Chi bình Phương (χ2) p-value
9909.96 0.0000
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 345 quan sát của 15 quốc gia trong giai đoạn 1992 – 2014 (Phụ lục 8)
Từ bảng 4.4, kết quả kiểm định Greene (2000) bằng phần mềm Stata cho thấy kết quả với p-value đều bằng 0.0000 < α = 0.05. Suy ra, bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5% cho thấy tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình.
Kết luận: Tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình ở mức ý nghĩa 5%. 4.7. Kiểm định hiện tượng tự tương quan phần dư:
Kiểm tra hiện tượng tự tương quan là một trong những kiểm định chuẩn đoán về tính tin cậy của mơ hình hồi quy. Tự tương quan là quan hệ tương quan giữa các thành viên của chuỗi của các quan sát được sắp xếp theo thời gian như trong dữ liệu chuỗi thời gian. Khi có tự tương quan, cần lựa chọn các phương pháp ước lượng kiểm soát được hiện tương tự tương quan nhằm đạt được tính hiệu quả của ước lượng tức là có phương sai nhỏ nhất.
Để kiểm tra hiện tượng tự tương quan, tác giả sử dụng phương Wooldridge (2002) và Drukker (2003) và đặt giả thuyết kiểm định như sau:
Giả thuyết H0: Mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan bậc 1 Giả thuyết H1: Mơ hình có hiện tượng tự tương quan bậc 1
Bảng 4.8: Kết quả kiểm tra tự tương quan mơ hình
Chi bình Phương (χ2) p-value
58.840 0.0000
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 345 quan sát của 15 quốc gia trong giai đoạn 1992 – 2014 (Phụ lục 9)
Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho kết quả ở bảng 4.5 cho kết quả với p-value đều bằng 0.0000 < α = 0.05. Suy ra, bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5% cho thấy tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong mơ hình.
Kết luận: Tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong mơ hình với mức ý nghĩa 5%.
4.8Kiểm định tương quan phụ thuộc chéo (Cross-section dependence)
Tương quan phụ thuộc chéo với định nghĩa khi có một cú sốc tác động vào quốc gia này, quốc gia khác bị ảnh hưởng từ cú sốc đó. Theo Baltagi (2008), kết quả hồi quy sẽ bị chệch nếu khơng kiểm sốt hiện tượng tương quan phụ thuộc chéo bằng mơ hình phù hợp. Nếu tồn tại tương quan chéo xảy ra, tác giả sử dụng nghiên cứu của Daniel Hoechle (2007) làm mơ hình hồi quy kiểm tra lại, phương pháp hồi quy này là phương pháp phù hợp khi dữ liệu tồn tại tương quan chéo. Tác giả sử dụng phương pháp hồi quy Daniel Hoechle (2007) làm phương pháp kiểm tra bài nghiên cứu.
Tác giả sử dụng kiểm định Pesaran, M.H. (2004), dựa trên bài nghiên cứu “General diagnostic tests for cross section dependence in panels” nhằm kiểm tra tương quan phụ thuộc chéo với giả thuyết
H0 : Mơ hình khơng tồn tại tương quan phụ thuộc chéo H1 : Mơ hình tồn tại tương quan phụ thuộc chéo
Kết quả kiểm định được trình bày dưới bảng sau:
Bảng 4.9 : Kiểm định tương quan chéo (cross-section independence)
Giá trị thống
kê p-value
4.318 0.0000
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 345 quan sát của 15 quốc gia trong giai đoạn 1992 – 2014
Kết quả kiểm định cho thấy giá trị p-value bằng 0.0000 nhỏ hơn 0.05, bác bỏ H0
ở mức ý nghĩa 5%. Tồn tại tương quan phụ thuộc chéo trong mơ hình ở mức ý nghĩa 5% với tiêu chuẩn Pesaran, M.H. (2004).
4.9 Phân tích kết quả hồi quy
Các mơ hình hồi quy dữ liệu bảng phổ biến là mơ hình hiệu ứng tác động cố định (Fixed effect – FEM), hồi quy dữ liệu bảng hiệu ứng tác động ngẫu nhiên (Random effect – REM).
Tuy nhiên FEM và REM khơng kiểm sốt được hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan, đã được phát hiện bởi kiểm định Greene (2000), Wooldridge (2002) và Drukker (2003).
Theo kết quả nghiên cứu của Arellano và Bond (1991), phương pháp hồi quy GMM là một giải pháp hiệu quả để ước lượng hồi quy trong mơ hình trong trường hợp mơ hình vừa có hiện tượng phương sai thay đổi, tượng tương quan và nội sinh. Mơ hình Arellano và Bond kiểm sốt được hiện tượng tự tương quan giữa phần dư, hiện tượng phương sai thay đổi và nội sinh. Ưu điểm của phương pháp GMM cho ước lượng vững và hiệu quả được trình bày ở chương 3. Kết quả hồi quy mơ hình như sau:
Bảng 4.10: Kết quả hồi quy mơ hình
OLS FEM REM GMM
government_spending Openness Gdpgrowth Inflation 0.203*** 0.387*** 0.279*** 0.204*** (4.91) (4.15) (4.05) (2.97) 0.0297*** 0.0278** 0.0293*** 0.0302** (4.31) (2.26) (2.85) (2.24) 0.317*** 0.199*** 0.233*** 0.331* (4.94) (3.10) (3.69) (1.90) 0.00454 - 0.0312*** -0.0237** 0.0273
_cons (0.39) (-2.75) (-2.11) (1.26) -3.062*** -4.495*** -3.396** -3.384* AR(1) (-2.91) (-2.71) (-2.25) (-1.90) 0.058 AR(2) 0.067 Hansen 1.000
*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 345 quan sát của 15 quốc gia trong giai đoạn 1992 – 2014 (Phụ lục 10)
Từ kết quả hồi quy mơ hình của bảng 4.6 cho thấy mối quan hệ tác động giữa các biến độc lập đối với nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi FDI. Nhìn chung, kết quả mơ hình hồi quy của 4 phương pháp đều tìm thấy bằng chứng các biến độc lập government_spending, openness, gdpgrowth, tác động dương đến biến phụ thuộc có ý nghĩa thống kê. Trái lại, biến độc lập inflation có tác động âm đến biên phụ thuộc và cũng có ý nghĩa thống kê.
Có thể thấy qua tất cả 4 mơ hình, biến phụ thuộc government_spending, tức chi tiêu của chính phủ ln có tác động cùng chiều với biến phụ thuộc FDI ở cùng mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều này đồng nghĩa rằng mức độ chi tiêu của Chính phủ càng tăng thì sẽ làm cho nguồn vốn đầu tư trực tiếp vào Quốc gia sẽ tăng theo. Điều này cho thấy hiệu quả của chi tiêu chính phủ đối với mẫu các nước quan sát trong việc thu hút đầu tư FDI.
Xét về phần biến Openness – Độ mở thương mại thì cả 4 mơ hình đều tìm thấy bằng chứng tác động dương đối với FDI có ý nghĩa thống kê. Cụ thể ở mơ hình OLS và REM thì tìm thấy bằng chứng ở mức ý nghĩa 1%, tương tự mơ hình FEM và GMM thì tìm thấy bằng chứng thống kê ở mức ý nghĩa thấp hơn là 5%. Qua mẫu dữ liệu khảo sát, bài nghiên cứu tìm ra được bằng chứng cho thấy độ mở thương mại hay giao dịch thương mại xuất nhập khẩu cũng có ảnh hưởng đến kênh đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI. Kết quả này nhất quán với các nghiên cứu trước đó như
các nghiên cứu của Marta Bengoa, Blanca Sanchez-Robles (2003), Pravin Jadhav (2012), Camurdan và Ismail (2009).
Ở cả 4 mơ hình thì biến độc lập gdpgrowth – tăng trưởng GDP cũng cho ra kết quả có bằng chứng thống kê. Xét cụ thể thì ở cả 3 mơ hình OLS, FEM, REM đều cho thấy biến có tác động dương đối với FDI ở mức ý nghĩa thống kê 1%, giống như vậy thì phương pháp GMM cũng tìm thấy bằng chứng gdpgrowth có tác động dương tới biến phụ thuộc FDI ở mức ý nghĩa 10%. Điều này cho thấy tốc độ tăng trưởng GDP của một quốc gia phần nào có ảnh hưởng tích cực đến nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài vào trong nước. Kết quả nghiên cứu này tương tự với các nghiên cứu thực nghiệm trước đó của các tác giả Marta Bengoa, Blanca Sanchez- Robles (2003), Camurdan và Ismail (2009), Sasi Iamsiraroj (2015)
Về biến độc lập inflation – lạm phát thì chỉ có hai mơ hình bao gồm: FEM, REM là cho thấy có tác động cùng chiều tới FDI ở mức ý nghĩa lần lượt là 1%, 5%. Trong khi hai mơ hình cịn lại là OLS và GMM thì khơng tìm được bằng chứng cho thấy tác động của hai biến trên đối với biến phụ thuộc FDI. Cho thấy rằng nhân tố lạm phát là yếu tố có khả năng ảnh hưởng tới nguồn vốn đầu tư trực tiếp của nước ngoài theo chiều dương.
4.10 Hồi quy đối chiếu Daniel Hoechle
Theo nghiên cứu Daniel Hoechle (2007), trên dữ liệu bảng có phương sai thay đổi, có tự tương quan xảy ra. Để tăng hiệu quả của ước lượng hệ số, giảm độ chuẩn của ước lượng, Daniel Hoechle (2007) sử dụng phương pháp tính độ lệch chuẩn được giới thiệu bởi Driscoll-Kraay (1998). Phương pháp hồi quy robust standard errors trên dữ liệu bảng khắc phục được phương sai thay đổi, tự tương quan nếu có và hơn nữa đưa ra hiệu quả ước lượng hệ số tốt hơn, độ lệch chuẩn ước lượng nhỏ hơn
Bảng 4.11: Kết quả hồi quy mơ hình mở rộng Biến SCC government_spending openness gdpgrowth inflation _cons Fdi 0.203** -2.84 0.0297*** -4.8 0.317** -2.25 0.00454 -0.38 -3.062 (-1.69)
*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 345 quan sát của 15 quốc gia trong giai đoạn 1992 – 2014 (Phụ lục 10)
Từ việc đối chiếu qua 4 mơ hình hồi quy ở bảng 4.10, tác giả thấy rằng mơ hình SCC vẫn hồn tồn đồng nhất với các kết quả hồi quy trước đó. Xét riêng từng biến cụ thể, thứ nhất mơ hình SCC tìm được bằng chứng biến độc lập government_spending - chi tiêu của chính phủ vẫn có tác động dương đối với FDI nguồn vốn từ kênh đầu tư trực tiếp nước ngoài tại mức ý nghĩa 5%. Đồng nhất với kết quả hồi quy trong 4 phương pháp hồi quy.
Thứ hai, biến độc lập openness – Độ mở thương mại cũng có tác động dương đối với biến phụ thuộc FDI ở mức ý nghĩa 1%. Hoàn toàn khớp với 4 mơ hình hồi quy bao gồm: OLS, FEM, REM, GMM. Độ mở thương mại hay khả năng giao dịch
thương mại là nhân tố có khả năng ảnh hưởng đến vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài của các quốc gia trong giai đoạn 1992 – 2014.
Thứ ba, biến gdpgrowth - tốc độ tăng trưởng kinh tế, trong phần mơ hình này vẫn tìm thấy bằng chứng cho thấy tác động dương của biến độc lập tới FDI ở mức ý nghĩa thống kê 5%.
Cuối cùng, ở mơ hình SCC chưa tìm ra bằng chứng cho thấy biến phụ thuộc inflation có ý nghĩa thống kê tới FDI. Tức nhân tố lạm phát của quốc gia khơng có sự ảnh hưởng, hay tác động tới nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài.
CHƯƠNG 5: TỔNG KẾT, KIẾN NGHỊ
Bằng cách sử dụng phân tích dữ liệu bảng, bài luận văn này đi vào nghiên cứu ảnh hưởng của một số nhân tố được chọn đến FDI, sử dụng dữ liệu của 15 quốc gia Đơng Á – Thái Bình Dương trong giai đoạn 1992 – 2014, bốn phương pháp hồi quy phân tích dữ liệu bảng được sử dụng trong bài nghiên cứu: Mơ hình OLS, FEM, REM, và GMM, ngoài ra để tăng độ tin cậy của kết quả kiểm định bài luận văn sử dụng phương pháp hồi quy robust standard errors trên dữ liệu bảng để khắc phục phương sai thay đổi, tự tương quan nếu có và hơn nữa đưa ra hiệu quả ước lượng hệ số tốt hơn, độ lệch chuẩn ước lượng nhỏ hơn.
Kết quả kiểm định khá tương đồng kể cả đổi với mơ hình hồi quy mở rộng, trong đó chi tiêu chính phủ có tương quan cùng chiều với dịng vốn đầu tư FDI, ngụ ý một sự gia tăng trong chi tiêu chính phủ sẽ khiến dịng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi vào trong nước gia tăng.
Ngoài ra, bài nghiên cứu cũng tìm thấy tương quan cùng chiều giữa độ mở thương mại và tăng trưởng kinh tế đối với dòng vốn FDI qua cả 4 mơ hình kiểm định Mơ hình OLS, FEM, REM, và GMM kể cả đối với mơ hình hồi quy mở rộng. Kết quả này đồng nhất với hầu hết các nghiên cứu trước đó và ngụ ý rằng sự gia tăng trong độ mở thương mại và tăng trưởng kinh tế có tác động tích cực trong việc thu hút đầu tư trực tiếp nước ngoài vào trong nước. Kết quả kiểm định mối tương quan giữa lạm phát và FDI là không rõ ràng, hồi quy FEM và REM cho thấy tương quan cùng chiều giữa lạm phát và FDI tuy nhiên mơ hình OLS, GMM khơng cho thấy biến lạm phát có ý nghĩa thống kê, hơn nữa qua hồi quy mở rộng SCC khơng tìm thấy được biến lạm phát có ý nghĩa thống kê tới FDI, từ đó cho thấy nhân tố lạm phát khơng có ảnh hưởng tác động nhiều đến đầu tư trực tiếp nước ngoài vào trong nước.
Từ các kết quả kiểm định thực nghiệm như trên, tác giả có một số khuyến nghị đối với việc thu hút đầu tư FDI tại Việt Nam như sau:
Thứ nhất, quan hệ cùng chiều giữa chi tiêu công và FDI cho thấy sự gia tăng trong chi tiêu công sẽ giúp thu hút FDI. Tuy nhiên, lưu ý rằng, như nghiên cứu của tác giả Tomasz P. Wisniewski và Saima K. Pathan (2014) từ mẫu 33 quốc gia thuộc OECD từ giai đoạn 1975 đến năm 2009 cho thấy sự gia tăng chi tiêu chính phủ vượt mức sẽ có tác động tiêu cực đến đầu tư trực tiếp nước ngoài vào trong nước đặc biệt là khi chi tiêu chính phủ gia tăng cho chi tiêu quân sự. Do đó, khi tăng chi tiêu chính phủ nhằm mục đích thu hút FDI chúng ta nên chi tiêu một cách có hiệu quả vào việc ổn định kinh tế vĩ mô, cải thiện cán cân thanh toán, nâng cao tốc độ tăng trưởng dài hạn của nền kinh tế, phát triển và xây dựng có hệ thống cơ sở hạ tầng quốc gia. Điều đó sẽ thúc đẩy vốn đầu tư FDI vào trong nước nhiều hơn.
Thứ hai, độ mở thương mại cho thấy tác động tích cực đối với thu hút vốn FDI. Do đó, để thu hút nhiều hơn nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi, nước ta cần đẩy mạnh tự do hóa thương mại, thực tế trong 3 thập kỷ gần đây có thể nói là thời kỳ tự do hóa thương mại mạnh mẽ nhất từ trước tới nay của Việt Nam với những dấu mốc và thành tựu đặc biệt quan trọng đối với nền kinh tế thể hiện thông qua ký kết và thực thi BTA với Hoa Kỳ (2001), đàm phán và ký kết 06 hiệp định thương mại tự do (Chủ yếu là các FTA Asian+) trong giai đoạn 2001 -2007, hàng loạt các hiệp định về hợp tác thương mại song phương với nhiều đối tác khác nhau, đàm phán và ký nhiều hiệp định bảo hộ đầu tư, thương mại và một cột mốc đặc biệt quan trọng là đàm phán gia nhập WTO. Có thể nói, Việt Nam đã bước đầu trở thành một nền kinh tế mở, với mức độ tự do hóa tương đối mạnh mẽ so với các nước có cùng trình độ trong khu vực. Sắp tới, trong lộ trình gia nhập WTO, nước ta sẽ đẩy mạnh hơn nữa tự do hóa thương mại, đây sẽ là nhân tố tích cực thu hút FDI của nước ta trong những năm tới. Tuy nhiên, ngồi những lợi ích mang lại từ việc tự do hóa thương mại và thu hút đầu tư FDI, chúng ta cũng cần chú ý đến những thách thức của nó trong việc duy trì tính ổn định của nền kinh tế, đặc biệt là trong vấn đề điều hành tài chính vĩ mơ và kiểm sốt sự lưu chuyển các dịng vốn có nguồn gốc từ bên ngồi khi có biến động tài chính trong nước hoặc trên thế giới, ngoài ra cũng cần chú ý tạo động lực cho các doanh nghiệp trong nước dần dần phát triển và tăng sức cạnh
tranh, tránh việc các doanh nghiệp nước ngoài ồ ạt tiến vào trong nước bóp chết các doanh nghiệp nội địa.
Cuối cùng, tăng trưởng kinh tế có tác động tích cực đến việc thu hút vốn đầu tư FDI vào trong nước, nó thể hiện sự khỏe mạnh và khả năng phát triển của nền kinh tế. Trong những năm qua, tốc độ tăng trưởng kinh tế của Việt Nam là khá khả quan qua các năm cụ thể giai đoạn 2001-2006, mặc dù vẫn phần nào chịu ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tài chính – tiền tệ Châu Á từ những năm 1997 -1998, nền kinh tế vẫn có những bước tăng trưởng vượt bậc với mức tăng trưởng hàng năm lên tới 7,8%, giai đoạn 2007 - 2011 do ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tài chính thế giới năm 2008 -2009 tốc độ tăng trưởng chậm lại đạt mức 6,5% nhưng vẫn tương đối