Mơ hình Chi bình phương ( ) P-value
1 0.00 1.0000
2 0.00 1.0000
3 0.00 1.0000
4 0.00 1.0000
Nguồn: Phân tích của tác giảtừphần mềm Stata 14.0
Theo kết quả của Bảng 4.6 thì chúng ta thấy không đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0, vì vậy giữa mơ hình Pooled và mơ hình REM, theo kết quảphân tích thì mơ
hình Pooled được xem là phù hợp hơn.
4.1.7 Kiểm định lựa chọn mơ hình FEM và mơ hình REM
Tác giảsử dụng kiểm định Hausman đểlựa chọn mơ hình phù hợp giữa mơ hình
FEM và mơ hình REM. Với giảthuyết H0: mơ hình REM phù hợp hơn mơ hình FEM,
nếu kết quả kiểm định bác bỏ giả thuyết H0thì mơ hình FEM phù hợp hơn mơ hình REM.
Mơ hình Chi bình phương ( ) P-value
1 58.39 0.0000
2 28.07 0.0000
3 59.21 0.0000
4 1.83 0.9939
Nguồn: Phân tích của tác giảtừphần mềm Stata 14.0
Kết quả ở Bảng 4.7 cho thấy giá trị P-valueở cảba mơ hình 1,2,3 đều nhỏ hơn 0.01, do đó, chúng ta đủ cơ sở đểbác bỏgiảthuyết H0, điều này cũng đồng nghĩa rằng
tác giảsẽ lựa chọn mơ hình FEM cho việc ước lượng mơ hình của tác giả trong cảba
mơ hình 1,2,3. Ởmơ hình 4 cho thấy chưa đủ cơ sở đểbác bỏ giảthuyết H0, do đó mơ
hình REM là phù hợpở mơ hình 4.
Kết luận: sau khi tác giả sử dụng các kiểm định cần thiết để lựa chọn mơ hình
phù hợp thì tác giả lựa chọn mơ hình FEM để phân tích dữ liệu trong bài nghiên cứu
này.
4.1.8 Kiểm định phương sai thay đổi phần dư trên dữ liệu bảng
Hiện tương phương sai thay đổi khiến cho kết quả ước lượng hệ số hồi quy không còn hiệu quả nữa. Tác giả sử dụng kiểm định Modified Wald để kiểm tra phương sai thay đổi, kết quả được thểhiệnở Bảng 4.8:
Table 11Bảng 4.8: Kết quảkiểm định phương sai thay đổi
Mơ hình Chi bình phương ( ) P-value
1 46.68 0.0000
2 31.27 0.0000
3 41.98 0.0000
Nguồn: Phân tích của tác giảtừphần mềm Stata 14.0
Theo kết quả ở Bảng 4.8 cho thấy cảbốn mơ hình đều có hiện tượng phương sai
thay đổi với mức ý nghĩa 1%.
4.1.9 Kiểm định hiện tượng tự tương quan phần dư trên dữliệu bảng
Hiện tượng tự tương quan phần dư trên dữ liệu bảng khiến cho hệ số hồi quy của mơ hìnhước lượng khơng cịnđáng tin cậy và hiệu quảnữa. Vì thế, tác giảsử dụng kiểm định Wooldridge (2002) và Drukker (2003) để kiểm tra hiện tượng tự tương quan, với giảthuyết H0là khơng có hiện tượng tự tương quan bậc 1, nếu kết quả kiểm định bác bỏgiảthuyết H0 thì điều này có nghĩa là tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong mơ hình khảo sát. Kết quả được thểhiệnở bảng 4.9
Table 12Bảng 4.9: Kết quảkiểm định hiện tượng tự tương quan
Mơ hình Giá trịthống kê F P-value
1 30.946 0.0000
2 30.979 0.0000
3 33.936 0.0003
4 30.905 0.0004
Nguồn: Phân tích của tác giảtừphần mềm Stata 14.0
Với mức ý nghĩa1% thì kết quả ởBảng 4.9 cho thấy tồn tại hiện tượng tự tương
quanởcảbốn mơ hình.
4.2 Phân tích kết quảhồi quy
Đầu tiên tác giả sử dụng phương pháp bình phương bé nhất OLS để ước lượng
mơ hình nhằm đánh giá và nhận xét ban đầu vềmơ hình. Từ kết quảbảng 4.10, so sánh
0,7196 cho thấy khả năng giải thích của các biến độc lập là 71,96% mức độ biến động trung bình của biến phụthuộc FDI. Đối với tác động của các biến độc lập, kết quảcho thấy với mức ý nghĩa 1% các biến được xác định có ý nghĩa thống kê là FDI kỳ trước, biến GDP và biến tỷ giá hối đoái (Exrate), với mức ý nghĩa 5% là biến lạm phát (Inf) và biến cơ sở hạ tầng (Cel). Còn các biến còn lại như biến xuất khẩu, nhập khẩu, tỷlệ
thất nghiệp và thuế thì khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình 4. Trong mơ hình 1
với mức ý nghĩa là 1% các biến được xác định có ý nghĩa thống kê là FDI kỳ trước và Gro(tỷ lệ tăng trưởng GDP), còn các biến cịn lại trong mơ hình 1 đều khơng có ý nghĩa thống kê .Trong mơ hình 2 với mức ý nghĩa là 1% các biến được xác định có ý nghĩa thống kê là FDI kỳ trước, biến GDP và tỷ giá hoái đoái (Exrate); với mức ý nghĩa là 5% là biến lạm phát (Inf) và biến cơ sởhạtầng (Cel), ngồi ra thì các biến cịn
lại khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Trong mơ hình 3 thì biến FDI kỳ trước và biến
Gro có mức ý nghĩa thơng kê là 1%, cịn lại các biến khác đều khơng có ý nghĩa thơng
kê. Mặt khác, theo kiểm định F trong cả bốn mơ hình với giả thuyết H0 trong trường
hợp các hệsố của các biến độc lập đều bằng không bị bác bỏ tại mức ý nghĩa 1%( vì
Pvaluetrong cả ba trường hợp này đều nhỏ hơn 1%). Điều này cho thấy mơ hình hồi quy theo phương pháp OLS có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích biến phụthuộc FDI từ các biến độc lập kinh tếvĩ mơ. Tuy nhiên, theo như lập luận ban đầu thì trong mơ hình tồn tại vi phạm về hiện tượng phương sai thay đổi, hiện tượng nội sinh và hiện tượng tự tương quan bậc 1 nên kết quả ước lượng từ phương pháp này khơng cịn hiệu quả.
Table 13Bảng 4.10: Kết quảphân tích mơ hình bằng phương pháp OLS
Tên biến Mơ hình 1 Mơ hình 2 Mơ hình 3 Mơ hình 4 Hệsố P-value Hệsố P-value Hệsố P-value Hệsố P-value
FDI kỳ trước 0.82724 0.000 0.82427 0.000 0.82048 0.000 0.82643 0.000
GRO 0.09120 0.001 0.09097 0.001
GDP 7.00150 0.000 7.09571 0.000
Exp 0.01045 0.542 -0.00302 0.859 Imp -0.01729 0.281 0.00400 0.800 Exrate 0.51362 0.655 7.33006 0.001 0.40033 0.729 7.46381 0.001 Unemp 0.06588 0.674 0.10228 0.489 0.03000 0.853 0.11454 0.470 Inf 0.00701 0.725 -0.06499 0.014 0.00591 0.768 -0.06562 0.014 Cel 0.05630 0.349 0.11881 0.045 0.06164 0.307 0.11772 0.048 Tax -0.00165 0.975 0.00293 0.954 -0.00208 0.968 0.00299 0.953 F- Test 33.99 0.000 37.84 0.000 30.25 0.000 33.37 0.000 R2 0.6974 0.7195 0.6994 0.7196
Nguồn: Phân tích của tác giảtừphần mềm Stata 14.0
Bảng 4.11 trình bày kết quả hồi qui bằng phương pháp FEM dữ liệu bảng. Trong mơ hình 1, với mức ý nghĩa 1% biến được xác định có ý nghĩa thống kê là biến FDI kỳ trước, Gro và biến cơ sở hạ tầng (Cel); với mức ý nghĩa 5% là biến tỷgiá hối đối (Exrate); cịn lại các biến khác đều khơng có ý nghĩa thống kê. Trong mơ hình 2, với ý nghĩa thống kê 1% ta có các biến như FDI kỳ trước, GDP và biến Cel; với mức ý nghĩa là 10% ta có biến lạm phát (Inf), cịn lại đều khơng có ý nghĩa thống kê. Theo
mơ hình 3, với mức ý nghĩa 1%biến được xác định có ý nghĩa thống kê là biến FDI kỳ
trước, biến Gro và biến cơ sở hạ tầng (Cel), với mức ý nghĩa 10% là biến tỷ giá hối đối (Exrate), cịn lại đều khơng có ý nghĩa vềmặt thống kê. Theo mơ hình 4, với mức ý nghĩa 1%có biến FDI kỳ trước, biến GDP, biến tỷgiá hối đoái (Exrate) và biến Cel (cơ sở hạtầng) là có ý nghĩa thống kê; với mức ý nghĩa 10% là các biến lạm phát (Inf), cịn lại đều khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Mặt khác, theo kiểm định F trong cảbốn
mơ hình với giả thuyết H0 trong trường hợp các hệ số của các biến độc lập đều bằng
khơng bị bác bỏtại mức ý nghĩa 1%( vì Pvaluetrong cảbốntrường hợp này đều nhỏ hơn 1%). Điều này cho thấy mơ hình hồi quy theo phương pháp FEM có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích biến phụthuộc FDI từ các biến độc lập kinh tế vĩ mô. Tuy nhiên, theo như lập luận ban đầu thì trong mơ hình tồn tại vi phạm vềhiện tượng phương sai thay đổi, hiện tượng nội sinh và hiện tượng tự tương quan bậc 1 nên kết quả ước lượng
từ phương pháp này cũng khơng cịn hiệu quả, do đó, tác giảsử dụng phương pháp ước lượng bằng phương pháp D-GMM đểthay thế.
Table 14Bảng 4.11: Kết quảphân tích mơ hình bằng phương pháp FEM
Tên biến Mơ hình 1 Mơ hình 2 Mơ hình 3 Mơ hình 4 Hệsố P-value Hệsố P-value Hệsố P-value Hệsố P-value
FDI kỳ trước 0.28554 0.003 0.33003 0.001 0.27819 0.004 0.32808 0.001 GRO 0.09941 0.001 0.10246 0.001 GDP 6.78461 0.000 6.75832 0.000 Trade -0.00679 0.168 -0.00163 0.715 Exp 0.00959 0.525 -0.00033 0.983 Imp -0.02281 0.111 -0.00364 0.795 Exrate 2.13852 0.045 8.29974 0.000 2.00627 0.060 8.24634 0.000 Unemp -0.03861 0.781 -0.01917 0.887 -0.07369 0.604 -0.02430 0.866 Inf 0.02804 0.185 -0.04398 0.085 0.02751 0.195 -0.04343 0.091 Cel 0.21662 0.001 0.26554 0.000 0.22007 0.001 0.26569 0.000 Tax 0.02221 0.640 0.02056 0.659 0.01925 0.685 0.02018 0.666 F- Test 9.18 0.000 10.04 0.000 8.37 0.000 8.86 0.000 R2between 0.6989 0.8034 0.6860 0.8006
Nguồn: Phân tích của tác giảtừphần mềm Stata 14.0
Table 15Bảng 4.12 : Kết quảphân tích mơ hình bằng phương pháp REM
Tên biến Mơ hình 1 Mơ hình 2 Mơ hình 3 Mơ hình 4 Hệsố P-value Hệsố P-value Hệsố P-value Hệsố P-value
FDI kỳ trước 0.82724 0.000 0.82427 0.000 0.82048 0.000 0.82643 0.000 GRO 0.09120 0.001 0.09097 0.001 GDP 7.00150 0.000 7.09571 0.000 Trade -0.00391 0.478 0.00085 0.866 Exp 0.01045 0.541 -0.00303 0.859 Imp -0.01729 0.279 0.00400 0.800 Exrate 0.51362 0.654 7.33006 0.000 0.40033 0.729 7.46381 0.001
Unemp 0.06588 0.673 0.10228 0.488 0.03000 0.853 0.11454 0.468 Inf 0.00701 0.724 -0.06499 0.013 0.00591 0.767 -0.06563 0.013 Cel 0.05630 0.347 0.11881 0.043 0.06164 0.305 0.11772 0.045 Tax -0.00165 0.975 0.00293 0.954 -0.00208 0.968 0.00299 0.953 Wald Test 271.92 0.000 302.73 0.000 272.27 0.000 300.30 0.000 R2between 0.9911 0.9713 0.9898 0.9720
Nguồn: Phân tích của tác giảtừphần mềm Stata 14.0
Table 16Bảng 4.13: Kết quảphân tích mơ hình bằng phương pháp D-GMM
Tên biến Mơ hình 1 Mơ hình 2 Mơ hình 3 Mơ hình 4 Hệsố P-value Hệsố P-value Hệsố P-value Hệsố P-value
FDI kỳ trước 0.22405 0.016 0.33003 0.000 0.27819 0.003 0.29176 0.002 GRO 0.09686 0.001 0.10246 0.001 GDP 6.78461 0.000 6.81355 0.000 Trade -0.00506 0.294 -0.00163 0.703 Exp 0.00959 0.512 0.00738 0.610 Imp -0.02281 0.100 -0.00972 0.468 Exrate 2.18071 0.034 8.29974 0.000 2.00627 0.053 8.19353 0.000 Unemp 0.00966 0.942 -0.01917 0.882 -0.07369 0.593 -0.00072 0.996 Inf 0.03310 0.101 -0.04398 0.072 0.02751 0.182 -0.04104 0.089 Cel 0.26195 0.000 0.26554 0.000 0.22007 0.001 0.30393 0.000 Tax -0.01541 0.744 0.02056 0.645 0.01925 0.675 -0.01779 0.711 F- Test 9.83 0.000 10.97 0.000 8.90 0.000 10.26 0.000 Arellano- Bond test -0.12 0.903 0.26 0.793 0.12 0.905 0.09 0.929 Sagan test 109.39 0.203 127.92 0.104 124.43 0.133 114.41 0.123
Nguồn: Phân tích của tác giảtừphần mềm Stata 14.0
Từ kết quảbảng 4.13 mà tác giảsử dụng phươngpháp D-GMM cho cảbốn mơ
hình thì đều cho thấy tính vững của mơ hình. Vềtính phù hợp của từng mơ hình, kiểm
đều có ý nghĩa trong việc giải thích các biến độc lập tác động đến biến phụthc FDI. Ngồi ra, kết quảkiểm định Arellano-Bond test và Sagan test đối với phương pháp ước lượng GMM sai phân của cảbốn mơ hình với mức ý nghĩa đều lớn hơn 10%, cho thấy không đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 về biến công cụ ngoại sinh và khơng có tự tương quan bậc 2 trong mơ hình. Do đó, kết quả ước lượng bằng phương pháp GMM sai phân là phù hợp với dữ liệu nghiên cứu.
Từ bảng kết quả 4.13, ta thấy trong mơ hình 1, biến có mức ý nghĩa thống kê
1% là biến Gro và biến Cel (cơ sởhạtầng); với mức ý nghĩa thống kê 5% là biến FDI
kỳ trước và biến tỷgiá hối đối (Exrate); cịn lại đều khơng có ý nghĩa thống kê. Trong mơ hình 2, với mức ý nghĩa thống kê 1% là biến FDI kỳ trước, biến GDP, biến Exrate (tỷ giá hối đoái) và biến Cel; với mức ý nghĩa 10% là biến lạm phát (Inf), còn lại đều khơng có ý nghĩa thống kê. Theo mơ hình 3, với mức ý nghĩa 1% là biến FDI kỳ trước, biến Gro và biến Cel ; với mức ý nghĩa 10% là biến tỷgiá hối đối (Exrate) , cịn lại đều khơng có nghĩa thống kê. Theo mơ hình 4, với mức ý nghĩa thống kê 1% là biến FDI kỳ trước, biến GDP, biến Exrate và biến Cel; với mức ý nghĩa 10% là biến lạm phát (Inf) ; cịn lại đều khơng có nghĩa thống kê.
Thảo luận các yếu tố ảnh hưởng đến dòng vốn FDI khu vực ASEAN
Quy mô thị trường
Quy mô thị trường được đại diện bởi GDP – tổng sản phẩm quốc nội và tỷ lệ tăng trưởng GDP theo đầu người là một trong những thước đo quan trọng ảnh hưởng đến dòng vốn FDI vào khu vực ASEAN. Theo kết quảphân tích từ bảng 4.13, với mức ý nghĩa 1% cho thấy sự tác động thống nhất cùng chiều của quy mô thị trường đến
dịng vốn FDI. Cụthể, trong mơ hình 1 cho thấy nếu Gro –tỷlệ tăng trưởng GDP theo
đầu người tăng 1% thì dịng vốn FDI sẽ tăng 0,097%, trong mơ hình 2 thì nếu GDP tăng 1% thì dịng vốn FDI sẽ tăng 6,785%. Kết quả nghiên cứu này cũng phù hợp với
giả thuyết ban đầu mà tác giả đãđề ra rằng quy mơ thị trường có tác động cùng chiều
với dịng vốn FDI. Và kết quảnày cũng phù hợp với các nghiên cứu trước đây như của
Erdal Demirhan và Mahmut Masca (2008), tìm thấy mối quan hệcùng chiều giữa tỷlệ
tăng trưởng GDP theo đầu người và dòng vốn FDI. Nguyễn Thị Liên Hoa và Bùi Thị Bích Phương (2014), và nghiên cứu của Mottaleb và cộng sự (2010) cho thấy mối quan
hệcùng chiều giữa GDP và dòng vốn FDI. Kết quả này cũng góp phần khẳng định vai
trị quan trọng của nhân tố quy mô thị trường ảnh hưởng đến FDI. Tuy nhiên, kết quả
này lại trái với nghiên cứu của Teixeira và cộng sự (2016) rằng quy mô thị trường khơng có tác động đến dịng vốn FDI.
Độmở thương mại
Kết quả ước lượng trong bài viết của tác giảvề độmở thương mại cho thấy trái ngược với như kỳ vọng với giảthuyết ban đầu rằng độ mở thương mại tác động cùng chiều đến dòng vốn FDI. Trong mơ hình 1 cho thấy tác động âm của độ mở thương
mại đến FDI, cũng như trong mơ hình 2 cũngcho thấy tác động âm. Điều này cho thấy
việc gia tăng độ mở thương mại của mỗi quốc gia sẽ thúc đẩy làm giảm việc thu hút
dịng chảy nguồn vốn FDI vào quốc gia mình hơn . Tuy nhiên, vềmặt ý nghĩa thống kê
thì kết quảcho thấy độ mở thương mại không ý nghĩa thống kê trong bài nghiên cứu
này, kết quả này cũng tương tự với nghiên cứu của Khachoo và Khan (2012) nghiên cứu tại 68 quốc gia đang phát triển trong giai đoạn 1982-2008, cho rằng độ mở thương
mại khơng có tác động đến dịng vốn FDI. Ngồi ra, kết quả nghiên cứu này lại khác
với nghiên cứu của Nguyễn Thị Liên Hoa và Bùi Thị Bích Phương (2014), Erdal Demirhan và Mahmut Masca (2008), Pravakar Sahoo (2006), Teixeira và cộng sự
(2016) rằng độmở thương mại có tác động dương đến FDI và có ý nghĩa thống kê.
Giống với kỳvọng dấu mà giảthuyết ban đầu tác giả đãđưa ra là tỷgiá hối đối có tác động cùng chiều với dịng vốn FDI, theo kết quảphân tích trong cảbốn mơ hình cho thấy tính vững của kết quảrằng tỷgiá hối đối có tác động dương đến FDI. Vềmặt lý thuyết việc gia tăng tỷgiá hối đoái sẽ tăng cường hỗ trợ xuất khẩu (do đồng nội tệ mất giá so với ngoại tệ), từ đó mở rộng thị trường tiêu thụ đối với với những cơng ty FDI, vì thếtỷgiá hối đối tăng giúp thu hút nguồn vốn FDI. Bên cạnh giá trịxuất khẩu