DI OFDI IFDI INF saving M2 openess RGDP
DI 1.000 OFDI -0.012 1.000 IFDI 0.494 0.291 1.000 INF -0.040 -0.2204 -0.038 1.000 Saving 0.366 0.3079 -0.025 -0.069 1.000 M2 0.324 0.3333 0.244 -0.325 0.223 1.000 openess 0.146 0.5921 0.404 -0.100 0.439 0.384 1.000 RGDP 0.149 0.150 0.117 0.193 0.300 -0.085 0.143 1.000
Có thể nhận thấy các cặp biến trong mơ hình đều có hệ số tương quan thấp, đa phần đều nhỏ hơn 0.5 (trừ tương quan giữa Openess và OFDI là 0.5921). Do đó dữ liệu nghiên cứu ít có khả năng xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến.
Theo đó, các biến được đưa vào mơ hình có thể được xem là khá phù hợp trong việc nghiên cứu tác động của đầu tư trực tiếp ra nước ngoài đến đầu tư trong nước của các nước đang phát triển.
4.2. Kết quả nghiên cứu chính.
Dựa trên dữ liệu thu thập được từ 40 nước đang phát triển trên thế giới từ 2005-2012 và phương pháp system GMM, trong phần này tơi sẽ trình bày các kết quả đạt được sau khi kiểm định hồi quy để trả lời cho câu hỏi nghiên cứu được đặt ra ở phần đầu luận văn: đầu tư trực tiếp ra nước ngồi có làm giảm đầu tư trong nước ở những nước đang phát triển hay không?
B
ả ng 7 : Tác động ngắn hạn của Đầu tư trực tiếp ra nước ngoài đến đầu tư trong nước ở các nước đang phát triển 2005-2012, phương pháp system GMM.
Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM
Group variable: country Number of obs = 279 Time variable : year Number of groups = 40 Number of instruments = 22 Obs per group: min = 6 F(8, 40) = 617.51 avg = 6.97 Prob > F = 0.000 max = 7
di Coef.
Corrected
Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] di .4808936 .1473571 3.26 0.002 .1830738 .7787134 L1. ofdi -.9946647 .5176089 -1.92 0.062 -2.040791 .0514618 ifdi .4425078 .213697 2.07 0.045 .01061 .8744055 inf .1009314 .1035556 0.97 0.336 -.1083622 .310225 saving .3111899 .1154452 2.70 0.010 .0778663 .5445134 m2 .0464466 .0255787 1.82 0.077 -.0052499 .0981431 openess -.0048104 .0202081 -0.24 0.813 -.0456524 .0360316 rgdp .3002751 .1577435 1.90 0.064 -.0185365 .6190867
Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -2.36 Pr > z = 0.018 Arellano- Bond test for AR(2) in first differences: z = -1.19 Pr > z = 0.232 Hansen test of
overid. restrictions: chi2(14) = 19.76 Prob > chi2 = 0.138
Kết quả cho thấy, hệ số hồi quy của biến OFDI âm (-0.99), có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, hay nói cách khác đầu tư trực tiếp ra nước ngồi OFDI có tác động làm giảm đầu tư trong nước. Theo đó, 1% gia tăng trong OFDI làm giảm 0.99% đầu tư trong nước (trong điều kiện các yếu tố khác không đổi).
Kết quả này phù hợp với quan điểm của các nhà nghiên cứu Steven và Lipsey (1992), trong điều kiện thị trường vốn khơng hồn hảo, nguồn vốn đầu tư bị giới hạn, nếu nhà đầu tư trong nước đầu tư ra nước ngoài nhiều sẽ làm giảm lượng vốn để thực hiện các dự án đầu tư trong nước. Ngoài ra, kết quả
đưa ra cũng tương đồng với kỳ vọng ban đầu của luận văn cũng như kết quả nghiên cứu thực nghiệm của Feldstein (1995), Desai (2005), Andersen và Hainaut (1998), Al Sadig (2013).
Biến IFDI có hệ số hồi quy dương, có ý nghĩa ở mức 5%, hàm ý rằng đầu tư trực tiếp vào trong nước có tác động tích cực đến đầu tư trong nước. Cụ thể, 1% gia tăng trong IFDI làm tăng 0.44% đầu tư trong nước (trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi).
Điều này có thể giải thích do: hoạt động đầu tư trực tiếp nước ngoài ở một quốc gia diễn ra mạnh mẽ thì nhu cầu về những sản phẩm cơng nghiệp phụ trợ phục vụ cho hoạt động sản xuất của những doanh nghiệp FDI sẽ gia tăng. Từ đó, kích thích sự phát triển của ngành công nghiệp phụ trợ trong nước, thúc đẩy hoạt động đầu tư trong nước.
Kết quả này cũng phù hợp với kỳ vọng ban đầu của luận văn và kết quả nghiên cứu thực nghiệm của nhiều nhà nghiên cứu trước đây như Feldstein (1995), Desai (2005), Andersen và Hainaut (1998), Al Sadig (2013).
Kết quả từ bảng 7 cũng cho thấy đầu tư trong nước chịu tác động của các nhân tố khác. Hệ số hồi quy của biến DIt-1 dương (0.48), có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%; tức là 1% gia tăng trong đầu tư trong năm trước sẽ dẫn đến gia tăng 0.48% trong đầu tư năm nay (trong điều kiện các yếu tố khác không đổi). Như vậy, đầu tư trong nước của năm trước thực sự là dấu hiệu tốt cho đầu tư hiện tại, tương tự như kết quả nghiên cứu của Al Sadig (2013).
Đầu tư trong nước còn chịu tác động của nhân tố tổng tiết kiệm quốc gia. Hệ số hồi quy của biến Saving dương (0.311), có ý nghĩa ở mức 5% cho thấy tổng tiết kiệm quốc gia có tương quan cùng chiều với đầu tư trong nước.
1% gia tăng trong tổng tiết kiệm quốc gia dẫn đến 0.311% gia tăng trong đầu tư trong nước (trong điều kiện các yếu tố khác không đổi).
Kết quả đưa ra hàm ý rằng tổng tiết kiệm là nguồn vốn đầu tư quan trọng của một quốc gia. Quốc gia nào có nguồn tiết kiệm càng nhiều, thì sẽ bổ sung tốt cho nguồn vốn đầu tư, do vậy khả năng thực hiện những dự án đầu tư trong nước càng cao. Điều này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu thực nghiệm của nhiều nhà nghiên cứu trước đây như Feldstein (1995), Desai (2005), Al Sadig (2013).
Hệ số hồi quy của biến RGDP dương (0.3), có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10% cũng hàm ý tốc độ tăng trưởng kinh tế thực tương quan dương với đầu tư trong nước. 1% gia tăng trong tốc độ tăng trưởng kinh tế thực dẫn đến đầu tư trong nước tăng 0.3% (trong điều kiện các yếu tố khác không đổi).
Kết quả trên cũng tương tự với kết quả nghiên cứu của Blejer và Khan (1984), Greene và Villanueva (1991), tốc độ tăng trưởng kinh tế thực là động lực tốt đối với đầu tư trong nước.
Nhân tố phát triển tài chính được đo lường bằng biến M2 có hệ số hồi quy dương (0.046), có ý nghĩa thống kê cho thấy phát triển tài chính đóng vai trị tích cực đối với đầu tư trong nước. 1% gia tăng trong cung tiền mở rộng M2 dẫn đến 0.046% gia tăng trong đầu tư trong nước (trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi).
Như vậy một quốc gia có hệ thống tài chính phát triển, nguồn vốn huy động được sẽ dồi dào hơn, và chi phí rẻ hơn, bên cạnh đó vốn được phân bổ một cách hiệu quả hơn. Nhờ đó, nhà đầu tư có thể dễ dàng tiếp cận nguồn vốn để mở rộng hoạt động đầu tư trong nước hơn. Kết quả này giống với kết quả nghiên cứu Ndikumama (2003) đã đưa ra.
Tuy nhiên, kết quả hồi quy trong bảng 7 cũng cho thấy rằng, hệ số hồi quy của hai biến độ mở thương mại (Openess) và lạm phát (INF) khơng có ý nghĩa thống kê. Nghĩa là đối với mẫu dữ liệu được sử dụng trong luận văn này, hai nhân tố độ mở thương mại (Openess) và lạm phát (INF) khơng có tác động đến đầu tư trong nước.
Tóm lại, kết quả hồi quy đạt được có sự tương đồng với kết quả của những bài nghiên cứu thực nghiệm trước đó. Đầu tư trực tiếp ra nước ngồi có tác động nghịch chiều đối với đầu tư trong nước. Tuy nhiên, đầu tư trong nước lại chịu tác động tích cực của những nhân tố: đầu tư trực tiếp nước ngoài, đầu tư trong nước năm trước, phát triển tài chính hay tổng tiết kiệm quốc gia. Do vậy, chúng ta có thể hạn chế tác động của đầu tư trực tiếp ra nước ngoài, thúc đẩy hoạt động đầu tư trong nước bằng cách thực hiện những biện pháp, chính sách thu hút vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài, nâng cao mức tổng tiết kiệm trong nước để bổ sung nguồn vốn đầu tư hay phát triển thị trường tài chính giúp những nhà đầu tư tiếp cận với nguồn vốn tốt hơn.
Kiểm định Hansen có p-value =0.138 > 0.05, do vậy giả thuyết Ho31 được chấp nhận, không tồn tại mối quan hệ tương quan giữa biến công cụ và sai số ngẫu nhiên trong mơ hình nghiên cứu hay các biến công cụ sử dụng trong mơ hình là phù hợp.
Hệ số p-value của kiểm định tự tương quan bậc 1 là 0.018 (< 0.05), có thể bác bỏ giả thuyết Ho1, tức là có hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong phương trình sai phân (phương trình 6), phù hợp với giả định của phương pháp System GMM.
1
Hệ số p-value của kiểm định tự tương quan bậc 2 là 0.232 (> 0.05), chấp nhận giả thuyết Ho2, tức là khơng có hiện tượng tự tương quan bậc 2 trong phương trình sai phân (phương trình 6), phù hợp với giả định của phương pháp System GMM.
Tóm lại, kiểm định Hansen, kiểm định tự tương quan bậc 1, tự tương quan bậc 2 đều cho kết quả phù hợp với giả định, yêu cầu của phương pháp System GMM. Hay nói cách khác, kết quả ước lượng trình bày trong bảng 7 là đáng tin cậy.
Như đã trình bày ở phần 3.1, nhân tố phát triển thị trường được đo lường bằng 2 chỉ số, cung tiền M2 và tín dụng nội địa dành cho khu vực tư nhân (Credit). Do vậy, trong phần tiếp theo, tôi sẽ thực hiện hồi quy khi thay thế biến M2 bằng biến tín dụng nội địa dành cho khu vực tư nhân (Credit) để xem xét khi sử dụng chỉ số khác để đo lường nhân tố phát triển tài chính, kết quả ước lượng có thay đổi hay khơng.
B
ả ng 8: Tác động của đầu tư trực tiếp ra nước ngoài đến đầu tư trong nước ở những nước đang phát triển, phương pháp system GMM. (nhân tố phát triển thị trường được đo lường bằng biến Credit thay vì M2)
Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM
Group variable: country Number of obs = 279
Time variable : year Number of groups = 40
Number of instruments = 22 Obs per group: min = 6
F(8, 40) = 319.46 avg = 6.97
Prob > F = 0.000 max = 7
di Coef.
Corrected
Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] di .4050784 .1082289 3.74 0.001 .1863396 .6238172 L1. ofdi -1.432019 .5293498 -2.71 0.010 -2.501875 -.3621633 ifdi .3911598 .1487714 2.63 0.012 .0904815 .6918381 inf .1244028 .0758312 1.64 0.109 -.0288578 .2776633 saving .2958068 .0992016 2.98 0.005 .095313 .4963007 credit .095451 .0229405 4.16 0.000 .0490864 .1418156 openess .0042428 .019195 0.22 0.826 -.0345517 .0430373 rgdp .3707614 .1304082 2.84 0.007 .1071966 .6343263
Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -2.36 Pr > z = 0.018 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.13 Pr > z = 0.893 Hansen test of overid. restrictions: chi2(14) = 18.02 Prob > chi2 = 0.206
Hệ số hồi quy của biến OFDI vẫn âm (-1.431), có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Kết quả này cho thấy, đầu tư trực tiếp ra nước ngồi vẫn có tác động nghịch chiều đến đầu tư trong nước và mức độ tác động mạnh hơn khi thay thế biến Credit cho biến M2.
Hệ số hồi quy của biến IFDI dương (0.39), có ý nghĩa ở mức 5%, tức đầu tư trực tiếp vào trong nước có tương quan dương với đầu tư trong nước. Biến Credit có hệ số hồi quy dương (0.095), có ý nghĩa ở mức 1% cho thấy khi sử dụng biến Credit để đo lường thì phát triển tài chính vẫn đóng vai trị
tích cực đối với đầu tư trong nước. Hơn nữa, mức độ tác động của nhân tố phát triển tài chính đến đầu tư trong nước mạnh hơn khi sử dùng biến M2 để đo lường phát triển tài chính.
Ngồi ra, các biến DI t-1, Saving, RGDP đều có hệ số hồi quy dương có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, điều này cho thấy đầu tư trong nước vẫn chịu tác động cùng chiều của các nhân tố này.
Hệ số hồi quy của các biến Openess và INF vẫn khơng có ý nghĩa thống kê, tức là hai nhân tố độ mở thương mại và lạm phát vẫn không tác động đến đầu tư trong nước.
Tóm lại, khi thay thế biến M2 bằng biến Credit, kết quả vẫn không thay đổi nhiều. Đầu tư trực tiếp ra nước ngồi có tác động nghịch chiều đến đầu tư trong nước. Bên cạnh đó, đầu tư trong nước vẫn chịu tác động cùng chiều của các nhân tố khác như đầu tư trực tiếp ra nước ngoài, đầu tư trong nước năm trước, tổng tiết kiệm quốc gia, tốc độ tăng trưởng GDP thực, phát triển tài chính.
Tác động dài hạn của đầu tư trực tiếp ra nước ngoài đến đầu tư trong nước được ước lượng dựa vào tác động trong ngắn hạn của đầu tư trực tiếp ra nước ngoài và của biến trễ DIt-1. Kết quả được trình bày trong bảng 9.
Bảng 9 : Tác động trong dài hạn của đầu tư trực tiếp ra nước ngoài đến đầu tư trong nước ở các nước đang phát triển 2005-2012.
Biến giải thích Hệ số hồi quy t- statistic
Hệ số hồi quy của OFDI âm, có ý nghĩa ở mức 10% cho thấy trong dài hạn đầu tư trực tiếp ra nước ngoài làm giảm đầu tư trong nước. Cụ thể, 1% gia tăng trong OFDI làm giảm 1.91% đầu tư trong nước.
4.3. Kết quả các kiểm định độ vững mơ hình.
Để kiểm định lại độ vững của kết quả kiểm định tác động của đầu tư trực tiếp ra nước ngoài đến đầu tư trong nước, tôi thực hiện thêm các kiểm định độ vững sau:
Loại những nước có nguồn dự trữ ngoại hối lớn ra khỏi mẫu
nghiên cứu
Dựa theo nghiên cứu của Ali Al Sadig (2013), trong mẫu nghiên cứu được sử dụng, nếu có những nước xuất khẩu dầu mỏ là những nước có nguồn dự trữ ngoại hối lớn thì sẽ ảnh hưởng đến kết quả nghiên cứu. Đối với những nước này, hoạt động đầu tư ra nước ngồi khơng những chịu tác động của những nhân tố kinh tế cịn chịu ảnh hưởng bởi nhân tố chính sách.
Do vậy, để kiểm tra xem kết quả nghiên cứu đạt được ở phần 4.2 có chịu ảnh hưởng của những nước xuất khẩu dầu mỏ hay không, tôi loại bỏ những nước này ra khỏi mẫu nghiên cứu và tiến hành ước lượng lại.
Bảng 10 trình bày kết quả ước lượng sau khi loại bỏ các nước xuất khẩu dầu mỏ gồm: Colombia, Indonesia2.
2 Indonesia thuộc hiệp hội những nước xuất khẩu dầu lửa OPEC. Colombia là nước có tỷ trọng xuất khẩu dầu mỏ/ tổng xuất khẩu hàng hóa, dịch vụ khoảng hơn 20%. (Theo bài nghiên cứu của Karm Ismail, tác giả chọn những nước xuất khẩu dầu là những nước có tỷ trọng xuất khẩu dầu mỏ/ tổng xuất khẩu hơn 20%)
Bả
ng 10: Tác động của đầu tư trực tiếp ra nước ngoài đến đầu tư trong nước ở những nước đang phát triển sau khi loại bỏ những nước có nguồn dự trữ ngoại hối lớn.
Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM
Group variable: country Number of obs = 265 Time variable : year Number of groups = 38 Number of instruments = 22 Obs per group: min = 6
F(8, 38) = 636.99 avg = 6.97
Prob > F = 0.000 max = 7
di Coef.
Corrected
Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] di .4616724 .1562773 2.95 0.005 .1453056 .7780392 L1. ofdi -.7626628 .4143659 -1.84 0.074 -1.601503 .0761771 ifdi .4942586 .2276327 2.17 0.036 .0334402 .9550769 inf .1348067 .1083864 1.24 0.221 -.0846101 .3542235 saving .3085983 .1121583 2.75 0.009 .0815457 .535651 m2 .0496779 .0269246 1.85 0.073 -.0048282 .1041839 openess -.0107272 .0208214 -0.52 0.609 -.052878 .0314236 rgdp .260935 .1495777 1.74 0.089 -.0418691 .5637392
Hansen test of overid. restrictions: chi2(14) = 18.71 Prob > chi2 = 0.176
Hệ số hồi quy của biến OFDI âm (-0.7626), có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Kết quả này cho thấy, đầu tư trực tiếp ra nước ngoài vẫn tác động nghịch chiều đến đầu tư trong nước, tương tự như kết quả nghiên cứu đạt được ở phần 4.2.
Như vậy, sau khi loại bỏ những nước xuất khẩu dầu có nguồn dự trữ ngoại hối lớn ra khỏi mẫu nghiên cứu, kết quả đưa ra vẫn không thay đổi nhiều. Hay nói cách khác, kết quả đạt được là đáng tin cậy.
Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -2.25 Pr > z = 0.025 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -1.20 Pr > z = 0.229