CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN
4.3. Kiểm định quan hệ nhân quả bảng
4.3.2. Dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI
Trong thị trường vốn hoàn hảo, lý thuyết kinh tế học phát biểu rằng thu nhập kỳ vọng đã điều chỉnh theo rủi ro của các tài sản quốc tế đều bằng nhau. Một sự thay đổi giá trị của một đồng tiền sẽ dẫn đến một sự thay đổi thu nhập của các tài sản được định giá bằng đồng tiền đó. Khơng nhà đầu tư nào khuyến khích đầu tư vào các tài sản được định giá bởi một đồng tiền đang giảm giá, do đó sự giảm giá của đồng nội tệ khơng làm mất cơ hội đầu tư của các nhà đầu tư nước ngoài so với nhà đầu tư trong nước. Hàm ý của giả định sự luân chuyển vốn đó là tỷ giá hối đối khơng có tác động tới tài khoản tài chính, bao gồm các thành phần cấu tạo nên nó (tỷ lệ của vốn đầu tư trực tiếp và gián tiếp). Tương tự như vậy, khơng có quan hệ nhân quả từ tài khoản vốn tới tỷ giá hối đoái.
Trong thị trường vốn khơng hồn hảo, quan điểm trên khơng cịn đúng. Để hỗ trợ cho sự tồn tại mối quan hệ giữa dịng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi và tỷ giá hối đoái, các nhà kinh tế học đã đưa ra các giả định khác nhau và có thể tóm tắt thành hai vấn đề chính (Benassy-Quere et all, 2001). Trước tiên, nếu các nhà đầu tư hướng tới thị trường vốn địa phương nơi mà các rào cản thương mại và phi thương mại là những trở ngại khi gia nhập thị trường, hoạt động thương mại và đầu tư trực tiếp thay thế nhau, sự đánh giá cao đồng nội tệ làm tăng dòng vốn FDI vào trong nước bởi vì sức mua của người tiêu dùng tăng và các rào cản thương mại cũng có xu hướng tăng. Thứ hai, nếu các sản phẩm tạo ra từ hoạt động đầu tư FDI được tái xuất khẩu, hoạt động thương mại và đầu tư trực tiếp nước ngoài sẽ hỗ trợ cho nhau; sự đánh giá cao đồng nội tệ làm giảm đi sức cạnh tranh (chi phí vốn và lao động cao hơn) và của cải của nhà đầu tư nước ngồi và do đó làm giảm dịng vốn FDI vào trong nước.
Quan hệ thực nghiệm giữa vốn đầu tư trực tiếp và tỷ giá hối đoái thực trong nghiên cứu này được thể hiện trong bảng 4.6.
53
Trong mơ hình hồi quy GMM1 giá trị J-statistic = 10,216 nhỏ hơn giá trị tới hạn của chỉ số thống kê này áp dụng cho dữ liệu nghiên cứu χ90,1 = 14,68 do đó ta khơng có cơ sở để bác bỏ giải thuyết Ho: mơ hình hồi quy là phù hợp. Trường hợp tương tự áp dụng cho GMM2 và GMM3, tuy nhiên khi đó giá trị tới hạn áp dụng lần lượt là χ80,1 = 13,36 và χ60,1 = 10,64.
Kết quả hồi quy GMM1 cho thấy, khơng có bằng chứng chứng tỏ tỷ giá hối đối thực chịu ảnh hưởng của dòng vốn đầu tư trực tiếp ròng khi lấy độ trễ 1 năm do hệ số hồi quy khơng có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên dòng vốn FDI chịu tác động bởi tỷ giá hối đối thực năm trước đó với mức ý nghĩa cao 1%. Khi tỷ giá hối đoái thực tăng 1% sẽ làm vốn đầu tư trực tiếp vào ròng trong nước tăng 19.67%. Điều này cho thấy, khi đồng tiền trong nước giảm giá sẽ khuyến khích dịng vốn đầu tư vào trong nước. Hiện tượng này được giải thích là do khi đồng tiền trong nước mất giá các nhà đầu tư nước ngồi sẽ có lợi hơn khi đồng tiền của họ quy đổi ra đồng nội tệ, cùng một lượng vốn họ có thể trang bị được nhiều cơ sở vật chất và thuê mướn được nhiều lao động hơn. GMM 1 cũng cho thấy trình độ phát triển kinh tế của các nước cũng đóng vai trị lớn tới tác động của tỷ giá hối đối thực tới dịng vốn FDI. Cụ thể hệ số hồi quy của biến kết hợp tỷ giá hối đối thực với biến giả nhóm nước thể hiện mức ý nghĩa cao. Tác động của tỷ giá hối đối tới dịng vốn FDI của nhóm nước có thu nhập cao thấp hơn nhóm nước có thu nhập thấp.
Trong tất cả các phương trình hồi quy dịng vốn FDI có tương quan dương với tỷ giá hối đoái thực năm trước với mức ý nghĩa 1% (trừ mơ hình GMM 3 có mức ý nghĩa thấp). Khi tỷ giá hối đoái thực tăng 1% thì dịng vốn FDI tăng 19.67% trong GMM1; 25.11% trong GMM2 và 28.19% trong GMM3. Về mặt lý thuyết, các những phát hiện này có thể được giải thích bởi một vài cách như sau:
Đầu tiên, sự kỳ vọng của nhà đầu tư có thể đóng vai trị trong ảnh hưởng
của sự biến động dòng vốn FDI rịng tới tỷ giá hối đối thực. Kohlhgen (1977) giả định rằng một cơng ty nước ngồi đang dự báo đồng tiền trong nước giảm
54
giá, họ sẽ trì hỗn hoạt động đầu tư trực tiếp cho đến khi sự giảm giá kết thúc khi đó khoản đầu tư sẽ có khả năng sinh lời cao hơn liên quan tới hoạt động xuất khẩu. Tương tự như vậy, trong mô hình của Cushman (1985), tác động trực tiếp của sự định giá cao đồng tiền nước ngoài điều chỉnh theo rủi ro làm giảm chi phí vốn nước ngồi do đó khích thích đầu tư trực tiếp vào trong nước. Đối với một cơ chế tỷ giá thả nổi hoàn toàn, sự rút vốn FDI của các nhà đầu tư nước ngồi khi dự đốn đồng nội tệ bị mất giá sẽ làm giảm dòng ngoại tệ chảy vào thị trường nội địa và làm cho đồng tiền trong nước mất giá. Đối với một cơ chế tỷ giá cố định, dòng tiền FDI vào giảm sẽ tạo áp lực đối với chính quyền trong nước làm giảm giá đồng tiền của nước đó.
Thứ hai, như phần giải thích ở trên, thị trường khơng hồn hảo có thể giải
thích cho mối quan hệ nhân quả giữa dịng vốn FDI rịng và tỷ giá hối đối thực. Sự chuyển dịch vốn khơng hồn hảo đóng vai trị trong việc làm thay đổi giá trị tương đối của các cơng ty theo các nước. Ở khía cạnh này, tỷ giá hối đoái thực tăng mang lại lợi ích cho người nước ngồi mua tài sản trong nước, cùng với đó làm tăng dịng vốn FDI vào và trường hợp ngược lại nếu tỷ giá hối đoái thực giảm (Foot and Stein, 1991). Vai trị của thị trường khơng hồn hảo cũng diễn ra thông qua chi phí lao động tương đối. Klein (1994) phát biểu rằng vốn FDI tìm kiếm nơi có lao động rẻ tương đối vì thế sự giảm giá đồng tiền một nước có tương quan với sự gia tăng dịng vốn FDI vào nước đó và ngược lại.
Thứ ba, thái độ với rủi ro đóng vai trị chính trong việc đưa ra các quyết
định đầu tư của một cá nhân hay doanh nghiệp và có thể giải thích cho kết quả nghiên cứu trên: tỷ giá hối đối thực giảm nhìn chung có tác động tới dịng vốn FDI vào trong nước rịng. Lời giải thích này rút ra từ nghiên cứu của Goldberg and Kolstad (1995), mơ hình của họ dự báo khơng có mối quan hệ thống kê giữa sự biến động tỷ giá hối đoái và sự phân bổ trang thiết bị sản xuất giữa thị trường trong nước và thị trường nước ngồi nếu nhà đầu tư khơng ngại rủi ro, và có một
55
thị phần lớn hơn của vốn đầu tư từ trong nước ra bên ngoài nếu nhà đầu tư ngại rủi ro.
Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái thực tới dòng vốn FDI rịng là đồng nhất về hướng giữa các nhóm nước mặc dù mức độ ảnh hưởng là khác nhau. Biến tương tác giữa biến tỷ giá hối đối thực lấy trễ 1 năm với biến giả nhóm nước có tương quan âm với dịng vốn FDI rịng ở tất cả các mơ hình hồi quy với mức ý nghĩa của tương quan này khá cao.
Trong GMM2 hồi quy với sự khác biệt lãi suất trong nước và nước ngồi lấy trễ một năm, dịng vốn FDI ròng tương quan dương với sự khác biệt lãi suất với mức ý nghĩa 1%. Nếu sự khác biệt lãi suất tăng lên 1% thì dịng vốn FDI rịng tăng 1.91%. Tỷ giá hối đối thực có tương quan âm với sự khác biệt lãi suất với mức ý nghĩa 1%. Khi sự khác biệt lãi suất tăng lên 1% sẽ làm cho tỷ giá hối đoái giảm -0.07%, điều này mâu thuẫn với lý thuyết ngang giá lãi suất khơng phịng ngừa. Lý thuyết này phát biểu rằng tỷ giá hối đoái sẽ thay đổi theo chênh lệch lãi suất giữa hai quốc gia (Trần Ngọc Thơ và cộng sự, 2012).
Mơ hình GMM3 hồi quy với sự xuất hiện của khủng hoảng tài chính trong giai đoạn 2007 – 2009. Kết quả cho thấy dòng vốn FDI ròng giảm vào năm 2007 và năm 2009, và tăng vào năm 2008 nhưng với mức ý nghĩa không cao. Tác động của khủng hoảng tài chính làm tăng tỷ giá của các nước trong mẫu nghiên cứu thể hiện một sự tương quan dương giữa các biến giả năm xảy ra biến động lớn trong tỷ giá hối đoái thực và tỷ giá hối đoái thực của các nước Châu Á.
56
Bảng 4.6: Mối quan hệ nhân quả giữa tỷ giá hối đối thực và dịng tiền rịng từ hoạt động đầu tư trực tiếp nước ngồi
Biến giải thích GMM1 GMM2 GMM3 RER p- value FDI p- value RER p- value FDI p- value RER p- value FDI p- value lag rer exchange
rates 0.595 0.000 19.676 0.000 0.266 0.005 25.118 0.000 0.707 0.000 28.194 0.198 lag FDI flows 0.007 0.479 0.329 0.000 -0.014 0.218 0.456 0.000 -0.009 0.391 0.289 0.000 lag FDI flows x
dumTNC -0.040 0.131 0.014 0.777 -0.022 0.657 lag FDI flows x
dumTBC 0.032 0.354 -0.041 0.399 0.065 0.249 lag rer exchange
rates x dumTNC -27.241 0.000 -24.606 0.000 -31.514 0.187 lag rer exchange
rates x dumTBC -17.441 0.002 -8.828 0.220 -37.811 0.218 lag interest rate
differential -0.070 0.011 1.915 0.000 dum2007 0.032 0.474 -1.290 0.992 dum2008 0.006 0.941 0.769 0.835 dum2009 0.204 0.000 -2.277 0.162 J-statistic 10.216 11.055 9.236 11.154 5.485 3.646 Instrument rank 13 13 13 13 13 13
FDI là dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi rịng, được thể hiện dưới dạng tỷ lệ phần trăm của GDP; RER là logarit cơ số tự nhiên của tỷ giá hối đoái thực; biến giả dumTNC đại diện cho nhóm các nước có thu nhập bình qn đầu người cao, dumTBC đại diện cho nhóm nước có thu nhập bình quân đầu người ở mức trung bình; dữ liệu được lấy theo năm từ 2005 đến 2012. Quá trình hồi quy sử dụng phương pháp Generalized
57
4.3.3. Mối quan hệ nhân quả giữa tỷ giá hối đối thực và dịng vốn đầu tư gián tiếp nước ngồi rịng.
Mối quan hệ giữa dòng vốn đầu tư gián tiếp và tỷ giá hối đoái được xây dựng trong nhiều mơ hình nghiên cứu. Mơ hình nghiên cứu của Hau and Rey (2004) được xây dựng dựa trên giả thiết mối quan hệ nhân quả hai chiều tồn tại giữa tỷ giá hối đối thực và dịng vốn đầu tư gián tiếp nước ngồi. Ví dụ, mối tương quan âm giữa lợi nhuận từ thị trường ngoại hối và lợi nhuận từ đầu tư cổ phiếu nước ngoài làm giảm sự biến động thu nhập khi tính về đồng nội tệ và làm đầu tư nước ngoài hấp dẫn hơn. Điều này cho thấy rằng sự lựa chọn danh mục đầu tư phụ thuộc vào sự năng động của tỷ giá. Nhưng việc tái cân bằng năng động của các danh mục chứng khoán cũng làm xuất hiện dòng lệnh giao dịch ngoại hối, điều này làm giảm sự biến động tỷ giá đo đó lựa chọn danh mục tác động tới tỷ giá hối đoái. Pavlova and Rigobon (2007) giả định một mơ hình trong đó tất cả các thị trường chứng khoán biến động theo cùng một hướng khi phản ứng với cú sốc về cung trong thị trường của các nước. Một cú sốc đầu ra tích cực dẫn tới một lợi nhuận dương trong thị trường chứng khoán nội địa. Giá tương đối của các hàng hóa nước ngồi tăng dẫn tới giá trị của các sản phẩm đầu ra của nước ngồi tăng, điều này mang tín hiệu tốt và thúc đẩy cho thị trường chứng khốn nước ngồi. Trong mơ hình này, cú sốc cung tạo nên sự dịch chuyển tích cực giữa các thị trường chứng khoán, thị trường ngoại hối phản ứng như một kênh mà qua đó các cú sốc được nhân lên trên phạm vi toàn cầu.
Kết quả thực nghiệm mối quan hệ giữa tỷ giá hối đối thực và dịng vốn đầu tư gián tiếp được thể hiện trong bảng 4.7
Trong mơ hình hồi GMM1 quy giá trị J-statistic = 10.851 nhỏ hơn giá trị tới hạn của chỉ số thống kê này áp dụng cho dữ liệu nghiên cứu χ90,1 = 14,68 do đó ta khơng có cơ sở để bác bỏ giải thuyết Ho: mơ hình hồi quy là phù hợp. Trường hợp tương tự áp dụng cho GMM2 và GMM3, tuy nhiên khi đó giá trị tới hạn áp dụng lần lượt là χ80,1 = 13,36 và χ60,1 = 10,64.
58
Nhìn chung, mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và dòng vốn đầu tư gián tiếp ròng là mối quan hệ ngược chiều. Trong mơ hình GMM1, khi dịng vốn FPI rịng năm trước giảm 1% sẽ có tác động làm tỷ giá hối đối thực tăng 0,01% với mức ý nghĩa 1%, trong mơ hình GMM2 chỉ số này là 0,03 với mức ý nghĩa 1%. Quan sát này có thể được giải thích bởi lý thuyết cân bằng danh mục, khi dịng vốn FPI ròng vào một nước giảm làm giảm cung ngoại tệ của nước đó, làm tăng giá đồng ngoại tệ qua đó làm tỷ giá hối đối tăng lên. Kết quả hồi quy cũng cho thấy tỷ giá hối đối thực tác động ngược chiều lên dịng vốn FPI rịng, khi tỷ giá hối đối thực lấy trễ 1 năm tăng 1% sẽ làm dòng vốn FPI giảm 19.7% trong
GMM1 và
-9.22% trong GMM3 (với mức ý nghĩa thống kê thấp), điều này được giải thích là do cảm tính của nhà đầu tư: sự đánh giá thấp một đồng tiền có thể đưa ra dấu hiệu cho các nhà đầu tư về sự giảm giá trong tương lai của đồng tiền đó. Các nhà đầu tư rất thận trọng khi nắm giữ một trạng thái dài hạn các tài sản được định giá bởi các đồng tiền có nguy cơ mất giá, do đó họ sẽ bán các tài sản họ đang nắm giữ hoặc họ sẽ tránh xa các thị trường của các tài sản đó. Mối quan hệ ngược chiều giữa tỷ giá hối đối thực với dịng vốn đầu tư gián tiếp nước ngồi rịng cũng phù hợp với nghiên cứu của Shah and Patnaik (2008), họ đã chứng minh được kết quả là sự kỳ vọng đồng tiền của Ấn Độ tăng giá sẽ thu thút dòng vốn đầu tư gián tiếp vào Ấn Độ.
59
Bảng 4.7: Mối quan hệ nhân quả giữa tỷ giá hối đối thực và dịng vốn đầu tư gián tiếp nước ngồi rịng.
Biến giải thích GMM1 GMM2 GMM3 RER p- value FPI p- value RER p- value FPI p- value RER p- value FPI p- value lag rer exchange rates 0.698 0.000 -19.744 0.235 0.374 0.000 14.215 0.448 0.918 0.000 -9.224 0.909 lag FPI flows -0.011 0.008 -0.434 0.000 -0.028 0.000 -0.448 0.000 0.001 0.959 -0.389 0.001 lag FPI flows x
dumTNC 0.010 0.339 0.029 0.014 -0.007 0.809 lag FPI flows x
dumTBC -0.010 0.268 0.022 0.065 0.019 0.395 lag rer exchange rates
x dumTNC -21.278 0.360 -20.176 0.016 -52.769 0.553 lag rer exchange rates
x dumTBC 50.103 0.089 -10.702 0.771 -12.522 0.942 lag interest rate
differential -0.057 0.000 3.124 0.000 dum2007 0.059 0.120 0.439 0.988 dum2008 -0.039 0.879 -17.752 0.340 dum2009 0.272 0.019 -5.159 0.452 J-statistic 10.851 8.593 8.891 12.619 6.643 2.465 Instrument rank 13.000 13.000 13 13 13 13 FPI là dịng vốn đầu tư gián tiếp nước ngồi ròng, được thể hiện dưới dạng tỷ lệ phần trăm của GDP; RER là logarit cơ số tự nhiên của tỷ giá hối đối thực; biến giả dumTNC đại diện cho nhóm các nước có thu nhập bình qn đầu người cao, dumTBC đại diện cho nhóm nước có thu nhập bình qn đầu người ở mức trung bình; dữ liệu được lấy theo năm từ 2005 đến 2012. Quá trình hồi quy sử dụng phương pháp Generalized method of moment 2 bước do Arellano-Bond đề xuất với sai số chuẩn vững, và phương sai sai