2.2.1. Phương pháp mô tả, so sánh số tuyệt đối, số tương đối
Trong bài tôi sử dụng phƣơng pháp mô tả, phƣơng pháp so sánh số tuyệt đối, số tƣơng đối để phân tích thực trạng hành vi chuyển giá tại Việt Nam giai đoạn 2008 - 2013
Phƣơng pháp mô tả số liệu: Nêu lên ý nghĩa của các thông số để từ đó đƣa ra những nhận xét, đánh giá các yếu tố đang xem xét hoặc phân tích.
Phƣơng pháp so sánh số tuyệt đối: Là kết quả phép trừ giữa trị số kỳ phân tích so với kỳ gốc của các chỉ tiêu kinh tế. Kết quả so sánh phản ánh tình hình thực hiện kế hoạch, sự biến động về quy mô, khối lƣợng của hiện tƣợng kinh tế.
ΔY = Y1 – Y0 (2.14)
Trong đó:
Y0: Chỉ tiêu năm gốc Y1: Chỉ tiêu năm phân tích
ΔY : Phần chênh lệch tăng/giảm của các chỉ tiêu kinh tế.
Phƣơng pháp so sánh số tƣơng đối: Là kết quả của phép chia giữa giá trị chênh lệch của kỳ phân tích và kỳ gốc với giá trị kỳ gốc của các chỉ tiêu kinh tế.
Trong đó: ΔY=𝑌1−𝑌0
𝑌0 *100% (2.15)
Y0: Chỉ tiêu năm gốc Y1: Chỉ tiêu năm phân tích
38
Phƣơng pháp này dùng để làm rõ tình hình biến động của mức độ của các chỉ tiêu kinh tế trong thời gian nào đó. So sánh tốc độ tăng trƣởng của các chỉ tiêu giữa các năm và so sánh tốc độ tăng trƣởng giữa các chỉ tiêu. Từ đó tìm ra nguyên nhân và biện pháp khắc phục.
2.2.2. Phương pháp hồi quy
2.2.2.1. Hồi quy mô hình theo phương pháp bình phương bé nhất (OLS)
Để nghiên cứu về mối liên hệ giữa mức giá chuyển giao và động cơ chuyển giá đƣợc đề cập trong mô hình, tôi tiến hành đo lƣờng mô hình thực nghiệm nhƣ sau:
∆𝑃𝑖𝑐𝑡𝑅 = 𝛼 + 𝛽1∆𝑇𝑃𝐼𝑖𝑐𝑡 + 𝛽2∆𝐺𝐷𝑃/𝐶𝐴𝑃𝑖𝑐𝑡 + 𝜀 (2.16) Tuy nhiên, vì một số lý do liên quan đến dữ liệu, mô hình thực nghiệm có thể mắc phải hai vấn đề chính làm vi phạm các giả thuyết trong mô hình hồi quy truyền thống OLS, dẫn đến các ƣớc lƣợng bị chệch và không vững.
Thứ nhất, mức giá chuyển giao đƣợc xác định trong mô hình lý thuyết chịu sự tác động của các nhân tố trừng phạt ở quốc gia có chi nhánh của công ty mẹ khi hành vi chuyển giá bị phát hiện. Vì vậy, việc thiếu sót các biến số này trong mô hình thực nghiệm đã làm cho mô hình bị thiếu biến giải thích. Kết quả là các biến số bị thiếu này sẽ bị bao gồm trong phần dƣ của mô hình hồi quy OLS, gây ra hiện tƣợng tƣơng quan giữa biến độc lập TPI và phần dƣ, điều này vi phạm giả thuyết rằng phần dƣ của mô hình hồi quy OLS phải độc lập với các biến số hồi quy, đƣợc thể hiện qua công thức E(𝑥𝑖𝑢𝑖 ) = 0
Thứ hai, việc nghiên cứu hành vi chuyển giá của các công ty ở các quốc gia khác nhau qua các năm thông qua dữ liệu dạng bảng (Panel Data) có thể gây ra hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi (Heteroskedasticity) và tƣơng quan giữa các quan sát theo năm trong từng quốc gia, có nghĩa là cov(𝑢𝑖𝑡, 𝑢𝑖𝑠) # 0 (within-group correlation hay intra-cluster correlation).
2.2.2.1. Hồi quy mô hình theo phương pháp Mô-men tổng quát (GMM)
Để xử lý các vấn đề nêu trên, trong điều kiện không thể đo lƣờng các biến số đại diện cho các nhân tố trừng phạt cụ thể là chi phí bị phạt khi công ty bị phát hiện chuyển giá, và sử dụng dữ liệu dạng bảng, tôi sử dụng phƣơng pháp ƣớc lƣợng Mô-men tổng quát (GMM). GMM là phƣơng pháp tổng quát của rất nhiều phƣơng pháp ƣớc lƣợng phổ biến nhƣ OLS, GLS, MLE,….Ngay cả trong điều kiện giả thiết nội sinh bị vi phạm, phƣơng pháp GMM cho ra các hệ số ƣớc lƣợng vững, không chệch, phân phối chuẩn và hiệu quả.
39
Theo phƣơng pháp Mô-men tổng quát đƣợc đề cập trong Hansen (1982), ta có ƣớc lƣợng của hệ số 𝛽 và phƣơng sai tiệm cận ở dạng tổng quát lần lƣợt nhƣ sau:
𝛽𝐺𝑀𝑀 = (𝑋′𝑍𝑊𝑍′𝑋)−1𝑋′𝑍𝑊𝑍′𝑦 (2.17)
𝑉(𝛽 𝐺𝑀𝑀) =1
𝑛 (𝑄’𝑋𝑍𝑊𝑄𝑋𝑍)−1 𝑄’𝑋𝑍𝑊𝑆𝑊𝑄𝑋𝑍 (𝑄’𝑋𝑍𝑊𝑄𝑋𝑍)−1 (2.18) Trong đó: X là ma trận các biến độc lập, Z là ma trận các biến công cụ, W là ma trận vuông trọng số để đƣa các hệ phƣơng trình trực giao (Orthogonal Conditions) về dạng vuông, có nghiệm duy nhất. Ngoài ra:
𝑄𝑋𝑍 = 𝐸(𝑋′𝑖𝑍𝑖) (2.19)
𝑆 = 1
𝑛 𝐸 𝑍′𝑢𝑢′𝑍 = 1
𝑛𝐸(𝑍′Ω𝑍) (2.20) Do bản chất ma trận vuông trọng số W là một ma trận tùy ý có kích thƣớc ( n x n) với là n số quan sát trong mô hình. Với mỗi ma trận vuông trọng số khác nhau sẽ cho kết quả ƣớc lƣợng hệ số 𝛽 và phƣơng sai tiệm cận khác nhau. Vì vậy, để đạt đƣợc phƣơng sai tiệm cận nhỏ nhất, ma trận vuông trọng số đƣợc tính nhƣ sau: 𝑊 = 𝑆−1. Do đó, ta có:
𝛽 𝐸𝐺𝑀𝑀 = (𝑋′𝑍𝑆−1𝑍′𝑋)−1𝑋′𝑍𝑆−1𝑍′𝑦 (2.21)
𝑉 𝛽 𝐸𝐺𝑀𝑀 = 1
𝑛 (𝑄′𝑋𝑍𝑆−1𝑄𝑋𝑍)−1 (2.22) Trong điều kiện xuất hiện phƣơng sai thay đổi và tƣơng quan trong nhóm các quan sát của một quốc gia theo thời gian nhƣ đã đề cập ở trên. Các ƣớc lƣợng GMM trong phƣơng trình (2.21) này không hiệu quả mặc dù là ƣớc lƣợng vững. Vì vậy, để khắc phục tình trạng này, cần dùng phƣơng pháp GMM hai bƣớc để điều chỉnh thành phần tự do 𝛺 trong công thức (2.21) và (2.22). Trong đó bƣớc một hồi quy phƣơng trình với các biến công cụ. Sau đó, phƣơng pháp này tiếp tục sử dụng phần dƣ trong mô hình các biến công cụ để tính toán thành phần Ω trong ƣớc lƣợng GMM ở công thức (2.21) và (2.22) để lần lƣợt xử lý hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi và tƣơng quan giữa các quan sát theo năm của cùng một quốc gia.
40
Ma trận Ω một ma trận vuông có kích thƣớc (n x n) với n là số quan sát trong mẫu, có đƣờng chéo là phần dƣ trong mô hình hồi quy các biến công cụ ở bƣớc một, đƣợc sử dụng để khắc phục hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi.
Ma trận Ω𝐶 đƣợc sử dụng để khắc phục tình trạng tƣơng quan giữa các quan sát trong một quốc gia theo các năm. Ma trận Ω𝐶 là một ma trận vuông có kích thƣớc (M x M) , với M là số quốc gia. Trong đó, 𝑚là ma trận hiệp phƣơng sai có kích thƣớc t x t trong quốc gia thứ (intra-cluster covariance matrix), với t là số năm đƣợc quan sát trong một quốc gia, 𝑚 = 𝑢𝑚 𝑢𝑚′với
𝑢𝑚là vector các phần dƣ của các quan sát trong một quốc gia thứ m qua t năm trong phƣơng trình hồi quy các biến công cụ.
Bằng cách chọn các ma trận Ω nhƣ trên để đƣa vào phƣơng trình (2.21) và (2.22) ta nhận đƣợc các ƣớc lƣợng GMM vững và hiệu quả trong trƣờng hợp có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi (heteroskedasticity) và tƣơng quan giữa các quan sát trong một quốc gia qua các năm (intra-cluster correlation).
Biến công cụ tối ưu trong trường hợp có phương sai thay đổi
Theo Alastair R. Hall (2005), biến công cụ tối ƣu Z là biến số làm cho phƣơng sai tiệm cận của ƣớc lƣợng GMM là nhỏ nhất, đồng thời các biến số này phải có tƣơng quan với các biến nội sinh và phải thỏa mãn các phƣơng trình trực giao, có nghĩa là không có tƣơng quan với các phần dƣ của mô hình theo Baum, Schaffer và Stillman (2003). Trong trƣờng hợp phƣơng trình hồi quy tuyến tính có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi, biến công cụ đƣợc xác định nhƣ sau:
𝑍∗ = 𝑧1, 𝑧1, … … . , … . . 𝑧𝐾 (2.23) 𝑧𝑘 = 𝑥𝑘
𝜎2(𝑥𝑘) (2.24) Trong đó K là số biến độc lập trong mô hình hồi quy bao gồm cả biến số tung độ gốc (biến số này có giá trị bằng 1 với mọi quan sát).
41
Ngoài ra, tôi còn sử dụng sử dụng thống kê J của Hansen (1982) để kiểm định tính đúng đắn của các biến công cụ đƣợc sử dụng trong mô hình. Kiểm định J sử dụng giả thuyết 𝐻0là một nhóm các giả thuyết không bao gồm: các biến công cụ có mối tƣơng quan với các biến độc lập và thỏa mãn các điều kiện trực giao có nghĩa là biến công cụ không tƣơng quan với phần dƣ của mô hình. Một sự bác bỏ giả thuyết 𝐻0 của kiểm định Hansen J hàm ý rằng các biến công cụ không thỏa mãn điều kiện độc lập với các phần dƣ của mô hình. Vậy giá trị mong ƣớc là các giả thuyết 𝐻0 này đƣợc chấp nhận trong kiểm định.
42
CHƢƠNG 3
THỰC TRẠNG HOẠT ĐỘNG CHUYỂN GIÁ TẠI VIỆT NAM
3.1. TÌNH HÌNH THU HÚT ĐẦU TƢ TRỰC TIẾP NƢỚC NGOÀI TRONG THỜI GIAN GẦN ĐÂY. TRONG THỜI GIAN GẦN ĐÂY.
3.1.1. Số lượng vốn FDI đăng ký trong những năm gần đây
Bƣớc sang thế kỷ 21, mở đầu bằng Hiệp định BTA với Hoa Kỳ (2001), Việt Nam đã chuyển sang giai đoạn phát triển mới, tích luỹ đƣợc các điều kiện cần thiết cho phát triển và hội nhập mạnh mẽ vào nền kinh tế toàn cầu. Sau 5 năm thực hiện BTA, Việt Nam tiếp tục hội nhập sâu rộng vào nền kinh tế toàn cầu và đã trở thành thành viên chính thức của WTO vào năm 2007. Việc gia nhập WTO đã tạo ra sự “đột phá” trong hội nhập quốc tế của Việt Nam và đã thu hút đƣợc sự quan tâm của đông đảo cộng đồng kinh doanh quốc tế, trong đó đặc biệt là giới đầu tƣ nƣớc ngoài. Bối cảnh phát triển mới này đã làm cho Việt Nam trở thành một bến đổ mới cho các nhà đầu tƣ. Những dòng vốn FDI vào Việt Nam đã đóng góp một vai trò quan trọng trong phát triển kinh tế Việt Nam.
Bảng 3.1: Đầu tƣ trực tiếp nƣớc ngoài vào Việt Nam giai đoạn 2008 - 2013
Nguồn: Cục đầu tư nước ngoài-Bộ KHĐT
Năm Số dự án (Dự án) So với năm trƣớc (Dự án) Tổng vốn đăng ký (triệu USD) So với năm trƣớc (triệuUSD) Quy mô bình quân một dự án ( triệu USD) So với năm trƣớc (triệu USD) 2008 1.171 71.726,80 61.25 2009 1.208 37 23.107,50 -48.619,3 19.13 -42,12 2010 1.237 29 19.886,80 -3.220,7 16,08 -3,05 2011 1.186 -51 15.598,10 -4.288,00 13,15 -2,93 2012 1.287 101 16.348,33 750,23 12,70 -0,45 2013 1.530 243 22.352,23 6003,90 14,61 1,91 Tổng 7,619 _ 169.019,76 _ 22.82 _
43
Theo nhƣ bảng số liệu trên ta thấy trong năm 2008, lƣợng vốn đầu tƣ trực tiếp nƣớc ngoài đã nâng lên gấp 3 lần năm 2007 và lập mốc kỷ lục mới là gần 72 tỷ USD, là mức cao nhất từ khi nƣớc ta tiếp nhận đầu tƣ nƣớc ngoài. Và quy mô của các dự án ngày càng lớn, các dự án tỷ đô liên tục xuất hiện. Lúc này, nƣớc ta đang nhƣ một vùng đất mới rất hấp dẫn đối với các nhà đầu tƣ. Nguồn vốn FDI tăng đồng nghĩa với việc các công ty nƣớc ngoài xuất hiện ở nƣớc ta ngày càng nhiều, ngoài việc mang lại nhiều cơ hội thì nó cũng xuất hiện nhiều vấn đề khác trong đó có hoạt động chuyển giá.
Khi nguồn vốn FDI đầu tƣ vào nƣớc ta ngày càng nhiều, trong khi chúng ta vẫn chƣa có kinh nghiệm trong việc quản lý, sử dụng hiệu quả nguồn vốn này mà chỉ tập trung vào số lƣợng nên nƣớc ta dễ dàng tiếp nhận các dự án và điều đó đã gây ra nhiều hệ lụy không ngờ tới. Do đó bắt đầu từ năm 2009, nƣớc ta bắt đầu siết chặt hơn, tập trung hơn vào chất lƣợng nguồn vốn FDI. Và bên cạnh đó giai đoạn 2009-2012 là giai đoạn mà bối cảnh kinh tế thế giới chịu sự ảnh hƣởng và lan rộng ngày càng lớn của cuộc khủng hoảng thì giảm sút lƣợng vốn đầu tƣ cùng với sự xuất hiện rất ít các dự án tỷ đô là điều dễ hiểu. Ngoài ra, sự sụt giảm này còn do cơ sở hạ tầng còn yếu kém, nguồn nhân lực qua đào tạo chƣa đáp ứng đƣợc nhu cầu, công nghiệp hỗ trợ chƣa phát triển và chịu sự cạnh tranh trong thu hút FDI của một số quốc gia trong khu vực nhƣ Indonesia, Thái Lan, Myanmar...
Và khi đã kiểm soát đƣợc tình hình và nới lỏng hơn trong việc tiếp nhận đầu tƣ thì FDI có sự đảo chiều tăng trở lại ngoạn mục so với giai đoạn đi xuống liên tục kể từ năm 2008, với kết quả khả quan cả về vốn đăng ký mới đạt 22,35 tỷ, vốn bổ sung. Nguyên nhân chính là do sự ổn định về chính trị, kinh tế, an ninh và quốc phòng; nền kinh tế Việt Nam liên tục đạt mức tăng trƣởng cao; công cuộc đổi mới kinh tế theo cơ chế thị trƣờng tiếp tục đƣợc duy trì và đẩy mạnh; mức sống của ngƣời dân đƣợc nâng cao góp phần làm tăng mức cầu nội địa; tiến trình hội nhập kinh tế quốc tế đƣợc đẩy mạnh nhƣ việc nƣớc ta tham gia vào các hiệp định đối tác song phƣơng, đa phƣơng ; uy tín và thƣơng hiệu của các loại hàng hóa sản xuất tại Việt Nam trên các thị trƣờng thế giới ngày càng đƣợc nâng cao.
Nhƣ vậy kết quả thu hút ĐTNN thời gian gần đây đã khởi sắc . Để đạt đƣợc kết quả đó trƣớc hết là do sự tiến bộ trong quản lý, điều hành hoạt động ĐTNN của Chính phủ và khả năng chủ động, năng động của các doanh nghiệp có vốn ĐTNN. Các kết quả này đƣợc kì vọng là kết quả mở đầu cho một giai đoạn mới phát triển hiệu quả và bền vững ĐTNN tại Việt Nam.
44
Đến nay đã có 101 quốc gia và vùng lãnh thổ có dự án FDI tại Việt Nam, trong đó Singapore, Đài loan, Nhật bản và Hàn quốc là những nhà đầu tƣ lớn nhất chiếm gần 61% tổng vốn đăng ký.
Bảng 3.2. Nhóm 10 đối tác đầu tƣ nƣớc ngoài lớn vào Việt Nam giai đoạn 2011 – 2013
Đơn vị tính: Triệu USD
Quốc gia và vùng lãnh thổ
Năm 2011 Năm 2012 Năm 2013
Nhật Bản 2.622,0 5.593,1 5.875,48 Singapore 2.306,4 1.938,0 4.769,04 Hàn Quốc 1.540,2 1.285,2 4.466,01 Đài Loan 579,0 2.658,1 637,35 Hồng Kông 3.460,7 729,1 729,94 Trung Quốc 757,7 371,2 2.338,58 British Virginlsland 496,8 822,1 309.26
Liên Bang Nga 38,7 143,1 1.031,91
Malaysia 458,3 238,4 147.78
Hoa Kỳ 299,9 160,4 130,43
Nguồn:Cục đầu tư nước ngoài-Bộ KHĐT
Theo số liệu ở bảng trên ta thấy ,Nhật Bản là nhà đầu tƣ dẫn đầu về FDI tại Việt Nam với gần 26% tổng vốn đăng ký. Qua các năm vốn FDI không ngừng tăng chứng tỏ môi trƣờng kinh doanh tại Việt Nam là hiệu quả và phù hợp đối với nhà đầu tƣ Nhật Bản. Trong khi nhà đầu tƣ Nhật tăng vốn FDI vào Việt Nam 5% so với năm 2012 thì Đài Loan lại giảm 76%. Rõ ràng,do sự thay đổi chính sách của Việt Nam tập trung hơn cho các dự án công nghệ cao, công nghiệp hỗ trợ… đã khiến cho dòng vốn FDI từ Đài Loan vào Việt Nam có phần giảm sút.
Trong năm 2013, đầu tƣ trực tiếp nƣớc ngoài của Singapore và Hàn Quốc vào Việt Nam đã tăng mạnh. Singapore đứng thứ 2 sau Nhật Bản,chiếm 20,2% tổng số vốn FDI toàn quốc, một con số kỷ lục khẳng định sức hấp dẫn lớn của Việt Nam đối với các doanh nghiệp Singapore và Hàn Quốc. Ngoài ra, sự tăng trƣởng mạnh mẽ dòng vốn FDI của Singapore và Hàn Quốc tại Việt Nam thời gian qua là nhờ những thành tựu kinh tế- xã hội mà Việt Nam đã đạt đƣợc(tăng trƣởng kinh tế hơn 5% và lạm phát đƣợc kiềm chế). Mối quan hệ giữa Hàn Quốc, Singapore với Việt Nam cũng đƣợc cải thiện đáng kể trong những năm qua cũng là nhân tố góp phần thúc đẩy các doanh nghiệp từ các quốc gia trên đầu tƣ vào Việt Nam.
45
Nhìn chung, hầu nhƣ chƣa có thay đổi đáng kể về cơ cấu FDI theo đối tác và các nƣớc Châu Á vẫn là nhà đầu tƣ lớn nhất với 66% vốn đăng ký; các nƣớc châu Âu chiếm 29% tổng vốn đăng ký; các nƣớc châu Mỹ chiếm 4% vốn đăng ký vốn đăng ký, chúng ta thấy rằng việc đầu tƣ FDI theo cơ cấu vùng, lãnh thổ của nƣớc ta trải rộng trên khắp thế giới. Ta có thể nhận thấy các nƣớc này đều là các nƣớc có nền công nghệ phát triển do vậy khi đầu tƣ vào nƣớc ta sản phẩm của họ cũng sẽ là các sản phẩm công nghệ cao nó mang lại nhiều lợi ích cho nƣớc ta nhƣng bên cạnh đó việc kiểm soát các việc chuyển giao công nghệ, máy móc này là rất khó khăn nên việc lách luật để tạo ra lợi nhuận cao là rất có thể. Những nƣớc đầu tƣ FDI nhiều vào nƣớc ta cũng là các nƣớc có mối quan hệ thƣơng mại