CointEq1 Standard errors t-statistics C
Mơ hình 2 (FDI và GDP) LNGDP(-1) 1.000000 - - 8.971593 LNIMPORT(-1) 0.534062 (0.04550) [ 11.7374] LNEXPORT(-1) -0.884224 (0.06010) [-14.7127] LNFDI(-1) -0.188027 (0.00701) [-26.8055] LNEMP(-1) -1.334550 (0.17219) [-7.75023] Mơ hình 3 (FDI và CPI) LNCPI(-1) 1.000000 - - -3.801110 LNM2(-1) -0.107266 (0.17122) [-0.62647] LNFDI(-1) -0.544157 (0.11294) [-4.81822] LNEXR(-1) 0.457458 (0.86810) [ 0.52697] Mơ hình 4 (FDI và EXR) LNEXR(-1) 1.000000 - - -5.111162 LNOPE(-1) -1.330511 (0.15050) [-8.84065] LNFDI(-1) -0.208248 (0.05056) [-4.11860] LNERV(-1) 0.359258 (0.03486) [ 10.3050]
Kết quả bảng 4.12 cho thấy:
Với mơ hình (2), tác động của LnFDI tới LnGDP có giá trị đồng tích hợp
chuyển đổi được ước lượng từ mơ hình VECM là (1, - 0.188027), trong dài hạn tăng
trưởng kinh tế (GDP) biến động cùng chiều với FDI, xuất khẩu và lao động, trong
khi nhập khẩu có biến động ngược chiều với GDP. Điều này phù hợp với lý thuyết và
thực tế tại Việt Nam khi việc giải ngân FDI, xuất khẩu và lao động đang đóng góp
tích cực cho GDP, đây cũng là những nguyên nhân chính tạo ra biến động của GDP
của Việt Nam giai đoạn 1991 – 2017 theo hướng tích cực. Kết luận này đưa ra
khuyến nghị cho việc cần thiết tăng cường thu hút, giải ngân FDI, nâng cao chất lượng của nguồn vốn đầu tư, hướng nguồn vốn này vào các dự án sản xuất, chế biến
động, điều này sẽ khiến trong dài hạn FDI đóng góp tích cực cho tăng trưởng GDP ổn định.
Với mơ hình (3), tác động của LnFDI tới LnCPI có giá trị đồng tích hợp chuyển
đổi được ước lượng từ mơ hình VECM là (1, - 0.544157). Trong quan hệ dài hạn lạm
phát biến động cùng chiều với FDI và cung tiền M2. Điều này cho thấy, nguyên nhân tăng CPI của Việt Nam giai đoạn 1991 – 2017 có sự tham gia của cung tiền M2 và FDI. Như vậy, việc thúc đẩy thu hút và giải ngân FDI cũng đem đến nguy cơ tăng lạm
phát, gây biến động đến nền kinh tế. Do đó, cần có sự kiểm soát chặt chẽ hoạt động
thu hút và sử dụng FDI nhằm hạn chế tác động tiêu cực của chỉ số này cho lạm phát nói riêng, ổn định nền kinh tế nói chung.
Với mơ hình (4), tác động của LnFDI tới LnEXR có giá trị đồng tích hợp
chuyển đổi được ước lượng từ mơ hình VECM là (1, - 0.208248). Trong quan hệ dài
hạn, chỉ số tỷ giá hối đoái EXR biến động cùng chiều với chỉ số FDI, OPE và ngược
chiều với ERV. Điều này cho thấy, FDI cũng là nguyên nhân biến động của tỷ giá
hối đoái của Việt Nam giai đoạn 1991 – 2017. Như vậy, việc thúc đẩy thu hút và giải ngân FDI cũng đem đến nguy cơ biến động tỷ giá hối đối.
4.6.2.2. Phân tích mối quan hệ trong ngắn hạn
Bảng 4.13. Kết quả VECM về mối quan hệ ngắn hạn giữa FDI và các chỉ số vĩ mô đơn lẻ Error Correction: D(LNGDP) D(LNIMPORT) D(LNEXPORT) D(LNFDI) D(LNEMP)
CointEq1 -0.622888 -2.060360 -1.308144 0.240679 -0.000629
Mơ hình 2 (0.10037) (0.38568) (0.22561) (0.84954) (0.03279)
[-6.20595] [-5.34221] [-5.79820] [-0.28330] [-0.01917]
Error Correction: D(LNCPI) D(LNM2) D(LNFDI) D(LNEXR) CointEq1 -0.019035 0.103549 0.164571 -0.046988
Mơ hình 3 (0.01218) (0.02902) (0.06796) (0.00950)
[-1.56289] [ 3.56823] [ 2.42149] [-4.94417]
Error Correction D(LNEXR) D(LNOPE) D(LNFDI) D(LNERV) CointEq1 -0.004446 0.005115 0.056950 -1.356246
Mơ hình 4 (0.00888) (0.02530) (0.09059) (0.14878)
[-0.50067] [ 0.20213] [ 0.62867] [-9.11582]
của LnGDP, LnIMPORT, LnEXPORT và LnEMP có giá trị lần lượt là -0.622888, - 2.060360, -1.308144, -0.000629 < 0, trong khi CointEq1 của LnFDI là 0.240679 > 0, điều
này cho thấy cơ chế sửa lỗi chỉ xảy ra đối với LnGDP, LnIMPORT, LnEXPORT và
LnEMP. Do đó, trong ngắn hạn biến động của FDI có tác động đến biến động của
GDP sau 1 kỳ tương đương 1 quý (-1). Với hệ số điều chỉnh sai số như trên để trở về trạng thái cân bằng, sau mỗi giai đoạn tăng trưởng kinh tế phải điều chỉnh mức
0.622888 % trong mối quan hệ lâu dài với FDI. Đây là mức nhỏ, cho thấy sự điều
chỉnh mất cân bằng rất chậm, nếu có cú sốc nào đó thì mất cân bằng sẽ kéo dài và
khó phục hồi. Điều này càng khẳng định, việc giải ngân FDI có tác động ngắn hạn
đến tăng GDP và các yếu tố khác như xuất khẩu, nhập khẩu và việc làm, từ đó gián
tiếp tác động tích cực đến GDP. Do đó, để tăng trưởng GDP bền vững trong ngắn
hạn, cần thiết thúc đẩy hoạt động thu hút và giải ngân nguồn vốn FDI.
- Đối với tác động ngắn hạn của FDI tới lạm phát (mơ hình 3). Với CointEq1 của LnCPI, LnEXR có giá trị lần lượt là -0.019035, -0.046988< 0, trong khi CointEq1
của LnFDI và LnM2 có giá trị lần lượt là 0.164571, 0.103549 > 0, điều này cho thấy cơ chế sửa lỗi chỉ xảy ra đối với LnCPI và LnEXR. Do đó, có thể khẳng định biến động
của FDI và cung tiền M2 có tác động ngắn hạn sau 1 kỳ tương đương 1 quý (-1)
đến biến động của lạm phát của Việt Nam giai đoạn 1991 – 2017. Với hệ số điều
chỉnh sai số như trên để trở về trạng thái cân bằng, sau mỗi giai đoạn chỉ số giá tiêu dùng phải điều chỉnh mức 0.019035 % trong mối quan hệ lâu dài với FDI. Đây là
mức rất nhỏ, cho thấy sự điều chỉnh mất cân bằng rất chậm, nếu có cú sốc nào đó
thì mất cân bằng sẽ kéo dài và khó phục hồi. Kết luận này cho thấy, việc hạn chế biến động trong ngắn hạn của FDI sẽ giúp hạn chế biến động trong ngắn hạn của
CPI, tránh những ảnh hưởng đến biến động kinh tế vĩ mô từ việc biến động của lạm phát. Những biến động ngắn hạn giai đoạn 2006 - 2012 xảy ra khi các nhà ĐTNN đầu cơ vào các dự án bất động sản, sau đó khi các dự án này tăng giá, thu hút vốn
từ các nhà đầu tư khác, nhất là trong nước nhận đầu tư, các nhà ĐTNN nhanh
chóng bán các dự án này và rút vốn về nước khiến dòng vốn đột ngột biến động,
gây tác động đến lạm phát của Việt Nam.
- Tương tự, đối với tác động ngắn hạn của FDI tới tỷ giá hối đối (mơ hình 4). Với CointEq1 của LnEXR và LnERV có giá trị lần lượt là - 0.004446, - 1.356246 < 0, trong khi CointEq1 của LnFDI và LnOPE có giá trị lần lượt là 0.056950, 0.005115 > 0,
điều này cho thấy cơ chế sửa lỗi chỉ xảy ra đối với LnEXR và LnERR. Điều này có
hối đoái của Việt Nam giai đoạn 1991 – 2017. Do đó, để giảm biến động của tỷ giá hối
đoái trong ngắn hạn, Việt Nam cần giảm biến động của FDI trong ngắn hạn, nhất là
việc tăng, giảm giải ngân FDI thất thường có thể dẫn đến biến động của tỷ giá hối
đối, từ đó ảnh hưởng đến biến động kinh tế vĩ mô của nền kinh tế.
4.6.2.3. Chẩn đốn mơ hình.
Tương tự mục 4.5.2.3 sau khi sử dụng phần mềm Eview 8.0 để kiểm định chẩn
đốn mơ hình trên cho kết quả: Đối với kiểm định tương quan chuỗi VEC Residual
Serial Correlation LM Tests, kết quả khẳng định phần dư ước lượng không tồn tại
tương quan chuỗi tại bước trễ thứ h, điều này cho thấy bác bỏ giả thiết không về tồn tại
tương quan chuỗi của phần dư ước lượng từ mơ hình VECM ngay tại bước trễ thứ
nhất. Đối với ước lượng tính chuẩn VEC Residual Normality Tests Orthogonalization: Cholesky (Lutkepohl), kết quả khẳng định phần dư ước lượng tuân theo quy luật phân
phối chuẩn. Kiểm định phương sai không đồng nhất của phần dư VEC Residual
Heteroskedasticity Tests: No Cross Terms (only levels and squares) cho thấy phần dư
ước lượng tồn tại phương sai đồng nhất. Như vậy có thể kết luận mơ hình sử dụng để
phân tích tác động của FDI tới các chỉ số kinh tế vĩ mô đơn lẻ là phù hợp. (Kết quả cụ
thể có thể xem ở Phụ lục).
4.6.2.4. Kiểm định quan hệ nhân quả Granger
Kiểm định Granger cho thấy kết quả như sau: