai có điều kiện thước đo bất ổn tỷ giá Biến phụ thuộc giá trị thực FDI (FDI_REAL) trước Hai cột báo cáo bảng ước tính bao gồm biến bất ổn Để điều tra mối quan hệ đầu tư bất định phi tuyến, cột 3-4 báo cáo ước tính bao gồm biến bất ổn bình phương Chúng xác định biến nhị phân khác nhau, tùy thuộc vào thời gian dự kiến tác động khủng hoảng Trong mô hình hiệu dài hạn, CRISIS97_06 biểu thị thời gian thuộc giai đoạn khủng hoảng tài không Đây để đo lường ảnh hưởng lâu dài khủng hoảng Trong mô hình ngắn hạn, CRISIS97_98 thời gian thuộc 19971998 không Đây để kiểm tra tác động trực tiếp khủng hoảng tài giai đoạn hỗn loạn Chúng ta quan sát thấy từ Bảng hiệu ứng biến động dường chiếm ưu thời gian, bất ổn biến tương tác có ý nghĩa mô hình dài hạn (LR) (cột 3) Mối quan hệ ngược chiều bất ổn tỷ giá FDI dòng chảy thể thông qua ảnh hưởng tương tác với khủng hoảng tài mô hình dài hạn (CRISIS97_06 * VOLATILITY) Tuy nhiên, ảnh hưởng trực tiếp VOLATILITY, đo phương sai có điều kiện, bị che khuất Nó có ý nghĩa mô hình LR (các cột 3) Tuy nhiên, dấu hiệu hệ số chi phí hỗn hợp, tùy thuộc vào việc có VOLATILITY^2 hay không Hệ số ước tính biến số biến động âm có ý nghĩa mức thông thường mô hình bao gồm biến biến động bình phương, biến có ý nghĩa không đáng kể với dấu hiệu d ương mô hình loại trừ biến động bình phương bình phương Lý thuyết FDI dựa lựa chọn MNE đầu tư giá trị dự án vượt mức độ quan trọng, không chắn Dixit (1989) miêu tả hành vi đầu t MNE trù tính FDI Chúng ta quan sát thấy biến bất ổn bình phương có ý nghĩa dương mô hình dài hạn (cột 3), hỗ trợ mối quan hệ phi tuyến độ bất định đầu t Sarkar (2000) Sarkar (2000) đề xuất mối quan hệ phi tuyến bất định FDI độ bất định cao thay đổi xác suất ngưỡng đầu tư gây đạt trước ngày cụ thể Biến tương tác độ bất ổn biến nhị phân cho khủng hoảng tiêu cực đáng kể mô hình LR (tức mô hình nhị phân cho mô hình '97 -'06), nh ưng cho mô hình SR ('97 -'98) Điều hàm ý tác động tiêu cực bất ổn (nghĩa tăng giá trị chờ đợi bất định tăng lên theo lý thuyết lựa chọn thực tế đề xuất) liên tục cần hiểu kết hợp với ảnh hưởng khủng hoảng Giải thích hỗ trợ hệ số ước tính ước tính biến số khủng hoảng, điều có ý nghĩa mô hình LR 10 Chúng đánh giá cao đề xuất trọng tài B.-S Lee, B.S Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603 597 Bảng Kết ước lượng mô hình biến giả với biến bất ổn không bao gồm tỷ lệ tỷ giá (biến phụ thuộc FDI_REAL) Variable VOLATILITY Model1: Long Run Effect1 0.549 0.0986 Model1: Short Run Effect 0.164 0.3411 VOLATILITY^2 CRISIS97_06 1.878 0.0378 CRISIS97_06*VOLATILITY −0.670 0.0351 CRISIS97_98 CRISIS97_98*VOLATILITY EXPORT IMPORT OPENNESS STRIKE_RATIO CGDP TAX_DIFF WAGE_DIFF KOSPI GS BIT N R Model2: Long Run Effect −1.384 Model2: Short Run Effect −0.700 0.0195 0.489 0.0008 2.416 0.0067 0.4841 0.192 0.3942 −1.124 0.0012 1.927 0.2516 1.533 0.4186 −1.665 0.234 −1.390 0.3625 −0.624 0.4103 0.449 0.3615 0.003 0.7663 −0.826 0.355 0.628 0.2506 0.002 0.8057 −0.465 0.564 0.292 0.5755 −0.001 0.9142 −0.764 0.4087 0.61 0.2717 0.002 0.7666 −0.002 0.0238 0.643 0.0176 0.019 0.3124 0.02 0.5341 0.292 0.2068 0.452 0.0019 0.13 0.0575 150 0.55 (0.33) −0.003 0.022 0.635 0.073 0.02 0.2756 0.052 0.1654 0.371 0.0015 0.626 0.00 0.181 0.00 150 0.53 (0.32) −0.002 0.024 0.624 0.0538 0.019 0.3113 0.025 0.487 0.16 0.4986 0.495 0.0042 0.127 0.0543 150 0.55 (0.35) −0.002 0.0196 0.616 0.1044 0.02 0.2742 0.053 0.1717 0.262 0.1572 0.622 0.00 0.173 0.00 150 0.53 (0.32) Ghi chú: Hằng số không trình bày R2 đề cập đến nhóm (tổng thể) R2 Sự biến động tính sigma^2 từ ước tính GARCH Giá trị P theo hệ số dựa sai số tiêu chuẩn hiệu không liên quan đến hiệu suất Hằng số không hiển thị Để điều tra mối liên hệ phi tuyến đầu tư bất định tương lai, bao gồm biến số bất ổn tỷ biến tỷ giá hối đoái mô hình biến giả, có kết ước tính trình bày Bảng Chúng thấy ảnh hưởng bất ổn gia tăng dường ảnh hưởng đến hành vi đầu tư MNEs theo thời gian yếu tố quan trọng biến tương tác mô hình hiệu LR (tức cột 3) Các kết hỗ trợ phi tuyến tính mối quan hệ đầu tư bất định mô hình hiệu LR (cột 3) Hệ số co giãn biến VOLATILITY có ý nghĩa xem xét độ không đảm bảo này, với biến số VOLATILITY^2, mô hình xác định Điều ngụ ý bất ổn phải hiểu rõ mối quan hệ phi tuyến FDI bất định Các kết cho thấy phi tuyến tính mối quan hệ đầu tư bất định cần phải giải thích với số thời gian, xem xét thực tế việc thực đầu tư nước thường thời gian Thêm vào đó, lưu ý biến tỷ giá hối đoái ý nghĩa mô hình xem xét Bảng 811 598 B.-S Lee, B.S Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603 Bảng Kết ước lượng mô hình biến giả thay đổi với biến động mức độ tỷ giá (biến phụ thuộc FDI_REAL) Variable Model1: Long Run Effect Model1: Short Run Effect Model2: Long Run Effect Model2: Short Run Effect EXRATE_N (Exchange rate level) VOLATILITY 0.026 0.8645 0.539 0.1108 0.167 0.1674 0.179 0.3117 0.071 0.618 0.193 0.1262 −0.876 0.3807 0.235 0.3006 CRISIS97_06 1.863 0.0361 −1.480 0.03 0.506 0.0013 2.394 0.0066 CRISIS97_06*VOLATILITY −0.652 0.0574 −1.091 0.0037 VOLATILITY^2 CRISIS97_98 2.809 0.105 2.467 0.194 CRISIS97_98*VOLATILITY −2.463 0.106 −2.252 0.166 EXPORT IMPORT OPENNESS STRIKE_RATIO CGDP TAX_DIFF WAGE_DIFF KOSPI GS BIT N R −0.613 0.3967 0.442 0.3551 0.003 0.7687 −0.777 0.3608 0.589 0.2664 0.002 0.8004 −0.427 0.58 0.268 0.6041 0.00 0.9759 −0.694 0.433 0.561 0.2975 0.003 0.7546 −0.002 0.0054 0.676 0.0438 0.019 0.3131 0.019 0.6003 0.298 0.1744 0.454 0.0013 0.129 0.0704 150 0.56 (0.34) −0.002 0.0215 0.766 0.0596 0.021 0.2421 0.048 0.1902 0.448 0.0002 0.667 0.00 0.185 0.00 150 0.54 (0.32) −0.002 0.0068 0.714 0.0394 0.019 0.3067 0.022 0.5795 0.172 0.4431 0.504 0.0027 0.124 0.0737 150 0.56 (0.35) −0.002 0.0194 0.762 0.0659 0.021 0.2383 0.048 0.2069 0.326 0.0529 0.669 0.00 0.176 0.00 150 0.54 (0.33) Ghi chú: Hằng số không trình bày R2 đề cập đến nhóm (tổng thể) R2 Sự biến động tính sigma^2 từ ước tính GARCH Giá trị P theo hệ số dựa sai số tiêu chuẩn hiệu không liên quan đến hiệu suất Hằng số không hiển thị 5.5 Một điều tra vai trò tỷ giá Ở bước sơ bộ, kiểm tra thay đổi cấu trúc mô hình sử dụng biến tỷ giá Kết kiểm định Chow Bảng ủng hộ mạnh mẽ thay đổi c cấu mô hình hai nhóm lựa chọn biến phụ thuộc biến tỷ giá hối đoái Trong trường hợp bất ổn tỷ giá, ước tính mô hình hai nhóm sử dụng liệu tỷ giá hối đoái Tương tự trường hợp bất ổn tỷ giá, kết ước lượng mô hình FDI thực tế, báo cáo Bảng 10, hỗ trợ hành vi đầu tư MNEs thay đổi sau khủng hoảng Hơn nữa, kết 11 Chúng kiểm tra tác động độ trễ tỷ giá hối đoái (tức mức độ) cách bao gồm khác biệt tỷ giá biến bình phương Tuy nhiên, biến số có ý nghĩa mức thông thường Thống kê Chi-square (2) 0.02, từ chối giá trị giả thuyết H0 hai định mức tài Để tiết kiệm không gian, không báo cáo kết ước lượng chi tiết, có sẵn từ tác giả B.-S Lee, B.S Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603 599 Bảng Kết kiểm tra Chow thay đổi cấu thông số trước sau khủng hoảng tài 1997 (dữ liệu tỷ giá hối đoái) Tỷ giá FDI thực dạng biến phụ thuộc Tỷ lệ FDI GDP_Hàn Quốc dạng biến phụ thuộc 2 χ (13)= χ (13)= 2 48.35 p>χ 102.63 p>χ = 0.000 = 0.000 Tỷ giá thực 2 χ (13)= χ (13)= 2 42.06 p>χ 102.52 p>χ Ghi chú: Phương trình hồi quy bao gồm biến mức tỷ giá (như EXRATE_N EXRATE_REAL), GS, KOSPI, XUẤT, NHẬP KHẨU, OPENNESS, STRIKE_RATIO, WAGE_DIFF, TAX_DIFF, CGDP, BIT bi ến tương tác biến hồi quy nhóm giả Tỷ giá danh nghĩa ngụ ý mối quan hệ phi tuyến tỷ giá FDI Hình thức bậc hai biến có ý nghĩa mức biểu thông thường sau khủng hoảng (cột 4) Kết với việc sử dụng bất ổn tỷ giá hối đoái danh nghĩa (EXRATE_N^2) bất ổn tỷ giá thực (EXRATE_REAL^2) Giả thuyết giàu có (Froot Stein, 1991) cho thấy quốc gia bị ảnh hưởng chênh lệch giá trị đồng tiền quốc gia từ giá trị cân thu hút nhiều đầu tư nước Do thị trường tài toàn cầu không hoàn hảo có chênh lệch giá cả, lý thuyết cho việc đánh giá đồng tiền nước làm tăng khả thương lượng MNEs so với đối thủ địa phương Thực tế, nhiều doanh nghiệp nợ nần Hàn Quốc bị rắc rối khoản nghiêm trọng sau khủng hoảng chủ yếu lãi suất thị trường tăng cao theo chế độ IMF giảm tin tưởng người tiêu dùng (Kawai, 2000) Một giải thích khác theo hướng tiêu cực bất ổn tỷ giá hối đoái danh nghĩa (EXRATE_N^2) bất ổn tỷ giá thực (EXRATE_REAL^2) biến đại diện cho bất ổn tỷ lệ hối đoái Sau đó, kết phù hợp với điều quan sát biện pháp khác bất ổn tỷ VOLATILITY_SDM.12 Trong Bảng 11, báo cáo kết ước lượng cho mô hình giả định khủng hoảng cách sử dụng liệu mức tỷ giá hối đoái.13 Kết ước tính số thật thú vị mối quan hệ chuyển động tỷ giá (mức độ) dòng chảy FDI Trái ngược với mô hình hai nhóm liệu, tỷ giá hối đoái (cả danh nghĩa, EXRATE_N, thực, EXRATE_REAL) trở nên quan trọng 'trong suốt' khủng hoảng (cột 4) Điều cho thấy suy giảm mạnh mẽ giá trị đồng Won Hàn Quốc thu hút FDI thời gian khủng hoảng Các biến tỷ giá ý nghĩa vào cuối năm 2006 (các cột 3) Điều liên tục việc đo lường mức độ tỷ giá (i.e., bao gồm danh nghĩa, EXRATE_N, thực, EXRATE_REAL) Kết phù hợp với giả thuyết bán tống bán tháo FDI Krugman (1998) Aguiar Gopinath (2005) Lý thuyết cho quốc gia chịu chênh lệch tỷ giá hối đoái gây gia tăng đầu tư nước Điều thú vị giá dường ảnh hưởng đến dòng chảy FDI mà tác động xung quanh, yếu tố không xác định biến tương tác tỷ giá hối đoái mô khủng hoảng Kết ý nghĩa để xác định mô hình Biến số biến giả khủng hoảng có mức ý nghĩa 5% ngắn hạn (cột 2), mức 10% vào cuối năm 2006 (cột 1) Điều cho thấy hiệu ứng giảm dần khủng hoảng mà gần kết thúc vào cuối năm 2006 Điều nghĩa 12 Để kiểm tra tính hiệu kết chúng tôi, tiến hành ước lượng sử dụng FDI GDP Hàn Quốc dạng biến phụ thuộc với vector biến hồi quy Kết ước lượng tương tự Bảng 10 mức ước tính hệ số ước tính biến số tỷ giá giảm Để tiết kiệm không gian, không báo cáo kết 13 Chi phí RE so với mô hình FE để hạn chế 'tất cả' biến độc lập để không tương quan với υi Russ (2007) vấn đề nội sinh xảy mối quan hệ tỷ giá - FDI khung cân chung Mặc dù mô hình phần lớn dựa mô hình cân phần, kiểm tra tính hợp lệ ước tính theo hai cách sau Đầu tiên, liên quan đến tương quan biến hồi quy tính không đồng cá thể, Mundlak (1978), bổ sung Chamberlain (1984), gợi ý mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên có tương quan (RE) Chúng không nhận thấy biến bị bỏ qua theo thời gian đáng kể mô hình ước lượng khác Thứ hai, tiến hành ước tính cách sử dụng biến số công cụ phép tính nội sinh biến hồi quy phương trình Có hai bước cho cách tiếp cận biến đổi công cụ Thứ nhất, khác biệt tất biến phương trình để loại bỏ tính không đồng Thứ hai, tạo biến số hệ thống để tránh thiên lệch nội sinh (Arellano, 2003; Wooldridge, 2002) Các ước tính tổng thể hỗ trợ kết chúng tôi, mức độ biểu thống kê tỷ giá hối đoái trở nên mạnh mẽ số thống kê biến tỷ giá biến động giảm xuống 600 B.-S Lee, B.S Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603 Bảng 10 Kết ước lượng mô hình hai nhóm sử dụng tỷ giá hối đoái (biến phụ thuộc FDI_Real) Biến số Trước khủng hoảng Sau khủng hoảng EXRATE_N 0.045 −0.038 0.8367 0.8078 0.116 −0.025 0.4117 0.0691 EXRATE_N^2 EXRATE_REAL EXRATE_REAL^2 EXPORT Trước khủng hoảng Sau khủng hoảng 0.06 −0.08 0.7465 0.6634 0.081 −0.028 0.5055 0.0846 −2.164 0.152 −2.204 0.153 0.0123 0.0824 0.01 0.0767 0.044 −0.444 0.071 −0.443 0.9646 0.3324 0.9429 0.3282 OPENNESS −0.004 0.7798 −0.055 0.6342 −0.015 0.4224 −0.048 0.6695 STRIKE_RATIO 0.001 0.345 0.001 0.345 0.3009 0.1958 TAX_DIFF −0.005 0.2275 −0.015 0.5391 −0.005 0.2251 WAGE_DIFF −0.018 0.035 −0.018 0.55 0.6991 0.5583 0.6748 0.154 −0.459 0.0771 0.095 −0.033 0.229 −0.095 −0.244 0.4466 0.1561 0.2153 0.0165 0.276 0.376 0.0786 0.0052 IMPORT IP BIT GS −0.01 0.534 0.038 Time Effects Yes Yes Yes Yes N 100 48 100 48 0.34(0.33) 0.47(0.47) 0.34(0.33) 0.47(0.47) R Ghi chú: R2 thể toàn nhóm (tổng thể) hệ số xác định Giá trị P theo hệ số dựa sai số tiêu chuẩn hiệu không liên quan đến hiệu suất Hằng số không hiển thị sai lệch tỷ yếu tố định FDI có hiệu ngắn hạn, trái với ảnh hưởng liên tục bất ổn tỷ giá thảo luận phần 5.4 Kết mức độ ảnh hưởng khủng hoảng tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đến dòng chảy FDI không độc lập (nghĩa không thông qua thuật ngữ tương tác) mà theo hướng ngược lại Tỷ giá hối đoái có tác động chiều đến FDI ngắn hạn, cho thấy giá đồng won năm 1997-98 thu hút FDI Ngược lại, lần khủng hoảng lại có ảnh hưởng ngược chiều Dòng chảy FDI thực tế kết ròng hai lực bù đắp Kết cung cấp đầu mối cho thấy khả phát ảnh hưởng tỷ giá FDI ước lượng nhóm Tóm tắt kết luận Trong báo này, xem xét lại vai trò bất ổn tỷ giá mức độ việc xác định khoản đầu tư doanh nghiệp đa quốc gia (MNE) sử dụng số liệu Hàn Quốc, trải qua khủng hoảng tài nghiêm trọng vào khoảng năm 1997 Kinh nghiệm Hàn Quốc độc đáo chỗ, sau khủng hoảng tài chính, Hàn Quốc trải qua giá đáng kể đồng tiền với gia tăng đáng kể biến động Như vậy, kinh nghiệm Hàn Quốc cung cấp môi trường thực tế để kiểm tra lại vai trò hai gồm bất ổn tỷ giá mức độ việc xác định đầu tư trực tiếp nước Với chứng khác nghiên cứu trước, đặc biệt quan tâm đến việc xác định chứng thực nghiệm mạnh mẽ mối quan hệ FDI biến tỷ giá Với chứng mạnh mẽ thay đổi cấu năm 1997, sử dụng hai mô hình thực nghiệm để giải thay đổi cấu: mô hình hai nhóm liệu mô hình biến giả khủng hoảng Chúng sử dụng hai biện pháp cho FDI: giá trị FDI tỷ trọng so với GDP Đối với bất ổn tỷ giá, sử dụng liệu quan sát (nghĩa di chuyển độ lệch chuẩn trung bình) dự báo dựa mô hình GARCH B.-S Lee, B.S Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603 601 Bảng 11 Kết ước tính mô hình mô khủng hoảng cách sử dụng mức tỷ giá (biến phụ thuộc FDI_REAL) Biến số Model1: Tác động dài hạn Model2: Tác động ngắn hạn EXRATE_N 0.962 0.4737 9.029 0.0861 0.421 0.8858 2.049 0.0505 CRISIS97_06 CRISIS97_06*EXRATE_N Model1’: Tác động dài hạn 9.109 0.1016 CRISIS97_98 − 8.933 0.0301 CRISIS97_98*EXRATE_N − 1.383 0.7629 EXRATE_REAL −8.886 0.0315 0.465 0.6189 1.093 0.7504 CRISIS97_06 CRISIS97_98*EXRATE_REAL EXPORT Model2’: Tác động ngắn hạn 1.741 0.0382 −1.016 0.8451 −2.72 0.7075 3.949 0.3093 − 5.22 0.5259 6.845 0.1394 −2.823 0.6942 4.024 0.2977 −5.469 0.5091 6.891 0.1414 OPENNESS −0.024 0.5906 − 0.098 0.0296 −0.024 0.5798 −0.094 0.0324 STRIKE_RATIO −0.01 0.1413 4.171 0.6097 0.249 0.1384 0.275 0.4573 4.998 0.0226 2.979 0.0874 0.196 0.6036 152 0.31(0.21) − 0.009 0.2031 0.942 0.9093 0.261 0.1236 0.574 0.1654 7.194 0.0093 5.614 0.0048 1.075 0.0145 152 0.31(0.20) −0.01 0.1107 4.043 0.6107 0.246 0.1395 0.275 0.4398 4.864 0.0256 2.926 0.0839 0.195 0.5931 152 0.31(0.21) −0.01 0.1769 0.533 0.945 0.257 0.1269 0.534 0.1872 6.973 0.0109 5.393 0.0068 1.104 0.0143 152 0.31(0.20) IMPORT CGDP TAX_DIFF WAGE_DIFF KOSPI GS BIT N R Ghi chú: R2 thể toàn nhóm (tổng thể) hệ số xác định Giá trị P theo hệ số dựa sai số tiêu chuẩn hiệu không liên quan đến hiệu suất Hằng số không hiển thị Những kết luận tóm tắt sau Thứ nhất, hành vi nhà đầu tư nước Hàn Quốc thay đổi sau khủng hoảng năm 1997 Các hệ số biến số tỷ giá (tức bất ổn mức độ) có ý nghĩa sau khủng hoảng, không đáng kể trước khủng hoảng Sự thay đổi FDI để đáp ứng bất ổn tỷ giá mạnh mẽ, mức tỷ giá hỗn hợp Sự phát triển gần lý thuyết FDI dựa lý thuyết lựa chọn thực hàm ý MNEs xem xét giá trị trỉ hoãn đầu tư bất định trình định Thứ hai, thời gian tác động bất ổn tỷ giá mức độ FDI khác Sự tương tác biến giả khủng hoảng bất ổn tỷ giá quan trọng thời gian dài, tương tác biến giả mức tỷ giá hối đoái ý nghĩa ngắn hạn lâu dài Tuy nhiên, mức tỷ giá có ý nghĩa ngắn hạn Điều ngụ ý hiệu bất ổn tỷ giá FDI liên tục, sai lệch mức độ tạm thời, cho thấy MNEs xem bất ổn yếu tố định "tổng quát" việc đầu tư nước không cân đối mức tỷ giá 602 B.-S Lee, B.S Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603 Thứ ba, ước tính hỗ trợ phi tuyến mối liên hệ bất định đầu tư, đề xuất Sarkar (2000) Darby et al (1999) Chúng nhận thấy có chứng mạnh mẽ phi tuyến bất định FDI, tương tự Jeanneret (2007) Việc tìm phi tuyến tương phản với tài liệu có dựa vào mối quan hệ tuyến tính Tuy nhiên, phù hợp với phát triển gần lý thuyết đầu tư tùy chọn, cho thấy mối quan hệ phức tạp bất định đầu tư Ý tưởng lý thuyết hiệu bất ổn đầu tư khác MNEs xem xét trạng thái dự án (ví dụ, kiệt giá quyền chọn cao giá quyền chọn), giá trị lại dự án, mức độ đầu tư giá trị chờ đợi v.v… Nghiên cứu ủng hộ lập luận phi tuyến làm sáng tỏ lý tài liệu cho thấy kết hỗn hợp mối quan hệ biến số tỷ giá FDI Lời cảm ơn Chúng xin cảm ơn biên tập, Charles Cao, hai trọng tài ẩn danh tạp chí gợi ý nhận xét họ Các nhận xét trọng tài hữu ích để cải thiện dự thảo ban đầu Tiến sĩ Min trân trọng hỗ trợ tài từ Quỹ nghiên cứu Đại học Griffith Các phản biện trọng tài ẩn danh Tài liệu tham khảo Aguiar, M., Gopinath, G., 2005 Fire-sale foreign direct investment and liquidity crisis Review of Economics and Statistics 87 (3), 439–452 Aizenman, J., 1992 Exchange rate flexibility, volatility and patterns of domestic and foreign direct investment IMF Staff Paper 39, 890–922 Aizenman, J., Marion, N., 2004 The merits of horizontal versus vertical FDI in the presence of uncertainty Journal of International Economics 62, 125–148 Angrist, J., 2001 Estimation of limited dependent variable models with dummy endogenous regressors: Simple strategies for empirical practices Journal of Business and Economic Statistics 29 (1), 2–15 Arellano, M., 2003 Panel Data Econometrics Oxford University Press, Oxford Aybar, B., Aysun, F., 2009 Cross-border acquisitions and firm value: an analysis of emerging-market multinationals Journal of International Business Studies 40 (8), 1317–1339 Blonigen, B.A., 1997 Firm-specific assets and the link between exchange rates and foreign direct investment American Economic Review 87 (3), 447–465 Borensztein, E., Lee, J.-W., 1999 Credit allocation and financial crisis in Korea IMF Working Paper # 20 Braconier, H., Norback, P.-J., Urban, D., 2005 Multinational enterprises and wage costs: vertical FDI revisited Journal of International Economics 67, 446–470 Campa, J.M., 1993 Entry by Foreign Firms in the United States under Exchange Rate Uncertainty Review of Economics and Statistics 75, 614–622 Caves, R.E., 1989 Exchange-rate movements and foreign direct investment in the United States In: Audretsch, D.B., Claudon, M.P (Eds.), The internationalisation of U.S markets New York University Press, New York Chamberlain, G., 1984 Panel data In: Griliches, Z., M.D (Eds.), Handbook of Econometrics, vol.2 Intriligator, Amsterdam, North Holland Clark, E., 1997 Valuing political risk Journal of Money and Finance 16 (3), 477–490 Corsetti, G., Pesenti, P., Roubini, N., 1999 Paper tigers? A model of the Asian crisis European Economic Review 43, 1211–1236 Cushman, D.O., 1985 Real exchange rate risk, expectations, and the level of direct investment Review of Economics and Statistics 67, 297–308 Cushman, D.O., 1988 Exchange-rate uncertainty and foreign direct investment in the United States Weltwirtschaftliches Archiv 124, 322–335 Darby, J., Hallett, A.H., Ireland, J., Piscitelli, L., 1999 The impact of exchange rate uncertainty on the level of investment Economic Journal 109, C55–C67 De Jong, F., de Roon, F.A., 2005 Time-varying market integration and expected returns in emerging markets Journal of Financial Economics 78, 583–613 Devereux, M.B., Engel, C., 2001 The optimal choice of exchange rate regime: Price-setting rules and internationalised production NBER Working Paper, # 6992 Dixit, A., 1989 Hysteresis, import penetration and exchange rate pass-through Quarterly Journal of Economics 104 (2), 205–228 Dixit, A., Pindyck, R., 1994 Investment under Uncertainty Princeton University Press, Princeton, NJ Dixit, A., Pindyck, R., 1995 The optimal approach to capital investment Harvard Business Review 105–115 (May/Jun) Enright, M.J., 2009 The location of activities of manufacturing multinationals in the Asia-Pacific Journal of International Business Studies 40 (5), 818–840 Evenett, S.J., 2003 The cross border mergers and acquisitions wave of the late 1990s NBER Working Paper, WP9655 Froot, K.A., Stein, J.C., 1991 Exchange Rates and Foreign Direct Investment: an imperfect capital markets approach Quarterly Journal of Economics 106, 1191–1217 Galgau, O., Sekkat, K., 2004 The impact of the single market on foreign direct investment in the European Union In: Michelis, L., Lovewell, M (Eds.), Exchange Rates, Economic Integration and the International Economy APF Press, Toronto Goldberg, L.S., Kolstad, C.D., 1995 Foreign direct investment, exchange rate volatility and demand uncertainty International Economic Review 36, 855–873 Gupta, P., Mishra, D., Sahay, R., 2007 Behavior of output during currency crises Journal of International Economics 72 (2), 428–450 B.-S Lee, B.S Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603 603 Healy, P.M., Palepu, K.G., 1993 International corporate equity associations: who, where and why? In: Froot, K.A (Ed.), Foreign direct investment University of Chicago Press, Chicago ILO Yearbook of Labor Statistics, International Labor Organisation, 1985, 1990, 2000, 2007 IMF International Financial Statistics, International Monetary Fund Itagaki, T., 1981 The theory of the multinational firm under exchange rate uncertainty Canadian Journal of Economics 14, 276–297 Jeanneret, A., 2007 Foreign direct investment and exchange rate volatility: a non- linear story, mimeo University of Lausanne, Swiss Finance Institute Kawai, M., 2000 The resolution of the East Asian crisis: financial and corporate sector restructuring Journal of Asian Economics 11, 133–168 Klein, M.W., Peek, J., Rosengren, E.S., 1994 The real exchange rate and foreign direct investment in the United States: relative wealth vs relative wage effects Journal of International Economics 36 (3–4), 373– 389 Klein, M.W., Peek, J., Rosengren, E.S., 2002 Troubled banks, impaired foreign direct investment: The role of relative access to credit American Economic Review 92 (3), 664–682 Kogut, B., Chang, S.J., 1996 Platform investment and volatile exchange rate Review of Economics and Statistics 78, 221–231 Korea Securities Supervisory Board, 1997 Capital Market Yearly Statistics Korea Securities Supervisory Board Korea Trade Association, Trade Statistics, 1985, 1990, 2000, 2007 Krugman, P., 1998 Fire-sale FDI paper presented for NBER Conference on Capital Flows to Emerging Markets, February 20–21; MIT mimeograph Lee, H.K., 1994 Foreign Direct Investment and Investment Policy (in Korean) Korea Development Institute, Seoul Korea Min, Byung S., 2006 Trade and foreign direct investment patterns in the Republic of Korea in the aftermath of the 1997 financial crisis Asia-Pacific Trade and Investment Review (1), 3–24 Mundell, R.A., 1957 International trade and factor mobility American Economic Review 47, 321–355 Neumayer, E., Spess, L., 2005 Do bilateral investment treaties increase foreign direct investment to developing countries World Development 33 (10), 1567–1585 Pindyck, R.S., 1998 Irreversible investment, capacity choice, and the value of the firm American Economic Review 78, 969–985 Pulvino, T.C., 1998 Do asset fire sales exist?.An empirical investigation of commercial aircraft transaction Journal of Finance 53, 939–978 Ray, E.J., 1989 The Determinants of foreign direct investment in the United States: 1979–1985 In: Feenstra, R (Ed.), Trade Policies for International Competitiveness University of Chicago Press, Chicago Rivoli, P., Salorio, E., 1996 Foreign direct investment under uncertainty Journal of Business Studies 335–357 (Second Quarter) Rossi, S., Volpin, P.F., 2005 Cross-country determinants of mergers and acquisitions Journal of Financial Economics 74 (2), 277–304 Russ, K.N., 2007 The endogeneity of the exchange rate as a determinant of FDI: A model of entry and multinational firms Journal of International Economics 71 (2), 344–372 Sarkar, S., 2000 On the investment-uncertainty relationship in a real option model Journal of Economic Dynamics and Control 24, 219–225 Swenson, D.L., 1994 Impact of U.S tax reform on foreign direct investment in the United States Journal of Public Economics 54 (2), 243–266 Taylor, A.M., Taylor, M.P., 2004 The purchasing power parity debate NBERWorking Paper #10607 Tcha, M., 1998 Labour disputes, factor intensity and direct foreign investment – the experience of Korea in transition Economic Development and Cultural Change 46, 305–328 Tobin, J., Rose-Ackerman, S., 2005 Foreign direct investment and the business environment in developing countries: The impact of bilateral investment treaties Yale Law School Center for Law, Economics and Public Policy Research Paper # 293 Tobin, J Rose-Ackerman, S., 2006 Bilateral investment treaties: Do they stimulate foreign direct investment? Yale Law School Center for Law, mimeo Wooldridge, J.M., 2002 Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data MIT Press, Cambridge Zhang, L.H., 2004 European integration and foreign direct investment In: Tsoukis, C., Agiomirgianakis, G.M., Biswas, T (Eds.), Aspect of Globalisation: Macroeconomic and Capital Market Linkages in the Integrated World Economy ... 586–603 587 Các nghiên cứu tỉ giá FDI chủ yếu tập trung vào đầu tư Nhật Bản công ty đa quốc gia Mỹ Mỹ châu Âu, sử dụng tỷ giá bất ổn tỷ giá Tuy nhiên, nghiên cứu lý thuyết thực nghiệm dòng FDI cho... FDI tạo tỷ giá hối đoái thả tỷ giá hối đoái cố định, cụ thể công ty định giá đầu t đồng nội tệ Điều với thực tế chế độ tỷ giá thả nói chung kích thích sản xuất, bao gồm chi nhánh công ty đa quốc. .. loại biến FDI: giá trị FDI (FDI_ REAL) tính logarithm tự nhiên FDI danh nghĩa (đô la Mỹ) chuyển đổi năm 1995 với giá trị không đổi, tỷ trọng FDI quốc gia (i) vào GDP Hàn Quốc (FDI_ GDPK), đo FDI (i)/GDP