VFDI OLS (1) REM (2) FEM (3) FGLS (4) GMM (5) Governance 3.538*** 2.276 -14.10** -0.0981 -22.09* (3.08) (1.09) (-2.30) (-0.14) (-1.77) Trade -17.43*** -11.89* 28.32* -0.0426 -17.12 (-4.48) (-1.71) (1.77) (-0.02) (-0.40) M2growth -10.90 -1.616 1.635 -0.0960 -2.407 (-0.94) (-0.14) (0.14) (-0.09) (-0.55) GDPPCG 0.257 0.450 0.669 -0.00680 1.378** (0.44) (0.71) (0.99) (-0.08) (2.01) L.vfdi 0.372*** (3.16) _cons 98.87*** 71.87** -114.7 0.836 (5.51) (2.24) (-1.56) (0.07) N 336 336 336 336 294 AR(1) 0.010 AR(2) 0.891 Hansen 1.000
(*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%)
Kiểm định Hansen cho kết quả p-value lớn và lớn hơn nhiều 0.05 cho thấy số biến cơng cụ trong mơ hình GMM là vừa đủ và phù hợp. Kiểm định Arrelano Bond AR(1) AR(2) cho kết quả hợp lệ. Do đó các kết quả mơ hình GMM là tin cậy.
Bảng 4.10 phân tích mối quan hệ giữa các biến độc lập tác động lên biến phụ thuộc VFDI.Nghiên cứu thực nghiệm chỉ ra rằng Kết quả hồi quy của mơ hình cho thấy chất lượng thể chế có tác động cùng chiều đối với độ biến động của đầu tư trực tiếp nước ngoài (VFDI) cụ thể ở phương pháp hồi quy OLS (cột 1) và phương pháp hồi quy REM (cột 2). Tuy nhiên, do tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan trong mơ hình, do đó kết quả ước lượng trên là không đáng tin cậy.
Cột 5 là kết quả hồi quy bằng phương pháp GMM có thể khắc phục được hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan trong mơ hình, kết quảnày cho thấy rằng ở mức ý nghĩa 10%, biến Quản trị (Governance) có tác động cùng chiều với VFDI. Điều này phù hợp với nghiên cứu của Bonnie G. Buchanan và cộng sự (2012), nhóm tác giả trên đã cho kết luận rằng chất lượng thể chế tác động ngược chiều đối với độ biến động của FDI.
Bên cạnh đó, Thương mại thì có tác động không đồng nhất đến VFDI.Cụ thể. Thương mại tác động dương và đáng kể đến VFDI trong phương pháp hồi quy FEM ở mức ý nghĩa 10% nhưng lại có tác động ngược chiều và đáng kể đối với VFDI ở các phương pháp hồi quy OLS, RE, FGLS và GMM tuy nhiên lại khơng có ý nghĩa thống kê ở phương pháp hồi quy GMM và FGLS
Kết quả hồi quy đối với biến Tăng trưởng cung tiền (M2growth) cũng phù hợp với nghiên cứu của Bonnie G. Buchanan và cộng sự (2012). Tăng trưởng cung tiền có tác động khơng đồng nhất đến VFDI và khơng có ý nghĩa thống kê trong cả
5 phương pháp hồi quy. Tuy tăng trưởng GDP bình quân đầu người cũng tác động không đồng nhất đến VFDI nhưng lại có ý nghĩa thống kê 5% và tác động cùng chiều đến VFDI trong kết quả hồi quy bằng phương pháp hồi quy GMM.
Tóm lại, kết quả hiển thị trong bảng 4.9 và 4.10 cho chúng ta thấy rằng quản trị có tác động cùng chiều đến FDI nhưng lại có tác động ngược chiều đến sự biến động của FDI với dữ liệu nghiên cứu là 21 quốc gia thuộc khu vực Châu Á Thái Bình Dương trong giai đoạn 1996-2014. Điều này cho thấy rằng quản trị tốt không chỉ thu hút nhiều vốn FDI mà còn làm giảm sự biến động của dịng FDI
4.4.3 Phân tích kết quả hồi quy GMM khi đưa thêm biến Inflation vào mơ hình FDI và mơ hình VFDI
Mục 4.2, tác giả đã trình bày kết quả hồi quy mơ hình dựa trên nền tảng của nghiên cứu của Bonnie G. Buchanan và cộng sự (2012). Tuy nhiên, như đã trình bày ở chương 2, sau khi tổng hợp nhiều nghiên cứu trước đây, nhìn chung, các tác gải đều kết luận rằng, các quốc gia có tỷ ệ lạm phát cao sẽ co FDI thấp hơn các nước có lạm phát thấp, do đó, trong mục này, tác giả đã đưa thêm biến lạm phát (Inflation) vào 2 mơ hình FDI và VFDI. Kết quả hồi quy như sau:
Bảng 4.11: Kết quả hồi quy mơ hình FDI (có chứa biến Iflation) OLS (1) REM (2) FEM (3) FGLS (4) GMM (5) Governance 0.494*** 0.741*** 1.932*** 0.402*** 1.176** (3.86) (3.06) (3.51) (3.39) (2.25) Trade 0.920** 0.531 -1.181 1.058*** 2.262* (2.32) (0.69) (-0.80) (2.92) (1.92) DomesticInv 5.404*** 4.982*** 4.690*** 2.129*** 7.980*** (7.03) (5.10) (4.24) (4.06) (5.22) GDPPCG 0.189*** 0.134** 0.106* 0.0720*** 0.155*** (3.08) (2.20) (1.68) (3.01) (5.64) Inflation -0.0794** -0.0319 -0.0142 0.00406 -0.0920*** (-1.97) (-0.79) (-0.34) (0.26) (-5.69) _cons -1.809 1.245 10.02 9.147*** -15.75* (-0.58) (0.26) (1.35) (3.50) (-1.82) AR(1) 0.009 AR(2) 0.898 Hansen 1.000
Bảng 4.11 phân tích mối quan hệ giữa các biến độc lập tác động lên biến phụ thuộc FDI. Nghiên cứu thực nghiệm chỉ ra rằng khi đưa thêm biến độc lập lạm phát (Inflation) vào mơ hình hồi quy FDI, yếu tố quản trị (Governance) vẫn có tác động cùng chiều với FDIvà có ý nghĩa thống kê trong tất cả các phương pháp hồi quy được trình bày trong bảng 4.11
Tương tự, các yếu tố còn lại như thương mại (trade), đầu tư trong nước (DomesticInv), tăng trưởng GDP bình quân đầu người (GDPPCG)đều có tác động cùng chiều đến FDI và có nghĩa thống kê.
Yếu tố làm phát tác động ngược chiều và không đáng kể với FDI và có ý nghĩa thống kê trong mơ hình hồi quy GMM. Điều này cũng phù hợp với một số nghiên cứu trước đây như như nghiên cứu của James P. Walsh và Jiangyan Yu (2010), Asiedu (2006), Erdal Demirhan, Mahmut Masca (2008) , Torissi (1985), Marcelo Braga Nonnemberg và cộng sự (2004). Một quốc gia có mức độ lạm phát cao sẽ có FDI thấp hơn so với các nước có tỷ lệ lạm phát thấp hơn.Vì lạm phát cao sẽ ảnh hưởng đến độ biến động vể tỷ giá (Russ, 2007), điều này sẽ mang lại rất nhiều rủi ro cho các nhà đầu tư nước ngoài.
Bảng 4.12: Kết quả hồi quy mơ hình VFDI (có chứa biến Iflation)
VFDI OLS (1) REM (2) FEM (3) FGLS (4) GMM (5) Governance 3.500*** 1.996 -15.07** -0.112 -37.62* (2.87) (0.94) (-2.44) (-0.16) (-1.80) Trade -17.42*** -11.81* 31.89** -0.0283 30.24 (-4.47) (-1.72) (1.97) (-0.01) (0.64) M2growth -10.85 -1.856 0.907 -0.113 -10.76 (-0.93) (-0.16) (0.08) (-0.11) (-1.07) GDPPCG 0.260 0.474 0.708 -0.00636 2.711** (0.44) (0.75) (1.05) (-0.07) (2.13) Inflation -0.0432 -0.356 -0.697 -0.00613 -0.447 (-0.09) (-0.74) (-1.39) (-0.13) (-1.24) _cons 99.03*** 73.03** -128.1* 0.804 3.500*** 1.996 -15.07** -0.112 -37.62* AR(1) 0.053 AR(2) 0.066 Sargan 1.000
Bảng 4.12 phân tích mối quan hệ giữa các biến độc lập tác động lên biến phụ thuộc FDI.Nghiên cứu thực nghiệm chỉ ra rằng,khi đưa thêm biến lạm phát vào mơ hình hồi quy VFDI, yếu tố quản trị lại có tác động ngược chiều đến độ biến động của FDI.Riêng yếu tố tăng trưởng GDP bình qn đầu người (GDPPCG) có tác động cùng chiều đến VFDI và có ý nghĩa thống kê 5%. Bên cạnh đó, các yếu tố cịn lại có tác động đến độ biến động FDI nhưng khơng có ý nghĩa thống kê.Cụ thể, thương mại(Trade) có tác động cùng chiều đến độ biến động FDI.Cung tiền và tăng trưởng cung tiền hằng năm (M2growth) tác động ngược chiều đến VFDI .Yếu tố lạm phát có tác động ngược chiều với VFDI.
Kết quả tương đồng giữa việc đưa yếu tố lạm phát vào mơ hình nghiên cứu nhằm kiểm soát hiện tượng thiếu biến cho kết quả tương đối đồng nhất mơ hình có lạm phát. Sự tương đồng về kết quả củng cố hơn nữa về kết quả thực nghiệm và sự tin cậy của phương pháp kiểm soát ước lượng vững và hiệu quả của mơ hình
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN
Đầu tư trực tiếp nước ngồi (FDI) được gắn liền với q trình tồn cầu hóa và được hiểu rộng rãi là một tiền đề quan trọng để phát triển kinh tế. Trong nghiên cứu này, tác giả khảo sát 21 quốc gia thuộc khu vực Châu Á Thái Bình Dương, tác giả đã nghiên cứu ảnh hưởng của chất lượng thể chế đến đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI). Đặc biệt, là xem xét mối liên hệ giữa chất lượng thể chế và sự biến động của FDI.Đề tài này dựa trên nghiên cứucủa Bonnie G. Buchanan và cộng sự (2012).Một đóng góp lớn của đề tài đó là hệ thống lại nhiều nghiên cứu trước đây về FDI, sự biến động của FDI và vai trò của chất lượng thể chế.Đặc biệt trong nghiên cứu này tác giả đã sử dụng phương pháp phân tích thành phần chính (Principal Components Analysis - PCA) để tránh được hiện tượng đa cộng tuyến trong các thành phần của biến quản trị (Governance).Phương pháp hồi quy được tác giả sử dụng là GMM nhằm khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan của dữ liệu.Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy,chất lượng thể chế có tác động cùng chiều với FDI và tác động ngược chiều đối với sự biến động cùa FDI.Một quốc gia có mơi trường thể chế tốt sẽ có khả năng thu hút nguồn vốn FDI cao hơn. Cụ thể như giai đoạn năm 2008 trở lại đây, tình hình chính trị bất ổn và bạo động gia tăng ở Thái Lan chính là nguyên nhân khiến các nhà đầu tư nước ngoài chuyển hướng đầu tư sang các quốc gia có nền chính trị, xã hội ổn định hơn như Việt Nam.
Ngồi ra, FDI cịn chịu tác động cùng chiều bởi các yếu tố kinh tế vĩ mô khác như thương mại, đầu tư trong nước.Các yếu tố kinh tế vĩ mô như:thương mại tác động cùng chiều đến độ biến động của FDI. Ngược lại,tăng trưởng GDP bình quân đầu người tác động ngược chiều đến độ biến động của FDI. Cung tiền và tăng trưởng cung tiền hằng năm cũng tác động ngược chiều đến độ biến động của FDI nhưng khơng có ý nghĩa thống kê.
Mặt khác, yếu tố lạm phát tác động ngược chiều đến FDIvà VFDI.Tuy nhiên khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình 2.Việc đưa thêm yếu tố lạm phát vào mơ hình vẫn cho thấy tác động của yếu tố quản trị đến FDI và VFDI là khơng thay đổi. Điều này làm tăng tính tin cậy của kết quả hồi quy của mơ hình.
Tóm lại, đề tài cung cấp thêm một bằng chứng thực nghiệm ủng hộ cho các lý thuyết về chất lượng thể chế có tác động cùng chiều đến FDI và tác động ngược chiều đến độ biến động của FDI. Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng, một nhà đầu tư không chỉ quan tâm đến các yếu tố ổn định kinh tế vĩ mơ mà cịn đặc biệt quan tâm đến hiệu quả quản trị của chính phủ như: tình hình chính trị, xã hội, luật pháp, tham nhũng, bạo động, các cam kết của nhà nước…Như vậy, các quốc gia muốn thu hút nguồn vốn đầu tư nước ngoài cần phải nâng cao chất lượng thể chế. Môi trường thể chế tốt sẽ giảm thiểu sự biến động của nguồn vốn đầu tư FDI, mà sự biến động này chính là nguyên nhân gây ra sự suy giảm trong tăng trưởng kinh tế.Do đó, những chính sách cải cách kinh tế thông thường như việc thu hút FDI bằng cách tạo ra một môi trường kinh tế vĩ mô tốt sẽ khơng hiệu quả nếu khơng có sự chú trọng đến chất lượng thể chế.
Gợi ý chính sách:
Dựa trên kết quả phân tích cũng như kế thừa thành tựu của các nghiên cứu trước đây, tác giả đề xuất một số ý kiến trong việc xây dựng và hoàn thiện những chính sách nhằm thu hút FDI trong quá trình tăng trưởng và phát triển kinh tế ở các nước thuộc khu vực Châu Á Thái Bình Dương cũng như ở Việt Nam như sau:
Thứ nhất, xây dựng và hồn thiện hệ thống luật pháp, các chính sách liên quan đến đầu tư, kinh doanh.Không ngừng cải thiện để tạo ra được một môi trường đầu tư ổn định, minh bạch. Đặc biệt, các thủ tục hành chính ảnh hưởng rất nhiều đến chi phí và cơ hội đầu tư. Do đó cần rút ngắn các thủ tục rườm rà để tránh vì chờ đợi quá lâu mà khi hồn thành xong thủ tục thì cơ hội đầu tư đã đi qua mất.
Thứ hai, xây dựng một môi trường đầu tư ổn định, lâu dài cho các nhà đầu tư, chính phủ cần dưa ra những chính sách thơng thống và mở cửa những ưu đãi về thuế và hỗ trợ các nhà đầu tư chuyển lợi nhuận về nước (điển hình như Singapore)… điều này sẽ tạo nên sức hút rất lớn đồi với các nhà đầu tư nước ngoài. Thứ ba, tập trung nguồn vốn đầu tư vào một số ngành chủ chốt, phát triển cơ sở hạ tầng y tế, giao thông, dịch vụ…nhằm tạo ra những điều kiện thuận lợi nhất cho hoạt động đầu tư, sản xuất kinh doanh…
Ngoài ra, cần xây dựng những quy chuẩn bắt buộc về chất lượng của các dự án FDI tùy theo lĩnh vực và địa bàn đầu tư. Đối với các địa bàn phát triển về du lịch sinh thái cần hạn chế tối đa các dự án FDI có cơng nghệ thấp, gây ô nhiễm môi trường ở một mức độ nhất định.
Hạn chế của đề tài
Do đề tài về tác động của chất lượng thể chế đến FDI và sự biến động của FDI là một đề tài tương đối mới, chưa có nhiều nghiên cứu về vấn dề này, do đó việc so sánh kết quả nghiên cứu với một số nghiên cứu trước chỉ mang tính chất đối chiếu do dữ liệu nghiên cứu của các đề tài là khác nhau về cả thời gian và khu vực nghiên cứu.
Dữ liệu được thu thập trong giai doạn 1996-2014, trong giai doạn này nền kinh tế thường xuyên có những biến động như các cuộc khủng hoảng tài chính châu Á năm 1997 và cuộc khủng hoảng tài chính tồn cầu gần đây, do đó sẽ có những bất thường trong mẫu nghiên cứu. Điều này có thể làm giảm tính thuyết phục của kết quả nghiên cứu.
Hướng mở rộng.
Nghiên cứu về tác động của chất lượng thể chế đến FDI và sự biến động của FDI là một đề tài tương đối hấp dẫn. Trong tương lai khi những dữ liệu hoàn chỉnh và số kỳ nghiên cứu đủ lớn hướng nghiên cứu sẽ được hoàn thiện và bổ sung khi được tăng cỡ mẫu
Phụ lục 2.2: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến mơ hình VFDI _cons -1.808881 3.134799 -0.58 0.564 -7.971954 4.354193 Inflation -.0794117 .0403694 -1.97 0.050 -.1587788 -.0000446 GDPPCG .1892093 .0614148 3.08 0.002 .0684667 .309952 DomesticInv 5.403641 .7682118 7.03 0.000 3.893322 6.91396 Trade .9204389 .3969599 2.32 0.021 .1400084 1.700869 Governance .4939072 .1278089 3.86 0.000 .2426325 .7451819 FDI Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total 13052.7493 398 32.7958526 Root MSE = 5.0282 Adj R-squared = 0.2291 Residual 9936.05142 393 25.2825736 R-squared = 0.2388 Model 3116.69792 5 623.339583 Prob > F = 0.0000 F( 5, 393) = 24.65 Source SS df MS Number of obs = 399
_cons 99.03281 18.06605 5.48 0.000 63.49367 134.5719 Inflation -.0432384 .4624511 -0.09 0.926 -.9529623 .8664856 GDPPCG .2600414 .5913287 0.44 0.660 -.9032078 1.423291 M2growth -10.84503 11.63692 -0.93 0.352 -33.73692 12.04686 Trade -17.42361 3.899301 -4.47 0.000 -25.09424 -9.752992 Governance 3.500074 1.21915 2.87 0.004 1.101788 5.898359 VFDI Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total 736476.262 335 2198.4366 Root MSE = 45.277 Adj R-squared = 0.0675 Residual 676513.025 330 2050.03947 R-squared = 0.0814 Model 59963.237 5 11992.6474 Prob > F = 0.0000 F( 5, 330) = 5.85 Source SS df MS Number of obs = 336
Prob>chi2 = 0.0000 chi2 (21) = 73042.60
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i in fixed effect regression model
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity . xttest3
.
F test that all u_i=0: F(20, 373) = 5.72 Prob > F = 0.0000 rho .45461366 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e 4.514754 sigma_u 4.1219546 _cons 10.01823 7.408892 1.35 0.177 -4.550202 24.58667 Inflation -.0142328 .0419395 -0.34 0.735 -.0967003 .0682346 GDPPCG .1057693 .0628269 1.68 0.093 -.01777 .2293086 DomesticInv 4.689786 1.105404 4.24 0.000 2.516181 6.863392 Trade -1.18105 1.484351 -0.80 0.427 -4.099796 1.737696 Governance 1.931944 .5496699 3.51 0.000 .8511035 3.012784 FDI Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = -0.6514 Prob > F = 0.0000 F(5,373) = 8.46 overall = 0.1328 max = 19 between = 0.2545 avg = 19.0 R-sq: within = 0.1019 Obs per group: min = 19 Group variable: CountryID Number of groups = 21 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 399
Prob>chi2 = 0.0000 chi2 (21) = 4.2e+05
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i in fixed effect regression model
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity . xttest3
.
F test that all u_i=0: F(20, 310) = 4.76 Prob > F = 0.0000 rho .64585844 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e 40.864486 sigma_u 55.185663 _cons -128.1282 73.9531 -1.73 0.084 -273.6417 17.38535 Inflation -.6973361 .5009998 -1.39 0.165 -1.683126 .2884541 GDPPCG .7075046 .6727263 1.05 0.294 -.6161825 2.031192 M2growth .9073094 11.42013 0.08 0.937 -21.56346 23.37808 Trade 31.89285 16.16508 1.97 0.049 .0856858 63.70001 Governance -15.07359 6.173974 -2.44 0.015 -27.22178 -2.925393 VFDI Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = -0.9078 Prob > F = 0.0840 F(5,310) = 1.96 overall = 0.0642 max = 16 between = 0.2991 avg = 16.0 R-sq: within = 0.0307 Obs per group: min = 16 Group variable: CountryID Number of groups = 21 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 336
Phụ lục 2.6: Kết quả hồi quy REM cho mơ hình FDI (Khơng chứa biến độc lập Inflation) _cons -1.759732 3.146094 -0.56 0.576 -7.944963 4.425499 GDPPCG .2013968 .0613236 3.28 0.001 .0808344 .3219592