160 60 40 20 a ơ ơơơơơơơơơ ơơơơơơơơơơ
REER NEER -∙-FDI (đvt: 100 triệu USD)
Hình 4.8. Mối quan hệ giữa mức độ tỷ giá thực đa phương và vốn FDI
Kết quả nghiên cứu mô hình 1 cho thấy giả thuyết H1: “Mức độ tỷ giá có quan hệ nhân quả với vốn FDI tại Việt Nam ” được chấp nhận. Cụ thể, có tồn tại mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa mức độ tỷ giá và vốn FDI ở Việt Nam. REER ở độ trễ 4 có tác động cùng chiều đến FDI với mức ý nghĩa thống kê là 1%. Điều này có nghĩa là đồng tiền nội tệ mất giá làm tăng vốn FDI vào Việt Nam. Theo kết quả mô hình 1, sự mất giá của VND ở độ trễ 4 kỳ làm tăng FDI vào Việt Nam giai đoạn 2005-2019. Sự sụt giảm giá trị của VND làm gia tăng của cải của nhà ĐTNN, tạo cho họ chi phí đầu tư thấp hơn tương đối, do đó khuyến khích đầu tư. Tác động này diễn ra ở độ trễ 4 quý (là khoảng thời gian tương đối dài) cũng phù hợp với tính chất của vốn FDI là cố định, các quyết định liên quan đến vốn FDI chỉ có thể thay đổi trong dài hạn. Kết quả này phù hợp với phù hợp với khung lý thuyết mô hình OLI của Dunning (1988) và lý thuyết thị trường không hoàn hảo, các công ty đa quốc gia đã gia tăng đầu tư để khai thác tính không hoàn hảo của thị trường về lợi thế liên quan tỷ giá, khi đồng tiền của nhà đầu tư tăng giá trị so với đồng tiền nước nhận đầu tư. Kết quả này phù hợp với quan điểm của Froot và Stein (1991); Blonigen (1997); Swenson (1994); Klein và Rosengren (1994); Kogut và Chang (1996); Hung (1997); Campa và cộng sự (1998); Baek và Okawa (2001); Nucci và Pozzolo (2001); Kiyota và Urata (2004); Bolling và cộng sự (2007); Georgopoulos (2008); Udomkerdmongkol và cộng sự (2009); Takagi và Shi (2011); Cương và cộng sự (2013); Pham và Nguyen (2013); Kodongo và Ojah (2013); Lee (2015); Tsaurai (2015); Mensah và cộng sự (2017); Ibrahim và Raji (2018).
Stt Nội dung thực hiện Kết quả
87
Ở chiều ngược lại, kết quả nghiên cứu mô hình 1 cho thấy, FDI ở độ trễ 4 có tác động cùng chiều đến REER với mức ý nghĩa thống kê là 1%. Điều này có nghĩa là vốn FDI gia tăng đã làm tăng mức độ tỷ giá thực đa phương (nghĩa là VND trở nên mất giá so với các đối tác). Mặc dù kết quả nghiên cứu không phù hợp với lý thuyết cung cầu và không đúng như kỳ vọng của luận án nhưng kết quả này được giải thích bởi lý thuyết ngang giá sức mua, Tỷ giá ngoài việc chịu tác động bởi quy luật cung cầu thì còn chịu tác động của yếu tố lạm phát của các nước. Mặt khác, nghiên cứu của Lartey (2011) cho thấy, có sự khác biệt về chiều hướng tác động của vốn FDI đến tỷ giá thực giữa các quốc gia là do phụ thuộc vào độ mở tài chính của quốc gia nghiên cứu. Sự gia tăng vốn FDI dẫn đến sự tăng giá trị thực của đồng nội tệ chỉ có ở các quốc gia có độ mở tài chính cao và ngược lại. Do đó, kết quả nghiên cứu cũng có thể chịu ảnh hưởng của độ mở tài chính của Việt Nam.
Mặt khác, các biểu đồ mối quan hệ giữa tỷ giá đa phương và vốn FDI cho thấy, tỷ giá thực đa phương có diễn biến cùng chiều với FDI trong khi diễn biến danh nghĩa thì có chiều hướng ngược lại. Diễn biến của tỷ giá danh nghĩa đa phương phù hợp lý thuyết là dòng vốn vào có xu hướng làm gia tăng giá trị đồng nội tệ (hình 4.8). Trong khi đó, tỷ giá thực đa phương của Việt Nam còn chịu ảnh hưởng bởi chỉ số lạm phát của Việt Nam và chỉ số lạm phát của các đối tác thương mại. Do vậy, luận án cho rằng, kết quả tác động của dòng vốn FDI đối với tỷ giá thực đa phương khác với kỳ vọng là do phụ thuộc vào độ mở tài chính của Việt Nam, chỉ số lạm phát của Việt Nam và chỉ số lạm phát của các đối tác thương mại.
Giả thuyết H2: “Độ mở thương mại có ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa tỷ giá và vốn FDI tại Việt Nam ” được chấp nhận trong mô hình nghiên cứu vì độ mở thương mại được tìm thấy tác động có ý nghĩa thống kê đến FDI và REER. Hình 4.8 cho thấy, diễn biến gia tăng vốn FDI vào Việt Nam sau các thành quả đạt được trong nỗ lực mở cửa hội nhập quốc tế. Xu hướng tăng vốn FDI khởi sắc vào năm 2006, liền kề sau thời điểm Quốc hội Nước Cộng hòa Xã hội chủ nghĩa Việt Nam ban hành luật đầu tư kết thúc sự phân biệt giữa doanh nghiệp nội và doanh nghiệp ngoại. Đặc biệt, sự kiện Việt Nam gia nhập WTO vào ngày 7-11-2006 (được công nhận là thành viên chính thức của tổ chức này vào ngày 11-1-2007) là dấu mốc quan trọng ghi nhận Việt Nam đã chính thức hội nhập một cách sâu rộng và tham gia vào các định chế tài chính lớn của thế giới. Vốn FDI đã gia tăng mạnh trong giai đoạn này.
Giả thuyết H3: “Tăng trưởng kinh tế có ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa tỷ giá và vốn FDI tại Việt Nam'” cũng được chấp nhận trong mô hình nghiên cứu vì tăng trưởng kinh tế được tìm thấy tác động có ý nghĩa thống kê đến REER. Tuy nhiên, trong thực tế, tăng trưởng kinh
88
tế của Việt nam trong thời gian qua tương đối ổn định nên tác động không nhiều đến tỷ giá và vốn FDI.
Giả thuyết H4: “Khủng hoảng tài chính toàn cầu có ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa tỷ giá và vốn FDI tại Việt Nam ” được chấp nhận vì biến giả khủng hoảng tài chính được tìm thấy tác động có ý nghĩa thống kê đến FDI và mức độ tỷ giá thực đa phương của Việt Nam. Hình 4.8 cho thấy có điểm gãy cấu trúc trong mối quan hệ giữa FDI và mức độ tỷ giá thực đa phương của Việt Nam. Thời điểm quý 1 năm 2008, do ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu, vốn FDI đã có sự sụt giảm mạnh, sau đó ổn định trong năm 2010 và phục hồi chậm chạp trong những năm tiếp theo. Mặt khác, trong giai đoạn khủng hoảng tài chính toàn cầu quý 2-2007 đến quý 2-2009, dòng vốn FDI và tỷ giá thực đa phương biến động không theo xu hướng chung, ví dụ tại điểm quý 1-2008, giá trị REER vẫn tăng hơn so với quý trước đó nhưng vốn FDI đã sụt giảm một lượng đáng kể.
4.2.3. Ket quả mô hình nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và vốn đầu
tư trực tiếp nước ngoài ở Việt Nam và thảo luận
4.2.3.1. Kết quả mô hình 2 nghiên cứu mối quan hệ giữa vốn đầu tư trực tiếp nướcngoài ở Việt Nam và biến động tỷ giá (Std_reer) tính theo phương pháp ngoài ở Việt Nam và biến động tỷ giá (Std_reer) tính theo phương pháp độ lệch chuẩn (xem phụ lục 2)
• Tóm tắt kết quả các bước phân tích xác định mô hình tối ưu
2008Q1 (10%) 2008Q3 (506%) (130%) 2 Kiểm định tính dừng Chuỗi gốc chưa dừng
Chuỗi sai phân bậc 1: tất cả dừng
Xác định độ trễ tối ưu Độ trễ 4
4 Kiểm định đồng liên kết với độ trễ tối ưu 3
Không tồn tại đồng liên kết
~5~ Chạy mô hình VAR với độ trễ 3 Chi tiết trong bảng hệ số mô hình VAR (bảng 4.11)
~6~ Kiểm định hiện tượng tự tương quan Mô hình VAR với độ trễ tối ưu 4 không tồn tại hiện tượng tư tương quan
7 Kiểm định sự ổn định của mô hình Các nghiệm đều nằm trong vòng tròn đơn vị nên mô hình ổn định
ɪ Kiểm định nhân quả Granger Chi tiết trong bảng hệ số mô hình VAR (bảng 4.12) Biến độc lập DF DI DSTD REER Độ trễ Hệ số P-value Hệ số P-value DFDI L1. -0,7826 0,000*** 0,000 1 0,650 L2. -0,5871 0,001*** 0,000 3 0,395 L3. -0,4261 0,009** 0,000 4 0,185 L4 0,0401 0,779 0,000 6 0,033** DSTD_REER L1. 11,1191 0,862 -0,2831 0,028** L2. -21,1775 0,745 -0,3802 0,004*** L3. -148,5737 0,039** -0,1009 0,489 L4 15,4118 0,829 -0,0144 0,920 89
Nguồn: Kết quả phân tích của tác giả
• Ket quả mô hình VAR kiểm định mối quan hệ giữa Std_reer và vốn FDI Bảng 4.11. Ket quả kiểm định mối quan hệ giữa DSTD_REER và DFDI
DSTD_REER DFDI 4,86 4 0,302
Stt Nội dung thực hiện Kết quả
Ghi chú: ** và *** có ý nghĩa tương ứng ở mức 5% và 1%
Nguồn: Kết quả phân tích của tác giả
Kết quả kiểm định mối quan hệ giữa biến động tỷ giá thực đa phương (tính theo phương pháp độ lệch chuẩn) và vốn FDI cho thấy có tác động hai chiều giữa hai biến. Về tác động của Std_reer đến FDI, kết quả nghiên cứu cho thấy Std_REER ở độ trễ 3 có tác động ngược chiều đến vốn FDI vào Việt Nam với mức ý nghĩa thống kê là 5%. Nghiên cứu chưa tìm thấy tác động có ý nghĩa thống kê của Std_reer ở các độ trễ 1, 2 và 4 đến vốn FDI vào Việt Nam. Ở chiều ngược lại, nghiên cứu cho thấy Std_reer chịu tác động cùng chiều bởi FDI sau 4 quý với mức ý nghĩa thống kê là 5%. Các độ trễ 1,2 và 3 của FDI chưa tìm thấy tác động có ý nghĩa thống kê đến Std_reer của Việt Nam.
• Kết quả kiểm định nhân quả Granger giữa DSTD_REER và DFDI
90
Bảng 4.12. Kết quả kiểm định nhân quả Granger mô hình 2
Nguồn: Kết quả phân tích của tác giả
Kết quả kiểm định nhân quả Granger giữa biến động tỷ giá (Std_reer) và vốn FDI ở Việt Nam được trình bày trong Bảng 4.12 cho thấy không tồn tại quan hệ nhân quả Granger giữa DSTD_REER và DFDI.
4.2.3.2.Kết quả mô hình nghiên cứu mối quan hệ giữa vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài ở Việt Nam và biến động tỷ giá “V_reer” tính theo phương pháp
GARCH(1,1) (phụ lục 3)
1 Thống kê mô tả V_reer Giá trị thấp nhất: 2008Q1 (0,034%) Giá trị cao nhất: 2009Q1 (0,185%) Giá trị trung bình (0,057%) 2 Kiểm định tính dừng Chuỗi gốc chưa dừng
Chuỗi sai phân bậc 1: tất cả dừng
3 Xác định độ trễ tối ưu Độ trễ 4
4 Kiểm định đồng liên kết với độ trễ tối ưu 4
Không tồn tại đồng liên kết
_5 ~ ~
Chạy mô hình VAR với độ trễ 4 Không trình bày kết quả do mô hình không được chọn
6 Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Mô hình VAR với độ trễ tối ưu 4 tồn tại hiện tượng tự tương quan
7 KẾT LUẬN:
Kết quả mô hình 3 nghiên cứu mối quan hệ giữa vốn FDI ở Việt Nam và biến động tỷ giá (tính theo phương pháp GARCH( 1,1) cho thấy mô hình không vững, không đủ tin cậy về mặt thống kê nên luận án không trình bày và sử dụng kết quả của mô hình 3 để giải thích mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và vốn FDI ở Việt Nam.
91
4.2.3.3. Thảo luận kết quả kiểm định mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và vốn đầu tưtrực tiếp nước ngoài trực tiếp nước ngoài
Để có được kết quả tốt nhất trong việc kiểm định giả thuyết H5: “Biến động tỷ giá có quan hệ nhân quả với vốn FDI tại Việt Nam ”, luận án đã sử dụng đồng thời cả hai phương pháp đo lường biến động tỷ giá là phương pháp độ lệch chuẩn và phương pháp GARCH(1,1). Kết quả đã tìm ra được hai chuỗi dữ liệu về biến động tỷ giá là Std_reer và V_reer. Sau đó, luận án lần lượt sử dụng hai chuỗi dữ liệu này vào mô hình 2 và mô hình 3 để kiểm định mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và vốn FDI.
Kết quả kiểm định của kiểm mô hình 2 về mối quan hệ giữa vốn FDI và biến động tỷ giá (đo bằng phương pháp độ lệch chuẩn) cho thấy, mô hình 2 có độ trễ tối ưu là 4. Kết quả kiểm định cho thấy hai mô hình 2 không tồn tại hiện tượng tự tương quan và các nghiệm của phương trình đều nằm trong vòng tròn đơn vị nên mô hình 2 có tính ổn định và phù hợp. Do đó, luận án thảo luận kết quả của mô hình 2 để giải thích mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và vốn FDI.
Giả thuyết H5: “Biến động tỷ giá có quan hệ nhân quả với vốn FDI tại Việt Nam ” được chấp nhận theo kết quả nghiên cứu của mô hình 2. Kết quả kiểm định cho thấy, có tác động hai chiều giữa biến động tỷ giá thực đa phương (tính theo phương pháp độ lệch chuẩn) và vốn FDI. Biến động tỷ giá thực đa phương, tính theo phương pháp độ lệch chuẩn được hiểu là sự biến thiên, phân tán của các giá trị tỷ giá mỗi kỳ so với giá trị tỷ giá trung bình trong tập dữ liệu. Sự chênh lệch trong các giá trị của tỷ giá mỗi kỳ có tác động đến vốn FDI vào Việt Nam. Và sự thay đổi vốn FDI có tác động đến sự chênh lệch giá trị tỷ giá mỗi kỳ so với giá trị tỷ giá trung bình.
• Theo kết quả mô hình 2, sự gia tăng của biến động tỷ giá ở độ trễ 3 kỳ làm suy giảm dòng vốn FDI vào Việt Nam giai đoạn 2005-2019. Kết quả này phù hợp với lý thuyết thị trường không hoàn hảo. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước như: Cushman (1988); Dixit (1989); Campa (1993); Blonigen (1997); Hubert và Pain (1999); Urata và Kawai (2000); Tomlin (2000); Bleaney và Greenaway (2001); Pozo (2001) (biến động tỷ giá đo bằng GARCH(1,1); Bénassy-Quéré, Fontagne và Lahrèche-Révil (2001); Brink và Viviers (2003); Kiyota và Urata (2004); Kyereboah-Coleman và Agyire-Tettey (2006); Vita và Abbott (2007); Ruiz và Pozo (2008); Udomkerdmongkol và cộng sự (2009); Karimpoor và cộng sự (2014); Omolola và Adefemi (2018).
• Về tác động của vốn FDI đến biến động tỷ giá ở Việt Nam, kết quả nghiên cứu mô hình 2 cho thấy FDI ở độ trễ 4 tác động cùng chiều có ý nghĩa thống kê đến biến động tỷ giá. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước như: Al-Abri và Baghestani (2015); Kili (2018).
Số quan sát Trung bình Độ lệch chuân Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất
fpi (triệu USD) 57 389,964
9 597,1 -1.458,0 2063 reer 57 122,586 5 17,6 96,4 147,5 open 57 1,99 2 0,4 1,1 3,4 growth (%) 57 6,476 8 1,3 3,1 9,5
Chuỗi dữ liệu gốc Chuỗi sai phân bậc 1
fpi 0,0006*** 0,0000***
reer 0,8993 0,0000***
open 0,0000*** 0,0000***
Biểu đồ diễn biến mối quan hệ giữa vốn FDI và biến động tỷ giá thực đa phương ở Việt Nam trong thời gian qua góp phần minh họa rõ hơn cho kết quả nghiên cứu. Hình 4.9 cho thấy có xu hướng ngược chiều giữa biến động tỷ giá thực đa phương (Std_reer) và vốn FDI vào Việt Nam. Số liệu thực tế cho thấy, phần lớn thời gian nghiên cứu, dòng vốn FDI có xu hướng gia tăng trong các thời kỳ tỷ giá thực ít biến động. Tuy nhiên, xu hướng chung này không thống nhất trong toàn bộ giai đoạn quan sát, ví dụ trong thời điểm có khủng hoảng tài chính toàn cầu (quý 3-2008) hoặc không có khủng hoảng (quý 4-2016 hay quý 1-2018). Điều này cho thấy khủng hoảng tài chính toàn cầu có tác động đến quan hệ giữa biến động tỷ giá thực đa phương (Std_reer) và vốn FDI vào Việt Nam. Kết quả kiểm định của mô hình 2 cho thấy, khủng hoảng tài chính toàn cầu có tác động có ý nghĩa thống kê đến biến động tỷ giá thực đa phương ở Việt Nam tính theo phương pháp độ lệch chuẩn (hình 4.9 và phụ lục 2).
6
---std_reer -∙-FDI (đvt: 1 tỷ USD)
Hình 4.9. Mối quan hệ giữa biến động tỷ giá thực đa phương Std_reer và FDI
Kết quả kiểm định mô hình 3 về mối quan hệ giữa vốn FDI và biến động tỷ giá (đo bằng phương pháp GARCH(1,1) cho thấy, mô hình 3 có độ trễ tối ưu là 4. Tuy nhiên, kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan của mô hình 3 với độ trễ 4 cho thấy tồn tại hiện tượng tự tương quan, do đó mô hình không đủ tin cậy về mặt thống kê. Do vậy, mô hình 3 không được sử dụng để giải thích mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và vốn FDI ở Việt Nam.
4.3. Kết quả nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá và vốn đầu tư gián tiếp nước ngoài
4.3.1. Kết quả phân tích lựa chọn mô hình tối ưu về mối quan hệ giữa mức độ tỷ
giá và vốn đầu tư gián tiếp nước ngoài (xem phụ lục 4)
4.3.1.1. Thống kê mô tả các biến trong mô hình 4
Ket quả thống kê mô cho thấy, các biến trong mô hình đều có 57 quan sát trong giai đoạn từ quý 4-2005 đến quý 4-2019. Trong đó, vốn FPI đạt giá trị cao nhất là 2.063 triệu USD vào quý 3 năm 2007, giá trị thấp nhất -1.458 triệu USD vào quý 4 năm 2008, đạt bình quân 389,96 triệu USD/quý. Tỷ giá thực đa phương đạt giá trị cao nhất là 147,5 vào quý 4 năm 2019 và thấp nhất là 96,4 vào quý 2 năm 2006 với mức tỷ giá thực đa phương trung bình là 122,6. Độ mở thương mại đạt giá trị cao nhất là 3,4 vào quý 2 năm 2018 và thấp nhất là 1,1 vào quý 4 năm 2012 với độ mở thương mại trung bình là 1,9. Tốc độ tăng trưởng GDP đạt giá trị cao nhất là 9,5% vào quý 4 năm 2007 và thấp nhất là 3,1% vào quý 1 năm 2009. Tốc độ tăng trưởng GDP