Tiểu luận môn tài chính quốc tế paper 3 tỷ giá hối đoái và chiến lược FDI của các công ty đa quốc gia

MƠN: TÀI CHÍNH QUỐC TẾ PAPER TỶ GIÁ HỐI ĐỐI VÀ CHIẾN LƯỢC FDI CỦA CÁC CƠNG TY ĐA QUỐC GIA GVHD : TS NGUYỄN HỮU TUẤN Lớp : Tài K19 VB2 Nhóm thực hiện : NHĨM ĐẶNG THỊ LỰC CAO THÚY HƯỜNG VÕ THỊ PHƯƠNG THÚY TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ CHIẾN LƯỢC FDI CỦA CÁC CÔNG TY ĐA QUỐC GIA Bong – Soo Lee, Byung S.Min Giới thiệu Các nghiên cứu trước khoản đầu tư xuyên biên giới công ty đa quốc gia (MNEs) bị ảnh hưởng độ bất ổn tỷ giá hối đối Tuy nhiên, có nhiều quan điểm mối tương quan tỷ giá hối đoái độ bất ổn việc xác định đầu tư trực tiếp nước ngồi (FDI) Trong paper này, chúng tơi xem xét lại mối tương quan mức tỷ giá độ bất ổn tỷ giá hối đoái việc xác định FDI thông qua việc sử dụng liệu FDI Hàn Quốc Hàn Quốc trải qua khủng hoảng tài nghiêm trọng vào khoảng năm 1997, phần khủng hoảng tài Châu Á, dẫn tới giá đáng kể đồng nội tệ so với ngoại tệ quan trọng gia tăng đáng kể độ bất ổn tỷ giá hối đoái Theo khuyến nghị IMF, Hàn Quốc chuyển sang chế độ tỷ giá hối đoái thả loại bỏ hầu hết hạn chế đầu tư nước Sau khủng hoảng, tầm quan trọng FDI tăng đáng kể Dòng vốn FDI tăng từ 997,7 triệu đô la Mỹ/năm (439,4 dự án) trước khủng hoảng (1981-1996) lên 10,9 tỷ đô la Mỹ/năm (2,687 dự án) sau khủng hoảng (1997-2006) Cụ thể, tỷ trọng FDI GDP năm 1998 tăng từ 0,3% (trước khủng hoảng) lên 3,4% (sau khủng hoảng) Với phát triển này, Hàn Quốc xem mơi trường điển hình cho việc xem xét lại vai trò mức tỷ giá độ bất ổn tỷ giá hối đoái thay đổi nguồn vốn FDI cách so sánh mối tương quan trước sau khủng hoảng tài Các nghiên cứu tỷ giá hối đoái FDI sử dụng mức tỷ giá độ bất ổn tỷ giá hối đoái chủ yếu tập trung vào khoản đầu tư công ty đa quốc gia Nhật Bản Hoa Kỳ thị trường Hoa Kỳ EU Tuy nhiên, lý thuyết nghiên cứu thực nghiệm FDI tạo hỗ trợ không đồng cho liên kết độ bất ổn tỷ giá FDI (Blonigen 1997) Ba báo cáo nghiên cứu Froot Stein (1991), Kogut Chang (1996) Blonigen (1997) phân tích FDI Nhật Bản Hoa Kỳ năm 1980 Cả Froot Stein (1991) Blonigen (1997) phân tích vai trị tỷ giá hối đoái thực Froot Stein sử dụng liệu tổng hợp, đó, Blonigen sử dụng liệu theo ngành Kogut Chang (1996) phân tích đầu tư doanh nghiệp điện tử Nhật Bản Hoa Kỳ Các kết mang tính ước lượng Caves (1989), Swenson (1994) Klein cộng (1994) ủng hộ đề xuất dịng vốn FDI thúc đẩy thơng qua giảm giá đồng nội tệ, nghiên cứu Ray (1989) Healy Palepu (1993) không ủng hộ đề xuất Cushman (1985, 1988), Goldberg Kolstad (1995) Zhang (2004) ủng hộ lý thuyết cho độ bất ổn tỷ giá kích thích FDI Mỹ nước Ngược lại, Galgau Sekkat (2004) nhận thấy độ bất ổn tỷ giá hối đối EU gây cản trở đến dịng vốn FDI Các nghiên cứu FDI Hàn Quốc tập trung vào yếu tố mang tính định thông thường thương mại (Min, 2006; Lee, 1994) đình cơng lương (Tcha, 1998) Aguiar Gopinath (2005) Pulvino (1998) phân tích FDI số nước châu Á sau khủng hoảng tập trung chủ yếu vào ảnh hưởng tính khoản thương vụ mua lại mà khơng tính đến biến số tỷ giá Trái ngược với nghiên cứu trước, tập trung vào tác động độ bất ổn tỷ giá hối đoái FDI kinh tế phát triển kinh tế mở - nhỏ, đặc biệt ý đến tác động khủng hoảng tài năm 1997 sử dụng phân tích liệu bảng mở rộng Dựa chứng khác nghiên cứu trước, chúng tơi nỗ lực để tìm chứng thực nghiệm xác đáng mối quan hệ FDI biến số tỷ giá Trong tác động độ bất ổn tỷ giá hối đoái tác động lên định đầu tư doanh nghiệp đa quốc gia (MNEs) nghiên cứu, paper khác với nghiên cứu ba quan điểm sau Thứ nhất, độ bất ổn tỷ điều tra báo cáo sách bất ngờ hay rào cản thương mại gây Hầu hết nghiên cứu cho tỷ giá hối đoái có tính chất nội sinh chức cung tiền tương đối quốc gia nguồn nước tiếp nhận (Aizenman, 1992; Devereux Engel, 2001; Goldberg Kolstad, 1995; Russ, 2007) Giả định cho phép nhà nghiên cứu đưa hiệu ứng thứ cấp bao gồm cú sốc thay đổi cung tiền Ngược lại, cú sốc paper phần lớn tự tin nhà đầu tư quốc tế khủng hoảng tài khu vực Châu Á Kawai (2000) nêu nguyên nhân khủng hoảng tài Châu Á dẫn đến việc tăng nhanh nguồn vốn khu vực Do đó, báo cáo chúng tơi tập trung vào hiệu ứng bậc hiệu ứng thứ cấp (ví dụ: nhu cầu tiêu dùng) khơng có ước tính thiên vị liên quan đến biến nội sinh Thứ hai, nghiên cứu mối quan hệ tỷ giá hối đối FDI phần lớn nói trường hợp Hoa Kỳ Nghiên cứu xem xét vấn đề cho kinh tế mở - nhỏ Các tài liệu FDI kinh tế có xu hướng tập trung vào việc hội nhập theo chiều dọc dựa khuôn khổ sở hữu truyền thống - địa điểm - nội hoá tác động FDI kinh tế nước sở (như Braconier cộng sự, 2005; Enright, 2009; Aybar and Aysun, 2009) Thứ ba, điều tra tác động bất ổn tỷ giá định đầu tư công ty đa quốc gia so sánh hai mẫu nhỏ: trước (hoặc theo sách tỷ giá cố định) sau khủng hoảng tài (hoặc theo sách tỷ giả thả nổi) Với chứng rõ ràng thay đổi cấu năm 1997, sử dụng hai mơ hình thực nghiệm để đề cập đến thay đổi cấu: mơ hình hai nhóm mơ hình biến giả Chúng tơi sử dụng hai kiểu đo lường FDI: mức FDI tỷ lệ GDP Đối với độ bất ổn tỷ giá, sử dụng liệu quan sát (nghĩa di chuyển sai số chuẩn trung bình) dự báo dựa GARCH Chúng thấy hoạt động nhà đầu tư nước Hàn Quốc thay đổi sau khủng hoảng năm 1997 Mặc dù biến số tỷ giá (tức độ bất ổn mức tỷ giá) có ảnh hưởng đáng kể đến FDI trước khủng hoảng, có tác động độ bất ổn tỷ giá cịn trì mạnh mẽ Điều phù hợp với lý thuyết quyền chọn thực phát triển gần với nội dung công ty đa quốc gia xem xét giá trị khơng chắn q trình định Hơn nữa, thấy thời gian tác động mức tỷ giá độ bất ổn tỷ giá lên FDI khác ảnh hưởng độ bất ổn tỷ giá FDI bền vững, xê dịch mức tỷ giá tạm thời Trái ngược với tài liệu tại, có chứng xác đáng phi tuyến mối quan hệ không chắn đầu tư Kết phù hợp với phát triển gần lý thuyết đầu tư quyền chọn làm sáng tỏ lý tài liệu cho thấy kết phức hợp mối quan hệ biến số tỷ giá FDI Paper tổ chức sau Trong Phần 2, xem xét lại tài liệu để đưa lý thuyết thực nghiệm Trong Phần 3, chúng tơi trình bày mơ hình thực nghiệm chúng tơi có tính đến thay đổi cấu tiềm năng: mơ hình hai nhóm mơ hình biến giả Trong Phần 4, mô tả liệu nguồn liệu Trong Phần 5, chúng tơi trình bày thảo luận kết thực nghiệm Trọng tâm kiểm tra vững mạnh phát quan trọng Chúng kết luận Phần Các lý thuyết thực nghiệm 2.1 Độ bất ổn tỷ giá FDI Các dự báo mang tính lý thuyết tác động độ bất ổn tỷ giá dòng FDI đa dạng Dixit Pindyck (1994, 1995), Pindyck (1998), Campa (1993) Rivoli Salorio (1996) cho giá trị thay đổi quyền chọn thực xuất phát từ bất trắc kinh tế thị trường tài động lực thúc đẩy FDI Một ý nghĩa lý thuyết là: công ty đa quốc gia - dựa vào chi phí chìm chi phí cố định nước sở - giữ lại FDI không chắn việc tỷ giá tăng lên độ bất ổn tỷ giá dẫn đến không chắn khả thu hồi vốn, làm tăng giá trị nguồn FDI trì hỗn Lý luận dựa lý thuyết quyền chọn có giá trị cơng ty đa quốc gia trung lập có nguy rủi ro chi phí chìm yếu tố định giá trị lựa chọn việc nắm giữ đầu tư Ngược lại, Devereux Engel (2001) cho dòng FDI dễ dàng xâm nhập sách tỷ giá thả thay sách tỷ giá cố định, đặc biệt doanh nghiệp đầu tư vào đồng nội tệ Điều phù hợp với thực tế chế độ thả thường kích thích sản xuất tất doanh nghiệp, bao gồm công ty công ty đa quốc gia Itagaki (1981) cho thấy gia tăng bất ổn tỷ giá thúc đẩy cơng ty đa quốc gia đầu tư nước cách để phòng ngừa rủi ro (bằng giá trị tài sản luồng sinh lời từ nước ngoài) chống lại giá xuống (giá trị tài sản nội địa so với nợ nước ngồi) bảng cân đối kế tốn Goldberg Kolstad (1995) cho thấy độ bất ổn tỷ giá làm tăng hiệu suất cơng ty đa quốc gia nằm nước ngồi chi phí sản xuất tương quan chiều với thu nhập từ thị trường nước Mặt khác, Aizenman Marion (2004) đề xuất công ty đa quốc gia phản ứng khác độ bất ổn tỷ giá tùy thuộc vào cú sốc thực hay danh nghĩa, mơ hình cân tổng quát Russ (2007) cho thấy phản ứng công ty đa quốc gia độ bất ổn khác tùy thuộc vào việc bất ổn phát sinh từ cú sốc nước ngồi hay nước Như đề cập trên, dự đoán tác động bất ổn tỷ giá FDI khác tùy thuộc vào giả thuyết Ảnh hưởng tiêu cực theo lý thuyết quyền chọn Dixit-Pindyck và/hoặc giả thuyết tính linh hoạt cấu trúc sản xuất Aizenman (1992) Ngược lại, tích cực theo giả định Devereux Engel (2001) định giá theo thị trường và/hoặc giả thuyết bảo vệ lợi nhuận Itagaki (1981) Mức hiệu suất nước gia tăng theo gia tăng bất ổn tỷ giá theo lý thuyết Goldberg Kolstad (1995) hoạt động nhà đầu tư nước ngồi khơng thích rủi ro Trong cịn tranh cãi mối quan hệ tuyến tính độ bất ổn tỷ giá FDI, nghiên cứu gần lại cho thấy khả tồn mối quan hệ phi tuyến Sarkar (2000) cho thấy mối quan hệ phi tuyến đầu tư không chắn với mô hình thu nhập ngẫu nhiên, ơng khơng xem xét cách rõ ràng ảnh hưởng tỷ giá hối đoái Tuy nhiên, Jeanneret (2007) cho thấy phi tuyến mang hình chữ U sau xem xét tác động độ bất ổn tỷ giá mối quan hệ cổ phiếu lựa chọn giá thực dự án Darby cộng (1999) xem xét mối quan hệ phi tuyến lập luận gia tăng bất ổn làm tăng giảm đầu tư, phụ thuộc phần lớn vào mức độ bất ổn, giá trị lại dự án chi phí hội Bên cạnh thay đổi tỷ giá hối đoái, độ bất ổn đồng Won Hàn Quốc so với đồng tiền mạnh gia tăng sau khủng hoảng phủ Hàn Quốc áp dụng chế tỷ giá hối đối thả vào cuối năm 1997 Ví dụ, độ bất ổn trung bình đồng Won so với đồng đô la Mỹ sau khủng hoảng cao gấp gần năm lần so với trước khủng hoảng (xem Bảng 1) Giả định tỷ giá hối đoái phần lớn xác định chẵn lẻ tỷ lệ lãi suất không rõ ràng, độ bất ổn gia tăng Hàn Quốc sau khủng hoảng cung cấp cho tài liệu phù hợp để điều tra mối quan hệ độ bất ổn tỷ giá FDI 2.2 Mức tỷ giá FDI Nếu thị trường khơng có rào cản thương mại biến động tỷ giá đơn giản phản ánh chênh lệch giá quốc gia, sức mua tương đương thực trì tỷ giá hối đối ảnh hưởng đến định đầu tư cơng ty đa quốc gia Có nhiều chứng thực nghiệm lại cho thấy sức mua tương đương thường giảm xuống (theo Taylor Taylor, 2004 tài liệu tham khảo) Do đó, độ bất ổn tỷ giá yếu tố định đầu tư nước Sự thay đổi mức tỷ giá ảnh hưởng đến việc định cơng ty đa quốc gia hai khía cạnh Thứ nhất, tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đến lợi nhuận kinh doanh công ty đa quốc gia lợi nhuận thu chuyển đổi sang tiền tệ quốc gia họ Thứ hai, ảnh hưởng đến yêu cầu hiệu công ty đa quốc gia so với đối thủ cạnh tranh nước để thu tài sản thể đồng nội địa Lý thuyết Froot Stein (1991), sau mở rộng Klein et cộng (2002), tập trung vào vai trò tỷ giá hối đoái tranh luận hiệu ứng tài sản Mơ hình họ ghi nhận phản ứng biến động dòng vốn quốc tế dẫn đến thay đổi tài sản tạo dao động tỷ giá Việc đánh giá tỷ giá tăng cường khả đấu giá công ty nước để mua tài sản quốc gia khác Nếu thị trường vốn không tự hồn tồn khơng cho phép kinh doanh chênh lệch giá tự do, giàu có quyền thương lượng kết làm tăng khả mua lại tài sản thể giảm giá tiền tệ Tương tự vậy, Kogut Chang (1996) cho thấy bất ổn tỷ giá yếu tố định dịng FDI Phân tích đầu tư hãng điện tử Nhật Bản vào Hoa Kỳ năm 1970 1980, họ cho hiệu việc chuyển đổi tỷ giá tăng lên cơng ty đa quốc gia có khả nghiên cứu phát triển (R & D) với lịch sử đầu tư trước họ nước sở Lý thuyết Krugman (1998), sau mở rộng Aguiar Gopinath (2005), đề xuất mô hình giải thích dịng FDI bán tống thị trường Mơ hình cho thấy doanh nghiệp có tính khoản hạn chế buộc phải bán tài sản giảm giá cho nhà đầu tư từ quốc gia có thu nhập cao Một ý nghĩa quan trọng lập luận bán phá giá thay đổi đột ngột tỷ giá từ mức cân dài hạn làm giảm tính chậm trễ đầu tư, tương tự giả thuyết FDI dựa quyền chọn thực (ví dụ Dixit Pindyck, 1994) Bảng 1: Độ bất ổn tỷ giá đồng Won so với đồng tiền mạnh khác trước sau khủng hoảng 1997 Hoa Kỳ ($) Canada ($) Nhật (Yên) Singapore ($) Đức (mark) UK (pound) Pháp (franc) Thụy Sỹ (franc) Trước khủng hoảng 11.46 11.55 0.26 9.94 18.99 62.18 5.95 25.94 (7.6) (4.1) (0.2) (5.8) (9.2) (34.1) (2.6) (12.4) Sau khủng hoảng 53.57 42.50 0.46 26.84 33.01 92.80 9.80 40.98 (57.9) (41.4) (0.4) (31.1) (27.3) (93.4) (8.3) (37.4) Lưu ý: số giá trị trung bình tỷ giá hối đối danh nghĩa sử dụng liệu hàng tháng trước khủng hoảng (1981-1996) sau khủng hoảng (1997-2006) Con số ngoặc độ lệch chuẩn Bảng 2: Bất ổn tỷ giá hối đoái đồng Won so với đồng tiền tiền mạnh trước sau khủng hoảng năm 1997 US (dollar) Tỷ giá danh nghĩa Tỷ giá thực Canada (dollar) Nhật (yen) Singapore (dollar) Đức (mark) UK (pound) Pháp (franc) Thụy Sỹ (franc) Trước khủng hoảng 776.0 609.5 5.33 422.5 411.5 1245.7 127.0 486.2 (60.5) (27.9) (1.7) (77.8) (91.7) (87.73) (20.3) Sau khủng hoảng 1152.0 824.1 9.85 682.5 639.7 1890.6 190.7 (144.4) (70.2) (1.1) (66.6) (80.8) (208.2) (24.2) Trước khủng hoảng 911.1 731.5 6.73 520.9 495.6 1336.3 152.4 569.2 (116.7) (90.9) (1.3) (40.6) (60.3) (117.7) (17.6) (81.0) Sau khủng hoảng 1051.9 725.9 7.78 564.6 548.6 1739.8 163.1 657.6 (27.9) (50.4) (1.2) (80.9) (66.9) (179.8) (20.2) (77.6) (107.3) 804.3 (100.2) Lưu ý: tỷ giá hối đoái danh nghĩa tỷ giá hối đối thực giá trị trung bình trước khủng hoảng (1981-1996) sau khủng hoảng (1997-2006) Con số ngoặc độ lệch chuẩn Đo lường tỷ giá hối đoái thực dựa số CPI Bảng cho thấy tỷ giá hối đoái đồng Won so với tất đồng tiền mạnh giới tăng lên Ví dụ tỷ giá hối đối so với la Mỹ tăng mạnh vào thời điểm bắt đầu khủng hoảng giá trị đồng Won giảm khoảng 46% vào đầu tháng năm 1998 so với mức năm 1996 Với thị trường vốn tích hợp khơng hồn hảo khắp quốc gia Jong and de Roon (2005) ra, sụp đổ giá trị đồng nội tệ (won) ngoại tệ mạnh thu hút nhiều đầu tư nước vào Hàn Quốc Chúng giả thuyết thay đổi tỷ giá hối đối tác động tích cực đến dịng FDI, khác trước sau khủng hoảng Nếu khủng hoảng khơng thể dự đốn trước, dấu hiệu hệ số tỷ giá hối đoái trước khủng hoảng tích cực điều chủ yếu lợi nhuận kinh doanh công ty đa quốc gia chuyển đổi từ ngoại tệ khấu hao Nếu kết hợp lý thuyết ảnh hưởng giàu có Froot Stein (1991) với giả thuyết bán tống Krugman (1998) có giá trị, tỷ giá hối đối xác định tỷ lệ đồng nội tệ so đồng ngoại tệ quốc gia nguồn có ý nghĩa thống kê với dấu hiệu tích cực, đặc biệt sau khủng hoảng, doanh nghiệp nội địa phải đối mặt với tình trạng thiếu tính khoản nghiêm trọng Mơ hình thực nghiệm Phân tích liệu bảng cần thiết để có ước lượng quán với diện biến bỏ qua khơng có biến số cụ thể Ngược lại với ước tính dựa vào liệu chéo liệu chuỗi thời gian, lưu ý không quan sát ảnh hưởng không thay đổi theo thời gian, yếu tố quốc gia hay hoạt động không đồng nhà đầu tư nước ngồi (khó quan sát được) ảnh hưởng đến luồng FDI Như vậy, chúng tơi sử dụng mơ hình liêu bảng để đảm bảo tồn biến không quan sát (Chamberlain, 1984; Wooldridge, 2002) phân tích chúng tơi: FDI vào Hàn quốcit = x’itβ + γEXRATEit + ξit ξit = υi + εit ; (1) Trong đó: Chỉ số i: quốc gia nguồn riêng lẻ (đơn vị chéo) số t: thời gian Tác động không quan sát υi phần dư ξit hiệu ứng cố định (fixed effect, FE) theo đơn vị chéo, biến ngẫu nhiên hiệu ứng cố định theo thời gian Thái độ thù địch thân thiện công chúng công ty đa quốc gia kinh doanh nước sở ví dụ tính khơng đồng xit biểu thị vector biến độc lập quan sát theo thời gian, ngoại trừ biến tỷ giá hối đoái, biến EXRATE, εit biểu thị sai số khác không quan sát Vì dự định xem xét thay đổi đầu tư công ty đa quốc gia Hàn Quốc trước sau khủng hoảng tài năm 1997 với dự đốn thay đổi cấu năm 1997, mở rộng mơ hình (1) theo hai cách Trước tiên, chúng tơi ước tính mơ hình (1) cho hai nhóm khác (khoảng thời gian): FDI vào Hàn Quốcit = x’itβA + γAEXRATEit + ξit , t € {G1; trước khủng hoảng,1981-1996} B (2) B FDI vào Hàn Quốcit = x’itβ + γ EXRATEit + ξit , t € {G2; sau khủng hoảng, 1997-2006} Trong biến EXRATE đại diện cho tỷ giá bất ổn tỷ giá Chúng tơi gọi mơ hình (2) mơ hình hai nhóm Một ưu điểm việc phân tích mơ hình hai nhóm chúng tơi trực tiếp so sánh thơng số ước tính trước sau khủng hoảng tài Sự mở rộng khác mơ hình (1) bao gồm biến nhị phân cho khủng hoảng tài biến tương tác EXRATE biến nhị phân này: FDI vào Hàn Quốcit = x’itβ + γEXRATEit + λDcrisis + δEXRATE × Dcrisis+ ξit D crisis= 0; t Є {1981−1996}; 1; t Є {1997−2006}; Dcrisis = 1; t Є{1997−1998}; 0; khác (3) Chúng gọi mơ hình (3) mơ hình biến giả Ưu điểm mơ hình nghiên cứu cách mà EXRATE ảnh hưởng đến FDI Một hệ số có ý nghĩa thống kê biến tương tác δ ngụ ý biến EXRATE ảnh hưởng đến dòng vốn FDI qua kiện khủng hoảng Ngược lại, ý nghĩa λ cho thấy ảnh hưởng trực tiếp kiện khủng hoảng vào dòng vốn FDI (ảnh hưởng FDI lên FDI) Một giá trị quan trọng khác mô hình (3) nghiên cứu q trình ảnh hưởng EXRATE lên FDI cách định nghĩa khác D crisis Dữ liệu Dữ liệu từ tám quốc gia có nguồn FDI lớn Hàn Quốc ba vùng khác giới: Mỹ Canada Bắc Mỹ, Nhật Bản Singapore Châu Á, Đức, Anh, Pháp Thụy Sĩ châu Âu Tỷ trọng trung bình FDI quốc gia tổng số FDI vào Hàn Quốc khoảng 76% giai đoạn lấy mẫu Hình cho thấy đầu tư Mỹ Nhật Bản dẫn đến dòng vốn FDI chảy vào, tỷ trọng Nhật Bản giảm từ năm 1980, đầu tư Mỹ dao động quanh mức 32% Để gia tăng chắn đánh giá, sử dụng hai loại biến FDI: FDI thực (FDI_REAL), đo logarit tự nhiên FDI danh nghĩa (đô la Mỹ) chuyển đổi vào năm 1995 với giá trị bất biến, tỷ trọng FDI quốc gia riêng lẻ rong GDP Hàn Quốc (FDI_GDPK), đo FDI (i) / GDP Hàn Quốc Tỷ trọng biến thúc đẩy Goldberg Kolstad (1995) , người chứng minh tỷ trọng khả sản xuất nằm thị trường nước hàm bất ổn tỷ giá hối đoái Chúng đo lường độ bất ổn tỷ giá chủ yếu hai phương pháp khác Phương pháp thứ nhất, chúng tơi dùng dao động trung bình độ lệch chuẩn độ bất ổn tỷ giá danh nghĩa với thử nghiệm khoảng thời gian hai tháng,VOLATILITY_SDM Phương pháp thứ hai, chúng tơi tính tốn phương sai dự báo từ ước tính GARCH (1,1) xoay quanh bất ổn tỷ giá Chúng tơi tính tốn độ bất ổn biến tỷ giá hối đoái để kiểm định phi tuyến mối quan hệ đầu tư không chắn Chúng sử dụng hai tỷ giá song phương khác mối tương quan với liệu không đổi Một tỷ giá danh nghĩa, EXRATE_N, tính số lượng đơn vị tiền tệ nước chủ nhà đơn vị tiền tệ quốc gia xuất Tỷ giá lại tỷ giá thực, EXRATE_REAL, đo cách điều chỉnh số danh nghĩa theo tỷ lệ tỷ giá cịn lại CPI Hình Những số thể 08 quốc gia có nguồn FDI lớn Mỹ, Pháp dòng FDI vào Hàn Quốc 08 quốc gia lớn bao gồm Mỹ, Canada, Nhật, Singapore, Đức, Anh, Pháp Thụy Sĩ Dữ liệu thu từ nhiều nguồn khác Giá trị FDI lấy từ số thể FDI la Mỹ cung cấp phủ Hàn Quốc, số CPI theo thống kê tài quốc tế (IFS), tạo Quỹ Tiền tệ Quốc tế IMF Độ bất ổn tỷ giá lấy từ trường Đại học British Columbia Bên cạnh đó, chúng tơi sử dụng số biến (kiểm sốt) thành phần xit (1) ~ (3) Thương mại hóa số từ Hiệp hội Thương mại Hàn Quốc (Thương mại Thống kê) Dữ liệu cho đình cơng lao động tính toán để nắm bắt hai yếu tố thúc đẩy lơi kéo tỷ lệ tổng số đình cơng năm (với số lượng lao động bình thường) quốc gia xuất người nước sở Tương tự, khác biệt mức lương,WAGE_DIFF, tính tỷ lệ tiền lương từ số lương thể năm liệu năm 1995 quốc gia xuất chia cho mức lương kinh tế chủ nhà Dữ liệu thô cho biến số lao động từ Niên giám thống kê lao động (YLS) xuất Tổ chức Lao động quốc tế Để kiểm soát hiệu hiệp định đầu tư song phương, BIT, dòng chảy FDI ( Tobin Rose-Ackerman, 2005, 2006; Neumayer Spess, năm 2005 , bao gồm số lượng hiệp định song phương Hàn Quốc, hiệp ước với quốc gia OECD Các vụ sáp nhập mua bán xuyên quốc gia loại hình FDI quan trọng kể từ cuối năm 1990 ( Evenett, 2003; Rossi Volpin, năm 2005 ) Cơ sở liệu bao gồm thị trường chứng khoán trở lại, đo thay đổi Chỉ số giá cổ phiếu Hàn Quốc (KOSPI), chúng thể cách sử dụng giá trị năm 1995 làm sở Rủi ro trị yếu tố định quan trọng FDI ( Clark, 1997 ) Rủi ro trị, rủi ro đầu tư quan trọng Đầu tư nước MNE, bao gồm hai số: số ổn định phủ, GS số tường thuật đầu tư, IP Các biến số kiểm soát khác bao gồm xuất Hàn Quốc sang nước xuất khẩu, EXPORT; nhập từ quốc gia xuất khẩu, IMPORT; Tổng số thương mại / GDP Hàn Quốc, OPENNESS; khác biệt tần số tranh chấp lao động,STRIKE_RATIO; Chênh lệch tiền lương nước xuất Hàn Quốc, WAGE_DIFF; GDP thực bình quân đầu người Hàn Quốc, CGDP; Và đầu cho lao động Hàn Quốc, OUTPUT Theo Swenson (1994) , bao gồm khác biệt mức thuế suất cao (cao nhất) quốc gia xuất quốc gia tiếp nhận biến số kiểm soát bổ sung, TAX_DIFF Tất liệu mang tính định nghiên cứu chuyển thành thuật ngữ thực CPI Trong Bảng 3, Chúng tơi tóm tắt định nghĩa nguồn cho tất biến sử dụng nghiên cứu Kết thực nghiệm 5.1 Kết sơ Giả thuyết H0 phân phối iid phần dư chấp nhận mức ý nghĩa thống kê 1% kiểm định Breusch-Pagan LM, kết hỗ trợ mạnh mẽ lựa chọn mơ hình có biến khơng quan sát Trong kiểm định Hausman hỗ trợ lựa chọn mơ hình hiệu ứng cố định (FE) mơ hình ngẫu nhiên (RE) tùy thuộc vào mơ hình mơ tả, Nghiên cứu lựa chọn mơ hình RE hai lý sau Thứ nhất, xem υ i yếu tố ngẫu nhiên cụ thể, xem quốc gia xuất có FDI lớn Hàn Quốc tám quốc gia chọn ngẫu nhiên từ số đông Thứ hai, mơ hình ước lượng chúng tơi bao gồm biến hồi quy, biến mà không thay đổi nhiều theo thời gian Bảng 3: Tập hợp liệu Biến Mean Std Dev Min Max Obs FDI 6.6 8.9 6.9 7.1 28.0 1.4 10.1 7.6 7.6 0.22 3.3 3.3 1.9 24.5 −6.7 5.40 10.6 1.7 2.1 15.4 4.1 3.8 38.3 0.55 3.6 1.1 1.0 0.48 1.3 1.3 1.4 104.6 10.8 11.6 5.1 0.6 −0.6 0.9 1.2 1.7 0.55 5.9 −0.99 0.4 −0.03 −2.0 −22.8 −24.2 2.8 0.7 10.5 85.9 23.1 21.4 340.0 4.07 15 10 9.7 1.46 5.9 5.8 4.8 924.3 64.3 26 19.3 2.8 201 208 208 208 208 208 176 152 152 207 208 208 111 196 207 176 192 208 FDI_thực FDI_GDPK Độ bất ổn tỷ giá EXRATE_N EXRATE_thực Độ bất ổn tỷ giá hối đoái VOLATILITY_SDM VOLATILITY Hiệp định đầu tư song phương GS IP KOSPI Xuất Nhập Độ mở thương mại Tỷ lệ đình cơng Khác biệt tiền lương Khác biệt thuế CGDP Đầu Các kiểm định Augmented Dicky-Fuller Phillip-Perron cho thấy diện nghiệm đơn vị 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 kết kiểm định nghiệm đơn vị có kết khơng thống cho biến FDI Chúng ta từ chối giả thuyết (chấp nhận) khơng có giá trị nghiệm đơn vị cho ln (FDI thực), bác bỏ giả thuyết khơng có giá trị nghiệm đơn vị cho biến tỷ lệ FDI/ 10 GDP Hàn Quốc mức ý nghĩa thống kê Tuy nhiên, giả thuyết khơng có nghiệm đơn vị bị từ chối mức ý nghĩa 5% cho biến ln (FDI thực) xuất Với kết biến có nghiệm đơn vị cần chuyển sang dạng sai phân, nhiên sử dụng liệu gốc cho phần xử lý liệu Ngồi ra, đưa tính chất chung phần sai số mơ hình (1) - (3), chúng tơi trình bày sai số chuẩn để thực kiểm chứng tượng phương sai thay đổi tự tương quan 5.2 Kết ước tính cho tồn giai đoạn lấy mẫu Chúng nhận thấy Hàn Quốc trải qua khủng hoảng tài khoảng năm 1997 sóng khủng hoảng tài châu Á kèm theo sụp đổ giá trị đồng Won Hàn Quốc so với đồng ngoại tệ Vì thế, bước chuẩn bị, xem xét khả không đồng hệ số trước sau khủng hoảng việc tiến hành thử nghiệm Chow cho mơ hình với độ bất ổn tỷ giá hối đoái, kết thể Bảng Giả thuyết H0 khơng có thay đổi cấu trúc bị từ chối kiểm định Chow tất mơ hình với biến bất ổn tỷ giá đo lường theo nhiều cách khác bất ổn(tức là, độ lệch chuẩn tính theo giá trị trung bình, VOLATILITY_SDM) bất ổn tình theo phương sai phần dư mơ hình GARCH, VOLATILITY_GARCH Các giả thuyết H0 khơng có thay đổi cấu trúc bị bác bỏ kiểm định Chow cho mơ hình bao gồm biến đột biến độ phất ổn bình phương, VOLATILITY_GARCH^ 2, mức ý nghĩa thống kê Kết là, chúng tơi ước tính hai nhóm cách riêng biệt (trước sau khủng hoảng 1997) Bảng Kết kiểm định Chow việc thay đổi cấu trúc trước sau khủng hoảng tài năm 1997 Bất ổn tỷ giá hối đoái FDI thực biến độc lập Đột biến_SDM χ2(12)=29.55 P > χ2=0.003 χ2(12)=23.92 P > χ2=0.02 χ2(12)=22.62 P > χ2=0.03 Đột biến_GARCH Đột biến_GARCH^2 Tổng FDI GDP Hàn Quốc biến độc lập χ2(12)=92.07 p > χ2=0.000 χ2(12)=88.4 p > χ2=0.000 χ2(12)=88.3 p > χ2=0.000 Chúng kiểm tra gốc đơn vị biến cho trước sau khủng hoảng tài Chúng tơi khơng thể loại bỏ gốc đơn vị vô giá trị hầu hết biến kinh tế vĩ mô, bao gồm tỷ giá hối đoái danh nghĩa thực tế, liệu thương mại, FDI thực liệu liên quan đến GDP, đặc biệt trước khủng hoảng Tuy nhiên, vô giá trị đơn vị gốc biến FDI thực xuất bị loại bỏ cho giai đoạn hậu khủng hoảng Sự vô giá trị đơn vị gốc biên độ dao động tỷ giá hối đoái bị loại bỏ mức ý nghĩa thông thường Kết là, sử dụng giá trị thực khác FDI (FDI_REAL), thay đổi mức tỷ giá (EXRATE_N, EXRATE_REAL), biến IMPORT, mở cửa, CGDP, OUTPUT, KOSPI cho trước sau khủng hoảng, không khác biệt FDI GDP Hàn Quốc (FDI_GDPK), độ bất ổn tỷ giá hối đối (EXRATE_SD, EXRATE_SDM) phần cịn lại biến dành cho hai giai đoạn Sự phi tuyến 11 biến xuất EXPORT sau khủng hoảng không rõ ràng, vô giá trị đơn vị gốc trước khủng hoảng không bị từ chối Do đó, chúng tơi sử dụng biến xuất EXPORT khác trước khủng hoảng, hai biến xuất EXPORT khác không khác sau khủng hoảng 5.3 Độ bất ổn tỷ giá hối đoái Với ý độ tin cậy hệ số ước lượng sử dụng biến bất ổn quan sát giảm thiểu đến mức mà biến kiểm soát khác quan trọng việc giải thích FDI, chúng tơi ước lượng mơ hình hai biến bao gồm số biến kiểm soát kết dự tính Bảng khẳng định chiến lược đầu tư MNEs Hàn Quốc thay đổi độ bất ổn tỷ lệ giao dịch tăng lên sau khủng hoảng Chúng đo lường độ bất ổn tỷ giá hối đoái tiêu chuẩn trung bình dịch chuyển độ lệch với khoảng thời gian hai tháng, VOLATILITY_SDM Tất hệ số biến bất ổn trở nên có ý nghĩa thống kê với dấu hiệu tiêu cực sau khủng hoảng (cột 2) Trước khủng hoảng, dấu hiệu hệ số bất ổn không đáng kể (cột 1) Phát phù hợp với hai giả thuyết khác Thứ nhất, theo tùy chọn dựa giả thuyết ( Pindyck, 1998; Dixit Pindyck, 1994; Campa, 1993 ), bất ổn tiền tệ trì hỗn xâm nhập cơng ty đa quốc gia độ bất ổn làm gia tăng giá trị tùy chọn liên quan đến chờ đợi trước phát sinh chi phí chìm cần thiết sản xuất nước ngồi Tỷ giá hối đối khơng chắn tăng kể từ khủng hoảng tài Châu Á năm 1997, phần đời tỷ giá hối đoái thả tất quốc gia, nước trải qua khủng hoảng, ngoại trừ Malaysia ( Kawai, 2000 ) Bảng Kết kiểm định Chow sử dụng độ bất ổn tỷ giá hối đoái Biến Biến phụ thuộc FDI_REAL Biến phụ thuộc FDI share GDP Hàn Quốc 12 Trước khủng hoảng Biến số_SDM Xuất Nhập Độ mở thương mại Tỷ lệ đình cơng_ Khác biệt thuế Khác biệt tiền lương Sau khủng hoảng 0.002 0.4604 −2.132 0.015 0.011 0.9911 −0.016 0.409 0.001 0.229 −0.005 0.157 −0.013 0.7517 −0.003 0.0477 0.163 0.052 −0.444 0.3203 −0.028 0.8201 0.343 0.00 −0.013 0.5864 0.003 0.9672 0.281 0.0759 −0.097 0.1847 Có 100 0.33 (0.32) 0.367 0.0114 −0.258 0.004 Có 48 0.44 (0.45) IP GS Hiệp định đầu tư song phương Tác động thời gian N R2 Trước khủng hoảng Sau khủng hoảng 0.052 0.5536 −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 −0.038 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 −0.617 0.4297 Có 104 0.12(0.12) 1.4820.4893 Có 48 0.26(0.12) Ghi chú: Tác động thời gian số không hiển thị R2 biểu thị nhóm (tổng thể) hệ số xác định Giá trị P hệ số xác định dựa lỗi Hằng số không hiển thị 13 Thứ hai, việc niềm tin người tiêu dùng gia tăng khơng chắn dịng thu nhập lý Gupta cộng (2007) kinh tế trải qua dòng vốn năm trước khủng hoảng gia tăng gánh nặng nợ nước suốt khủng hoảng có nhiều khả chậm lại khủng hoảng Các tài liệu có cho sai lầm việc giám sát kiểm soát doanh nghiệp dẫn đến vấn đề quản lý, mức độ lớn đầu tư hiệu tỷ lệ nợ vốn cổ phần cao nguyên nhân tồn quốc gia khủng hoảng, có Hàn Quốc ( Borensztein Lee, 1999; Corsetti công sự, 1999 ) Trên thực tế, Hàn Quốc trải qua tăng trưởng 6,9 % năm 1998, điều theo sau tốc độ tăng trưởng phục hồi nhanh chóng Sau ghi nhận việc giảm quy mô thị trường, với gia tăng rủi ro tỷ giá hối đoái, nhà đầu tư nước ngồi bị trì hỗn định đầu tư họ Ngồi ra, chúng tơi giải thích kết gợi ý bất ổn tỷ giá hối đối cao giảm cách chắn lợi nhuận dự kiến tương đương, sử dụng NPV kỳ vọng định đầu tư hành Thay giá trị FDI thực (FDI_REAL), tiếp tục kiểm định mối quan hệ FDI độ bất ổn tỷ giá hối đoái sử dụng tỷ lệ FDI GDP Hàn Quốc biến phụ thuộc thay thế, biến mà kết ước lượng thể Bảng (cột 4) Các kết cột phù hợp với người cột Bảng hệ số biến bất ổn tỷ giá hối đoái trở thành tiêu cực sau khủng hoảng, họ khơng đáng kể tích cực trước khủng hoảng Tuy nhiên, nhận thấy hệ số tiêu cực độ bất ổn tỷ giá hối đoái nhẹ đáng sau khủng hoảng, khả giải thích cho mơ hình tỷ trọng FDI thấp đáng kể so với mơ hình FDI_REAL, thể suy giảm đáng kể R2 s cho mơ hình tỷ trọng FDI trước sau khủng hoảng Điều ngụ ý biến tỷ trọng FDI lỏng lẻo liên quan đến bất ổn tỷ giá hối đoái biến giải thích khác 5.4 Một điều tra sâu vai trò độ bất ổn tỷ giá hối đoái Được trang bị với quan sát mô tả trên, điều tra mối quan hệ bất ổn FDI Trước hết, xem xét kênh ảnh hưởng độ bất ổn tỷ giá hối đối đến dịng vốn FDI Liệu có ảnh hưởng trực tiếp đến dịng FDI kết hợp với ảnh hưởng khủng hoảng tài chính? Như thảo luận phần mơ hình, Phần , giá trị mơ hình biến giả so với mơ hình hai biến cho phép điều tra tương tác độ bất ổn tỷ giá hối đoái khủng hoảng tài Bảng Kết ước lượng mơ hình hai biến sử dụng độ bất ổn tỷ giá hối đoái Mỹ Canada Dollar Dollar Nhật Yen Singapore Đức Dollar Mark Anh Pound Pháp Franc Thụy Sĩ Franc 14 Trước khủng hoảng Sau khủng hoảng 0.0127 0.0124 0.0159 0.0146 0.0142 0.0143 0.0126 0.0144 0.0142 0.0163 0.0134 0.0143 0.0145 0.0164 0.0164 0.0163 Lưu ý: Dự đốn phương sai có điều kiện dựa ước tính GARCH sau: Y t = 0,0236 + ε t σ2 = 0.015 + 0.221 ε2 t-1 - 0.287 σ t-1 (0.00) (0.11) (0.23) Y t liên tục thay đổi tỷ giá hối đối (ví dụ, ln (tỷ giá hối đối, t) - ln (tỷ giá hối đoái, t-1)) số liệu ngoặc độ lệch chuẩn Thứ hai, phân tích phi tuyến mối quan hệ bất ổn FDI, mô tả Phần Để giải thắc mắc này, cần phải bao gồm bình phương độ lệch (VOLATILITY ^ 2) mơ hình ước lượng sau chúng tơi xác nhận phi tham số (ví dụ, LOWESS) 10 Các phân tích dựa bất ổn tỷ giá hối đối quan sát thuận tiện người ta sử dụng khái niệm thống kê chẳng hạn độ lệch chuẩn hay biến trực tiếp chuẩn mực cho độ bất ổn Tuy nhiên, tiêu chuẩn bình phương độ lệch biến theo định nghĩa Hơn nữa, chất độ bất ổn không quan sát Do đó, chúng tơi sử dụng phương sai dự đốn thay đổi tỷ giá hối đối từ ước tính GARCH thay cho tỷ giá hối đoái quan sát Bảng cho thấy giá trị có ý nghĩa bất ổn không quan sát (tiềm ẩn) cho giai đoạn sau khủng hoảng cao so với trước khủng hoảng Mơ hình thay đổi biên độ dao động phù hợp với phát Bảng , mà sử dụng giá trị trung bình bất ổn tỷ giá hối đoái quan sát Trong Bảng , chúng tơi thể kết ước lượng mơ hình biến giả sử dụng phương sai có điều kiện thước đo bất ổn tỷ giá hối đoái Biến phụ thuộc giá trị thực FDI (FDI_REAL) Hai cột bảng bao gồm biến bất ổn Để điều tra mối quan hệ đầu tư phi tuyến không chắn, cột 3-4 cho thấy báo cáo bao gồm biến bất ổn bình phương Chúng ta định nghĩa biến nhị phân khác tùy thuộc vào thời gian dự kiến hậu khủng hoảng Trong mô hình ảnh hưởng lâu dài, CRISIS97_06 biểu thị thời gian thuộc giai đoạn khủng hoảng tài ngược lại Điều để đo lường hậu lâu dài khủng hoảng Trong mơ hình ngắn hạn, CRISIS97_98 biểu thị thời gian thuộc giai đoạn1997-1998 ngược lại Điều để kiểm tra tác động trực tiếp khủng hoảng tài giai đoạn bị xáo trộn Chúng quan sát từ Bảng tác động bất ổn dường chiếm ưu thời gian, biến bất ổn biến tương tác có ý nghĩa dành cho dài hạn (LR) mơ hình (cột 3) Sự tương quan ngược chiều mối quan hệ biến bất ổn tỷ giá hối đối dịng FDI biểu thị thông qua hiệu ứng tương tác với khủng hoảng tài mơ hình dài hạn (CRISIS97_06 * bất ổn) Tuy nhiên, ảnh hưởng trực tiếp biến bất ổn, đo phương 15 sai có điều kiện có phần khơng rõ ràng Nó có ý nghĩa mơ hình LR (Cột 3) Tuy nhiên, dấu hiệu hệ số pha trộn, tùy thuộc vào việc có phụ thuộc vào bình phương độ lệch Hệ số ước lượng biến bất ổn tiêu cực đáng kể điều kiện thông thường mẫu bao gồm biến bất ổn bình phương, biến có ý nghĩa dấu hiệu tích cực mẫu loại trừ biến bất ổn bình phương Các tùy chọn dựa lý thuyết FDI MNEs đầu tư giá trị dự án vượt mức độ đó, khơng chắn Dixit (1989) gọi hành vi đầu tư MNEs FDI-hysteresis Cũng thấy mơ hình dài hạn (cột 3), biến bất ổn định bình phương tích cực, củng cố cho lập luận Sarkar (2000) mối quan hệ phi tuyến không chắn đầu tư Sarkar (2000) trình bày mối quan hệ phi tuyến khơng chắn FDI, không chắn cao làm thay đổi xác suất mà mức ngưỡng đầu tư kích hoạt đạt trước ngày cụ thể Biến tương tác ổn định biến nhị phân khủng hoảng khơng có ý nghĩa thống kê mơ hình LR (nghĩa nhị phân '97 -'06), có ý nghĩa thống kê mơ hình SR ('97 -'98) Tức tác động tiêu cực ổn định (tức tăng giá trị chờ không chắn tăng lên dựa lý thuyết quyền chọn thực tế) mang tính liên tục kết hợp ảnh hưởng khủng hoảng Cách hiểu dựa hệ số ước lượng biến số khủng hoảng, quan trọng với mô hình LR Bảng Kết ước lượng mơ hình biến giả có biến bất ổn định khơng bao gồm mức tỷ giá hối đoái (biến phụ thuộc FDI_REAL) Biến Mơ hình 1: Ảnh hưởng dài hạn Mơ hình 1: Ảnh hưởng ngắn hạn Mơ hình 2: Ảnh hưởng dài hạn Mơ hình 2: Ảnh hưởng ngắn hạn Độ bất ổn 0.549 0.164 −1.384 −0.700 0.0986 0.3411 0.0195 0.4841 0.489 0.192 0.0008 0.3942 Độ bất ổn bình phương Khủng hoảng 97_06 Khủng hoảng 97_06* độ bất ổn Khủng hoảng 97_98 Khủng hoảng 97_98* độ bất ổn 1.878 2.416 0.0378 0.0067 −0.670 −1.124 0.0351 0.0012 1.927 1.533 0.2516 0.4186 −1.665 −1.390 16 0.234 Xuất 0.3625 −0.624 −0.826 −0.465 −0.764 0.4103 0.355 0.564 0.4087 0.449 0.628 0.292 0.61 0.3615 0.2506 0.5755 0.2717 0.003 0.002 −0.001 0.002 0.7663 0.8057 0.9142 0.7666 −0.002 −0.003 −0.002 −0.002 0.0238 0.022 0.024 0.0196 0.643 0.635 0.624 0.616 0.0176 0.073 0.0538 0.1044 0.019 0.02 0.019 0.02 0.3124 0.2756 0.3113 0.2742 0.02 0.052 0.025 0.053 0.5341 0.1654 0.487 0.1717 0.292 0.371 0.16 0.262 0.2068 0.0015 0.4986 0.1572 0.452 0.626 0.495 0.622 0.0019 0.00 0.0042 0.00 0.13 0.181 0.127 0.173 0.0575 0.00 0.0543 0.00 N 150 150 150 150 R2 0.55(0.33) 0.53 (0.32) 0.55 (0.35) 0.53 (0.32) Nhập Độ mở thương mại Tỷ lệ đình cơng CGDP Sự khác biệt thuế Sự khác bietej tiền lương Chỉ số KOSPI GS Hiệp định đầu tư song phương Chú thích: R2 biểu thị R2 nhóm (tổng thể) Độ bất ổn tính sigma^2 dự đoán từ ước lượng GARCH Giá trị P theo hệ số dựa phương sai thay đổi phương sai chuẩn tự tương quan Hằng số không trình bày Để tìm hiểu sâu mối quan hệ phi tuyến đầu tư không chắn, đưa biến bất ổn định tỷ giá hối đoái biến mức độ tỷ giá hối đối mơ hình biến giả, kết ước tính trình bày Bảng Chúng nhận thấy ảnh hưởng độ bất ổn gia tăng dường tác động đến việc đầu tư công ty đa quốc gia theo thời gian, thể thông qua hệ số tương quan biến tương tác mơ hình hiệu LR (cột cột 3) 17 Các kết chứng minh cho phi tuyến tính mối quan hệ không chắn đầu tư mơ hình hiệu LR (cột 3) Hệ số biến BẤT ỔN ĐỊNH có ý nghĩa xem xét không chắn với biến BẤT ỔN ĐỊNH BÌNH PHƯƠNG, mà khơng phụ thuộc vào kiểu mơ hình Có nghĩa là, độ bất ổn định phải xác định rõ mối quan hệ phi tuyến FDI không chắn Các kết cho thấy phi tuyến tính mối quan hệ đầu tư khơng chắn cần phải giải thích với số độ trễ thời gian, việc đầu tư nước thường thời gian Ngoài ra, biến tỷ giá hối đối khơng cao mơ hình trình bày Bảng 8.1 Bảng Kết ước lượng mơ hình biến giả có mức độ bất ổn tỷ giá hối đoái (biến phụ thuộc FDI_REAL) Biến Mơ hình 1: Ảnh hưởng dài hạn Mơ hình 1: Ảnh hưởng ngắn hạn Mơ hình 2: Ảnh hưởng dài hạn Mơ hình 2: Ảnh hưởng ngắn hạn Mức tỷ giá hối đoái 0.026 0.167 0.071 0.193 0.8645 0.1674 0.618 0.1262 0.539 0.179 −1.480 −0.876 0.1108 0.3117 0.03 0.3807 0.506 0.235 0.0013 0.3006 Độ bất ổn Độ bất ổn bình phương Khủng hoảng 97_06 Khủng hoảng 97_06* độ bất ổn 1.863 2.394 0.0361 0.0066 −0.652 −1.091 0.0574 0.0037 Khủng hoảng 97_98 Khủng hoảng 97_98* độ bất ổn Xuất Nhập 2.809 2.467 0.105 0.194 −2.463 −2.252 0.106 0.166 −0.613 −0.777 −0.427 −0.694 0.3967 0.3608 0.58 0.433 0.442 0.589 0.268 0.561 18 0.3551 0.2664 0.6041 0.2975 0.003 0.002 0.00 0.003 0.7687 0.8004 0.9759 0.7546 −0.002 −0.002 −0.002 −0.002 0.0054 0.0215 0.0068 0.0194 0.676 0.766 0.714 0.762 0.0438 0.0596 0.0394 0.0659 0.019 0.021 0.019 0.021 0.3131 0.2421 0.3067 0.2383 0.019 0.048 0.022 0.048 0.6003 0.1902 0.5795 0.2069 0.298 0.448 0.172 0.326 0.1744 0.0002 0.4431 0.0529 0.454 0.667 0.504 0.669 0.0013 0.00 0.0027 0.00 0.129 0.185 0.124 0.176 0.0704 0.00 0.0737 0.00 N 150 150 150 150 R2 0.56 (0.34) 0.54 (0.32) 0.56 (0.35) 0.54 (0.33) Độ mở thương mại Tỷ lệ đình cơng CGDP Khác biệt thuế Khác biệt tiền lương Chỉ số KOSPI GS Hiệp định đầu tư song phương Chú thích: R2 biểu thị R2 nhóm (tổng thể) Độ bất ổn tính sigma^2 dự đốn từ ước lượng GARCH Giá trị P theo hệ số dựa phương sai thay đổi phương sai chuẩn tự tương quan Hằng số 5.5 Điều tra kỹ vai trò mức tỷ giá hối đối Như bước sơ bộ, chúng tơi kiểm tra thay đổi cấu trúc mơ hình sử dụng biến mức độ tỷ giá hối đoái Kết kiểm định Chow Bảng chứng minh thay đổi cấu trúc mơ hình hai nhóm, khơng liên quan đến việc lựa chọn biến phụ thuộc biến tỷ giá hối đoái Như trường hợp độ bất ổn tỷ giá hối đối, chúng tơi ước tính mơ hình hai nhóm thơng qua liệu mức tỷ giá hối đối Tương tự vậy, kết ước lượng mơ hình FDI thực tế, trình bày Bảng 10, chứng minh việc đầu tư công ty đa quốc gia bị thay đổi sau khủng khoảng Hơn nữa, kết cho thấy mối quan hệ phi tuyến tỷ giá hối đoái FDI Dạng bậc hai biến quan trọng mức ý nghĩa thông thường sau khủng hoảng (cột cột 4) Kết bổ sung cho việc sử dụng độ bất ổn tỷ giá hối đoái danh nghĩa (EXRATE_N ^ 2) độ bất ổn tỷ giá hối đoái thực (EXRATE_REAL ^ 2) 19 Bảng Kết kiểm định Chow thay đổi cấu trúc thông số trước sau khủng hoảng tài năm 1997 (dữ liệu mức tỷ giá hối đoái) Tỷ giá hối đoái FDI thực dạng biến phụ thuộc Tỷ giá hối đoái danh nghĩa χ2 (13)= 48.35 p>χ2= 0.000 χ2 (13)= 42.06 p>χ2= 0.000 Tỷ giá hối đoái thực Tỷ lệ FDI GDP Hàn Quốc dạng biến phụ thuộc χ2 (13)= 102.63 p>χ2= 0.000 χ2 (13)= 102.52 p>χ2= 0.000 Ghi chú: Ước tính hồi quy bao gồm biến mức tỷ giá hối đối (TỶ GIÁ HỐI ĐỐI DANH NGHĨA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC), GS, KOSPI, XUẤT KHẨU, NHẬP KHẨU, ĐỘ MỞ THƯƠNG MẠI, TỶ LỆ THỰC HIỆN, THUẾ TIỀN LƯƠNG, THUẾ XUẤT NHẬP KHẨU, CGDP, BIT biến tương tác ước tính hồi quy giả định nhóm (Crisis D) Theo giả thuyết hiệu ứng tài sản (Froot Stein, 1991), quốc gia bị ảnh hưởng chênh lệch giá trị tiền tệ so với giá trị cân bằng, thu hút nhiều đầu tư nước Với thị trường tài tồn cầu khơng hồn hảo chênh lệch hạn định, giả thuyết việc đánh giá giá trị tiền tệ quốc gia nguồn giúp tăng khả thương lượng công ty đa quốc gia so với đối thủ cạnh tranh khu vực Trên thực tế, nhiều công ty Hàn Quốc bị vay nợ gặp phải khó khăn việc kiềm chế tiền mặt sau khủng hoảng, chủ yếu lãi suất thị trường tăng nhanh theo chế độ IMF niềm tin tiêu dùng giảm (Kawai, 2000) Độ bất ổn tỷ giá hối đoái danh nghĩa (EXRATE_N ^ 2) độ bất ổn tỷ giá thực (EXRATE_REAL ^ 2) thay cho độ bất ổn tỷ giá hối đối Trong trường hợp ấy, điều hồn toàn phù hợp với điều quan sát thấy biện pháp khác độ bất ổn tỷ giá hối đoái VOLATILITY_SDM.2 Trong Bảng 11, chúng tơi trình bày kết ước lượng mơ hình giả khủng hoảng sử dụng liệu mức tỷ giá hối đối3 Các kết ước tính tiết lộ vài điều thú vị mối quan hệ chuyển động tỷ giá hối đối (mức độ) dịng vốn FDI Trái ngược với mơ hình hai nhóm, mức tỷ giá hối đối (cả danh nghĩa, EXRATE_N, thực, EXRATE_REAL) trở nên cao 'trong suốt' khủng hoảng (cột cột 4) Điều cho thấy, việc giá trị đồng Won Hàn Quốc giảm mạnh, thu hút nhiều FDI thời gian khủng hoảng Đến cuối năm 2006, biến mức tỷ giá hối đoái không đáng kể (cột cột 3) Điều với biện pháp mức tỷ giá hối đoái (bao gồm danh nghĩa, EXRATE_N, thực, EXRATE_REAL) Kết phù hợp với giả thuyết FDI bán tống Krugman (1998), Aguiar Gopinath (2005) cho quốc gia có độ lệch mức tỷ giá hối đối, làm tăng đầu tư nước ngồi Thú vị là, giá dường tác động đến dịng vốn FDI khơng gây ảnh hưởng liên quan nào, điều thể rõ thông qua hệ số không đáng kể biến tương tác 20 tỷ giá hối đoái giả định khủng hoảng Kết bổ sung cho thông số kỹ thuật mơ hình Biến khủng hoảng cao mức % mơ hình ngắn hạn (cột 2), đến cuối năm 2006 lại mức 10% (cột 1) Điều cho thấy, tác động khủng hoảng dường không đáng kể vào cuối năm 2006 Nghĩa là, chênh lệch mức tỷ giá hối đối yếu tố định FDI quan trọng mơ hình ngắn hạn, trái ngược với ảnh hưởng liên tục độ bất ổn tỷ giá hối đoái thảo luận Phần 5.4 Bảng 10 Kết ước lượng mơ hình hai nhóm sử dụng mức tỷ giá hối đối (biến phụ thuộc FDI_Real) Biến Trước khủng hoảng Sau khủng hoảng Tỷ giá hối đoái danh nghĩa 0.2383 −0.038 0.8367 0.8078 0.116 −0.025 0.4117 0.0691 Tỷ giá hối đoái danh nghĩa bình phương Trước khủng hoảng Sau khủng hoảng 0.06 −0.08 0.7465 0.6634 0.081 0.5055 −0.028 0.0846 −2.204 0.153 0.01 0.0767 −0.444 0.3324 0.071 0.9429 −0.443 0.3282 −0.055 0.6342 −0.015 0.4224 −0.048 0.6695 0.001 0.345 0.001 0.1958 0.345 0.3009 −0.005 −0.015 0.5391 −0.005 0.2251 −0.015 0.035 0.6991 −0.018 0.5583 0.038 −0.095 0.2153 −0.244 0.0165 0.276 0.376 0.0786 0.0052 Tỷ giá hối đối thực Tỷ giá hối đối thực bình phương Xuất −2.164 0.152 0.0824 0.0123 Nhập 0.044 0.9646 Độ mở thương mại −0.004 0.7798 Tỷ lệ đình công Khác biệt thuế 0.2275 Khác biệt tiền lương −0.018 0.55 IP 0.154 0.534 0.6748 −0.459 0.095 0.0771 Hiệp định đầu tư song phương −0.033 0.229 0.1561 0.4466 GS Tác động thời gian Có Có Có Có N 100 48 100 48 21 R2 0.34(0.33) 0.47(0.47) 0.34(0.33) 0.47(0.47) Chú thích: R2 biểu thị hệ số xác định nhóm (tổng thể) Giá trị P theo hệ số dựa phương sai thay đổi phương sai chuẩn tự tương quan Hằng số khơng trình bày Các kết mức độ khủng hoảng tỷ giá hối đối khơng ảnh hưởng riêng đến dịng vốn FDI (nghĩa khơng thơng qua điều khoản tương tác) mà cịn ảnh hưởng theo hướng ngược lại Mức tỷ giá hối đối tác động tích cực đến dịng vốn FDI mơ hình ngắn hạn, khẳng định việc đồng won giá so với đồng ngại tệ năm 1997-1998 thu hút FDI Ngược lại, khủng hoảng thực gây tác động tiêu cực Dòng vốn FDI thực tế kết ròng hai tác động đền bù Điều sở để tìm tác động tỷ giá hối đối dịng vốn FDI ước lượng hai nhóm Tóm tắt kết luận Trong paper này, đánh giá lại vai trò mức độ độ bất ổn tỷ giá hối đoái việc xác định khoản đầu tư doanh nghiệp đa quốc gia (MNEs) trải qua khủng hoảng tài nghiêm trọng vào khoảng năm 1997 sử dụng liệu Hàn Quốc Sau khủng hoảng tài chính, đồng Won Hàn Quốc bị giá bất ổn đáng kể Vì thế, Hàn Quốc xây dựng phịng thí nghiệm tự nhiên để đánh giá lại vai trò mức độ độ bất ổn tỷ giá hối đoái việc xác định đầu tư trực tiếp nước Với chứng khác nghiên cứu trước, chúng tơi tập trung tìm minh chứng thực nghiệm liên quan đến mối quan hệ FDI biến tỷ giá hối đoái Với chứng thay đổi cấu năm 1997, chúng tơi sử dụng hai mơ hình kinh nghiệm để diễn giải thay đổi cấu: mơ hình hai nhóm mơ hình biến giả Chúng tơi sử dụng hai loại biện pháp cho FDI: mức độ FDI tỷ lệ GDP Đối với độ bất ổn tỷ giá hối đối, chúng tơi sử dụng liệu quan sát được (nghĩa thay đổi độ lệch chuẩn trung bình) dự đốn dựa GARCH Bảng 11 Kết ước lượng mơ hình biến giả sử dụng mức tỷ giá hối đối (biến phụ thuộc FDI_Real) Biến Mơ hình 1: Ảnh hưởng dài hạn Mơ hình 1: Ảnh hưởng ngắn hạn Tỷ giá hối đoái danh nghĩa 0.962 2.049 0.0505 Mơ hình 2: Ảnh hưởng dài hạn Mơ hình 2: Ảnh hưởng ngắn hạn 0.4737 Khủng hoảng 97_06 Khủng hoảng 97_06* Tỷ giá hối đoái danh nghĩa Khủng hoảng 97_98 9.029 9.109 0.0861 0.1016 0.421 0.8858 −8.933 −8.886 0.0315 22 0.0301 Khủng hoảng 97_98* Tỷ giá hối đoái danh nghĩa −1.383 0.7629 Tỷ giá hối đoái thực 0.465 0.6189 1.741 0.0382 Khủng hoảng 97_06 1.093 0.7504 Khủng hoảng 97_98* Tỷ giá hối đoái danh nghĩa Xuất −1.016 0.8451 −2.72 −5.22 0.5259 −2.823 0.6942 −5.469 0.5091 6.845 0.1394 4.024 0.2977 6.891 0.7075 Nhập 3.949 0.3093 Độ mở thương mại −0.024 0.5906 Tỷ lệ đình cơng −0.024 0.5906 CGDP 4.171 0.1414 −0.098 0.0296 −0.024 0.5798 −0.094 0.0324 −0.098 0.0296 −0.024 0.5798 −0.094 0.0324 0.942 0.9093 4.043 0.6107 0.533 0.6097 Khác biệt thuế 0.249 0.945 0.261 0.1236 0.246 0.1395 0.1384 Khác biệt tiền lương 0.275 0.1269 0.574 0.1654 0.275 0.4398 0.4573 Chỉ số KOSPI 4.998 2.979 7.194 0.0093 4.864 0.0256 N R 6.973 0.0109 5.614 0.0048 2.926 0.0839 0.0874 Hiệp định đầu tư song phương 0.534 0.1872 0.0226 GS 0.257 5.393 0.0068 0.196 0.195 0.195 0.5931 1.104 0.6036 0.5931 152 152 152 152 0.31(0.21) 0.31(0.20) 0.31(0.21) 0.31(0.20) 0.0143 Chú thích: R2 biểu thị hệ số xác định nhóm (tổng thể) Giá trị P theo hệ số dựa phương sai thay đổi phương sai chuẩn tự tương quan Hằng số khơng trình bày Những kết chúng tơi tóm tắt sau Thứ nhất, thái độ nhà đầu tư nước Hàn Quốc thay đổi sau khủng hoảng năm 1997 Các hệ số biến tỷ giá hối đoái (tức mức độ độ bất ổn) không cao trước khủng hoảng, mà tăng cao sau Sự thay đổi FDI để đáp ứng độ bất ổn tỷ giá hối đối mạnh, 23 thay đổi lại phức tạp tỷ giá hối đoái Sự phát triển gần lý thuyết FDI dựa lý thuyết quyền chọn thực hàm ý công ty đa quốc gia xem xét giá trị chờ không chắn trình định Thứ hai, thời gian tác động độ bất ổn tỷ giá mức độ FDI khác Sự tương tác biến giả độ bất ổn tỷ giá hối đoái cao mơ hình dài dạn, đó, tương tác biến giả mức tỷ giá hối đối lại thấp mơ hình ngắn hạn dài hạn Tuy nhiên, mức tỷ giá hối đối cao mơ hình ngắn hạn Nghĩa là, độ bất ổn tỷ giá hối đoái đối tác động liên tục lên FDI, đó, sai lệch mức độ tạm thời, cho thấy công ty đa quốc gia coi độ bất ổn yếu tố định "chung " đầu tư nước ngồi khơng phải sai lệch mức tỷ giá hối đoái Thứ ba, ước lượng bổ sung cho phi tuyến mối quan hệ không chắn đầu tư, tương tự Sarkar (2000) Darby et al (1999) đề xuất Giống với Jeanneret (2007), đưa minh chứng kiểu lồi phi tuyến tính khơng chắn FDI Kết phi tuyến trái ngược với tài liệu dựa vào mối quan hệ tuyến tính Tuy nhiên, lại phù hợp với phát triển gần lý thuyết đầu tư dựa vào tùy chọn, cho thấy mối quan hệ phức tạp không chắn đầu tư Điểm mấu chốt lý thuyết ảnh hưởng độ bất ổn việc đầu tư khác công ty đa quốc gia xem xét quyền chọn giá dự án (ví dụ, Quyền chọn mà giá thực giá giao , quyền chọn mà giá thực cao (thấp hơn) giá giao ngay), giá trị lại dự án tầm quan trọng việc đầu tư giá trị chờ, Kết chúng tơi bổ sung cho lập luận phi tuyến tính giải thích tài liệu lại cho kết phức tạp mối quan hệ biến tỷ giá hối đoái FDI Lời cảm ơn Chúng xin chân thành cảm ơn biên tập viên Charles Cao, hai người chứng thực vơ danh tạp chí giúp đỡ, đóng góp ý kiến cho nghiên cứu Những ý kiến đóng góp người chứng thực vơ hữu ích cho chúng tơi việc hồn thiện dự thảo ban đầu Tiến sĩ Min vô biết ơn hỗ trợ tài từ Học bổng Nghiên Cứu Trường Đại học Griffith Phủ nhận chung áp dụng 24 ...TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ CHIẾN LƯỢC FDI CỦA CÁC CÔNG TY ĐA QUỐC GIA Bong – Soo Lee, Byung S.Min Giới thiệu Các nghiên cứu trước khoản đầu tư xuyên biên giới công ty đa quốc gia (MNEs)... FDI cách so sánh mối tương quan trước sau khủng hoảng tài Các nghiên cứu tỷ giá hối đoái FDI sử dụng mức tỷ giá độ bất ổn tỷ giá hối đoái chủ yếu tập trung vào khoản đầu tư công ty đa quốc gia. .. nghiệp, bao gồm công ty công ty đa quốc gia Itagaki (1981) cho thấy gia tăng bất ổn tỷ giá thúc đẩy công ty đa quốc gia đầu tư nước ngồi cách để phịng ngừa rủi ro (bằng giá trị tài sản luồng sinh