Các yếu tố vĩ mô tác động đến thu hút dòng vốn FDI tại tỉnh Bình Dương

Nội dung text: Các yếu tố vĩ mô tác động đến thu hút dòng vốn FDI tại tỉnh Bình Dương

1. TẠP CHÍ KHOA HỌC KINH TẾ - SỐ 9(02) - 2021 CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ TÁC ĐỘNG ĐẾN THU HÚT DÒNG VỐN FDI TẠI TỈNH BÌNH DƯƠNG THE IMPACT OF MACROECONOMIC FACTORS ON ATTRACTING FDI IN BINH DUONG PROVINCE Ngày nhận bài: 04/05/2021 Ngày chấp nhận đăng: 31/05/2021 Đặng Văn Cường TÓM TẮT Bài viết nhằm tìm kiếm minh chứng mang tính thực nghiệm về các chỉ số kinh tế vĩ mô cấp địa phương của tỉnh Bình Dương tác động đến dòng vốn FDI chảy vào vào địa phương. Thông qua dữ liệu chuỗi giai đoạn 1997 – 2020, bài viết sử dụng phương pháp phân tích đồng tích hợp và mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM) để ước lượng kết quả sự tác động của các yếu tố vĩ mô này. Kết quả ước lượng cho thấy tổng sản phẩm hàng năm của tỉnh (GDP) và đầu tư công của tỉnh có tác động thuận chiều đến dòng vốn FDI cả trong ngắn hạn cũng như trong dài hạn. Ngoài ra, dân số của tỉnh có mối quan hệ nghịch chiều đến FDI cả ngắn hạn cũng như dài hạn. Cuối cùng, kết quả ước lượng mô hình ECM cũng cho thấy khoảng 121,18% sai biệt giữa giá trị thực tế và giá trị cân bằng dài hạn của dòng vốn FDI (hay giá trị dự báo của dòng vốn FDI) được điều chỉnh sau mỗi năm. Từ khóa: yếu tố vĩ mô, thu hút FDI, đồng liên kết, ECM ABSTRACT The paper tends to find empirical evidence on local macroeconomic factors of Binh Duong province affecting FDI inflows into the province. Through series data in the period 1997 - 2020, the article uses the co-integration analysis method and the error correction model (ECM) to estimate the impact results of these macro factors. The estimation results show that the province's annual gross product (GDP) and provincial public investment have a positive effect on FDI inflows both in the short and long term. Meanwhile, the population of the province has a negative impact on FDI in the short and long term. And the ECM result also shows that about 121.18% of the difference between the real value and the long-term value of FDI inflows (or the equilibrium value of FDI inflows) is adjusted every year. Keywords: macroeconomic factors, attracting FDI, co-integration, ECM. 1. Dẫn nhập trong nước thì nguồn vốn đầu tư trực tiếp từ nước ngoài cũng đang đóng vai trò vô cùng Bình Dương được xem là một trong quan trọng, nó không những quan trọng đến những địa phương dẫn đầu cả nước về tốc các quốc gia đang phát triển mà ngay cả đối độ tăng trưởng kinh tế trong gần hai thập với các quốc gia phát triển cũng quan tâm niên. Bên cạnh những yếu tố nội tại của địa  phương như là chính sách tăng trưởng, lợi thu hút nguồn vốn này. Đặng Văn Cường thế vị trí địa lí, nguồn lực con người, đầu tư (2016) cho thấy FDI có thể mang lại các lợi công, yếu tố về thu hút dòng vốn đầu tư ích cho địa phương tiến nhận như là tạo cũng được xem là một trong những yếu tố thêm nhiều cơ hội việc làm, đẩy mạnh mức quan trọng góp phần thúc đẩy tăng trưởng độ tiếp cận thị trường toàn cầu đối với các kinh tế của địa phương. Đặc biệt hơn, dòng loại hàng hóa xuất và nhập khẩu, tăng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) đỗ vào Bình Dương luôn ở mức cao và ổn định xuyên suốt hai thập niêm qua. Nhiều nghiên Đặng Văn Cường, Trường Đại học Kinh tế Tp. cứu khoa học đã cho thấy ngoài nguồn vốn Hồ Chí Minh 1
2. TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG cường các nguồn vốn cũng như cung cấp Tỷ trọng của FDI trong tổng dòng vốn đã lượng ngoại tệ cho đầu tư, thúc đẩy năng lực tăng lên rất nhiều ở các nước đang phát triển cạnh tranh của nền kinh tế trong nước, đồng trong những năm gần đây và tỷ trọng đóng thời góp phần mở ra những cơ hội thuận lợi góp vào tăng trưởng kinh tế của các doanh cho quá trình chuyển giao năng lực quản trị nghiệp FDI chiếm tỷ trọng khá lớn và ngày và mở rộng các kiến thức công nghệ và ứng càng tăng. Trong khi đó, các nền kinh tế phát dụng công nghệ trong quản lý Tại nhiều triển vẫn đang cố gắng thu hút FDI để gặt hái nước đang phát triển, nguồn lực vốn đầu tư lợi ích từ hiệu ứng tích cực của vốn đầu tư trong nước còn giới hạn, do đó các quốc gia trực tiếp nước ngoài mà trong đó kết quả có này tìm đến dòng vốn đầu tư nước ngoài là thể góp phần vào tăng trưởng kinh tế. Dòng thật sự cần thiết và vấn đề luôn được ưu tiên vốn FDI chính thức có mặt tại Việt Nam từ hàng đầu. Đặc biệt, Việt Nam đã là thành năm 1990. Từ khi xuất hiện, dòng vốn FDI viên của Tổ chức Thương mại Thế giới được minh chứng đã mang lại nhiều tác động WTO và đang trong quá trình đàm phán tích cực đối với nền kinh tế trong nước và Hiệp định đối tác thương mại xuyên Thái hiệu ứng này ngày càng gia tăng theo thời Bình Dương (TPP) thì việc thu hút nguồn gian trên bình diện quốc tế. Hiệu ứng lan tỏa vốn FDI càng trở nên quan trọng. ngày càng rộng khắp các quốc gia trên thế Bên cạnh đó, nhiều bài viết trước cũng đã giới với sự đa dạng trong các lĩnh vực đầu tư chỉ ra rằng các chỉ số kinh tế vĩ mô tác động cũng như các phương thức hợp tác kinh lớn đến dòng vốn FDI. Việc nắm bắt được doanh. Vì vậy, mục tiêu của bài viết là tìm những tác động này một cách kịp thời có ý kiếm bằng chứng các yếu tố vĩ mô cấp địa nghĩa vô cùng to lớn đối với việc đầu tư của phương tác động đến dòng vốn FDI trong các nhà đầu tư. Khi quan sát sự thay đổi của thời gian qua tại tỉnh Bình Dương. các chỉ số kinh tế vĩ mô các nhà đầu tư có thể dự đoán sơ bộ được sự thay đổi của dòng vốn 2. Cơ sở lý thuyết của nghiên cứu FDI đổ vào quốc gia mình để có được những 2.1. Khung phân tích quyết định, kế hoạch, thực thi chính sách, Có nhiều lý thuyết giải thích dòng vốn hoạch định chiến lược phù hợp nhằm tối đa FDI chịu sự ảnh hưởng của nhiều chỉ số hóa tỷ suất lợi nhuận của chủ đầu tư. Điển mang tính vi mô cũng như vĩ mô. Dunning hình các nghiên cứu trước đây mang tính (2012) được xem là một trong những học giả thực nghiệm đã được tiến hành trên phạm vi đầu tiên thực hiện nghiên cứu để giải thích lý rộng tại nhiều quốc gia đang phát triển với do tại sao FDI tồn tại và gia tăng qua các mục tiêu là tìm kiếm minh chứng khoa học năm. Ông đã mô hình hóa một phần của lý cho sự ảnh hưởng các biến số kinh tế vĩ mô của quốc gia đến thu hút dòng vốn FDI. thuyết tân cổ điển và ông cũng đề cập đến hai Ngoài ra, các nghiên cứu thực nghiệm này vấn đề chính khi xem xét FDI theo lý thuyết cũng cho thấy vốn FDI tập trung chủ yếu vào này. Thứ nhất, dòng vốn FDI dịch chuyển là hoạt động kinh doanh và thường chảy vào do sự chuyển nhượng vốn giữa các bên có các nền kinh tế có nhiều lợi thế so sánh về liên quan, tuy nhiên, sự chuyển nhượng vốn nhân công giá rẻ, chính sách ưu đãi thuế hấp này liên quan đến việc chuyển giao công dẫn, giàu tài nguyên khoáng sản, nguồn nghệ, kỹ năng tổ chức và quản lý. Thứ hai, nguyên liệu dồi giàu (Zhang, 2001). Bên các nguồn lực được chuyển giao xảy ra trong cạnh đó, các yếu tố nội tại của quốc gia cũng nội bộ công ty chứ không phải giữa hai bên được xem là lợi thế thu hút dòng vốn FDI. độc lập trên thị trường. 2
3. TẠP CHÍ KHOA HỌC KINH TẾ - SỐ 9(02) - 2021 Lý thuyết kinh tế cung cấp các lý do đoạn từ 1986-2004. Sau khi chạy mô hình khác nhau liên quan đến công ty đa quốc cho từng quốc gia thì mỗi quốc gia có kết gia quyết định đầu tư vào các nước. cụ thể, quả khác nhau không theo quy luật chung công ty đa quốc gia cố gắng xâm nhập vào nào nên nhóm tác giả quyết định nhóm 3 các thị trường lớn hơn nhằm tận dụng lợi biến trong 8 nền kinh tế thành một nhóm và thế của yếu tố chi phí sản xuất thấp hoặc để sau đó sử dụng phương pháp tiếp cận bằng có được quyền khai thác tài nguyên. Vì hiệu ứng cố định và hiệu ứng ngẫu nhiên để vậy, khi thiết lập công ty đa quốc gia của ước tính các phương trình VAR dữ liệu bảng dòng vốn FDI, họ cố gắng xâm nhập vào trong kiểm tra quan hệ nhân quả Granger. nguồn nguyên liệu giá rẻ hoặc chi phí lao Kết quả cho thấy FDI có tác động trực tiếp động thấp (Zhang, 2001). lên GDP. Để bắt kịp tốc độ tăng trưởng hiệu quả Takagi & Shi (2011) đã sử dụng dữ liệu của các dự án FDI, các nền kinh tế nên bảng của FDI Nhật Bản chảy đến 9 nền kinh cung cấp môi trường kinh doanh thuận lợi tế châu Á năng động giai đoạn 1987-2008 để và phải đạt mức tối thiểu của phát triển phân tích tác động tỷ giá hối đoái lên FDI. kinh tế. Lean (2008) cho rằng tốc độ tăng Bài viết chỉ ra rằng FDI giảm với sự mất giá trưởng GDP sẽ ảnh hưởng đến khả năng của đồng Yên so với đồng tiền nước sở tại, của nền kinh tế của nước tiếp nhận đầu tư cũng tăng theo biến động tỷ giá hối đoái, và trong việc thu hút dòng vốn FDI. Điều này ít bị ảnh hưởng bởi cuộc khủng hoảng tài cũng được ủng hộ bởi nghiên cứu của chính châu Á. Kết quả theo lý thuyết đã chỉ Dowling & Hiemenz (1983). ra sự nghịch biến của tỷ giá và FDI. 2.2. Các nghiên cứu trước đây Nghiên cứu của Lee & Min (2011) tại Onuorah & Chidiebere (2013) đã nghiên Hàn Quốc cũng cho rằng tỷ giá hối đoái tác cứu tác động của các chỉ số kinh tế vĩ mô lên động liên tục và mạnh mẽ lên dòng FDI, các dòng vốn đầu tư nước ngoài tại Nigeria giai hành vi của các nhà đầu tư nước ngoài tại đoạn 1980-2010, kết quả nghiên cứuchỉ ra Hàn Quốc đã thay đổi sau cuộc khủng hoảng GDP, tỷ giá hối đoái, cung tiền tác động trực năm 1997. Tuy nhiên tác giả đã nhận định tiếp nhưng lãi suất và lạm phát lại tác động những tác động này chỉ mang tính tạm thời tiêu cực lên FDI. Tuy nhiên, lại xảy ra hiện và diễn ra trong ngắn hạn. tượng nội sinh nên nhóm tác giả đã chỉ ra Yuqing (2006) thực hiện nghiên cứu tại rằng lãi suất và lạm phát vẫn có tác động lên Trung Quốc và đã lập luận rằng chính sách tỷ FDI trong ngắn hạn. Cuối cùng, nghiên cứu giá hối đoái của Trung Quốc đã đóng một vai này đã đưa ra đề nghị một chính sách kinh tế trò quan trọng trong sự bùng nổ FDI. Mất giá vĩ mô tốt hơn để các nhà hoạch định chiến của đồng Nhân dân tệ (Renminbi) và các lược ở Nigeria có thể quản lý, thu hút đầu tư, chính sách neo giá đồng Nhân dân tệ so với phát triển cơ sở hạ tầng, giảm thất nghiệp Dollar nhằm cải thiện khả năng cạnh tranh góp phần nâng cao đời sống cho người dân của Trung Quốc trong việc thu hút FDI. quốc gia này. Kiểm tra các giả thuyết trong bối cảnh FDI Frank ST & Hsiao (2006) đã nghiên cứu Nhật Bản cho các lĩnh vực sản xuất của tác động lẫn nhau giữa GDP, xuất khẩu và Trung Quốc 1981-2002, kết quả thực nghiệm FDI tại 8 quốc gia là: Trung Quốc, Hàn cho thấy rằng tỷ giá hối đoái thực giữa Nhân Quốc, Đài Loan, Hồng Kông, Singapore, dân tệ và Yên Nhật là một trong những biến Malaysia, Philippines, Thái Lan trong giai số quan trọng quyết định đầu tư trực tiếp của 3
4. TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG Nhật Bản tại Trung Quốc. Sự mất giá của nước tiếp nhận vốn. Tuy nhiên, yếu tố này đồng Nhân dân tệ tăng cường đáng kể các phụ thuộc vào động cơ của doanh nghiệp đầu nguồn vốn đầu tư trực tiếp từ Nhật Bản, và tư: tìm kiếm nguồn lực tự nhiên, tìm kiếm thị phản ứng của FDI với sự thay đổi của tỷ giá trường, tìm kiếm hiệu quả, tìm kiếm việc mở hối đoái thực tế phụ thuộc nhau. rộng tài sản ; (ii) chính sách của chính phủ (khung chính sách hướng đến khu vực tư 3. Kết quả thực nghiệm nhân, thương mại, công nghiệp và FDI); và 3.1. Mô hình nghiên cứu (iii) chiến lược đầu tư của các doanh nghiệp Có nhiều lý thuyết cố gắng giải thích các đa quốc gia. Mô hình nghiên cứu đánh giá yếu tố quyết định đến thu hút dòng vốn FDI. tác động các yếu tố vĩ mô cấp địa phương Những lý thuyết này là bước đi quan trọng đến dòng vốn FDI dựa trên khung lý thuyết hướng tới sự phát triển của một khuôn khổ hệ của UNCTAD (1998) và mô hình thực thống cho sự xuất hiện của FDI. UNCTAD nghiệm của Onuorah & Akujuobi (2013). Mô (1998) đã tổng hợp các yếu tố tác động đến hình tuyến tính có dạng: FDI bao gồm: (i) các điều kiện kinh tế của (1) Trong đó t là chỉ số về thời gian. Biến phụ vốn FDI vì lạm phát làm mất giả đồng nội tệ. thuộc FDI thể hiện dòng vốn FDI tiếp nhận Do đó, tỷ lệ lạm phát làm giảm lượng ngoại ròng hàng năm tại tỉnh Bình Dương. tệ của nhà đầu tư nước ngoài (Onuorah & GDP là tổng sản phẩm hàng năm của tỉnh. Chidiebere, 2013) Các nghiên cứu trước đây đều cho thấy tăng Bảng 1: Ký hiệu và đo lường biến trưởng kinh tế là một trong những yếu tố Biến Đo lường biến Nguồn quan trọng góp phần thu hút dòng vốn FDI Dòng vốn đầu tư hàng năm Cục thống (Lean, 2008). FDI của tỉnh (triệu đô la Mỹ) kê tỉnh INV là tổng vốn đầu tư công hàng năm của tỉnh. Đầu tư công góp phần tạo cơ sở hạ Tổng sản phẩm theo giá Cục thống tầng trong việc thu hút dòng vốn đầu tư cả GDP hiện hành trên địa bàn (tỷ kê tỉnh đồng) trong nước và ngoài nước (Onuorah & Akujuobi, 2013). Chi đầu tư công trên địa Cục thống INV kê tỉnh POP là tổng dân số hàng năm của tỉnh. bàn tỉnh (tỷ đồng) Tổng dân số đại diện cho quy mô thị trường Dân số trung bình trên địa Cục thống POP sẵn có của địa phương trong việc tiêu thụ sản bàn (người) kê tỉnh phẩm hàng hóa được tạo ra từ các doanh Số lao động đang làm việc Cục thống LAB nghiệp FDI (Onuorah & Akujuobi, 2013). hàng năm (người) kê tỉnh LAB tổng số lao động hàng năm của tỉnh. Chỉ số giá tiêu dùng bình Cục thống Vốn FDI có xu hướng đầu tư vào các địa CPI quân theo năm (%) kê tỉnh phương có nguồn lao động dồi dào để khai thác nguồn nhân công giá rẻ (Zhang, 2001). 3.2. Dữ liệu Cuối cùng, CPI chỉ số giá tiêu dùng hàng Dữ liệu nghiên cứu được tác giả khai thác năm của tỉnh. Chỉ số giá tiêu dùng đại diện từ nguồn dữ liệu của Cục thống kê tỉnh Bình cho tỷ lệ lạm phát. Nhiều nghiên cứu chỉ ra Dương từ năm 1997 đến 2020. Trong nghiên tỷ lệ lạm phát có tác động tiêu cực đến dòng cứu này, tác giả sử dụng dạng logarit của các 4
5. TẠP CHÍ KHOA HỌC KINH TẾ - SỐ 9(02) - 2021 biến dữ liệu trong mô hình (lấy logarit các dữ (bằng phẳng hóa dữ liệu). Kết quả thống kê liệu). Như vậy, mô hình ước lượng là ở dạng mô tả dữ liệu các biến quan sát được thể hiện log để nhằm giúp cho các dữ liệu vĩ mô được như sau: ổn định và mượt hơn nhờ vào việc lấy log Bảng 2: Kết quả thống kê mô tả các biến Biến Quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn Nhỏ nhất Lớn nhất FDI 24 1541,182 934,7803 351,6300 3416 GDP 24 87982,97 95983,23 2884,177 272345 INV 24 3098,989 3098,736 110,27 11016 POP 24 1497740 609033,7 679044 2568589 LAB 24 965395 402529,9 426103 1671419 CPI 24 6,03 5,48 -1,71 23,11 Nguồn: Tác giả tính toán 3.3. Phân tích kết quả chuỗi thời gian không dừng, nó không cho phép khái quát hóa cho các giai đoạn thời 3.3.1. Kiểm định tính dừng chuỗi dữ liệu gian khác”. Hơn nữa, đối với phương pháp Đối với dữ liệu chuỗi thời gian, trước khi hồi quy OLS dàng cho dữ liệu chuỗi, nếu tiến hành hồi quy cần kiểm tra tính dừng dữ chuỗi thời gian xảy ra tình trạng không dừng liệu để tránh xảy ra hiện tượng hồi quy giả. thông qua kiểm định nghiệm đơn vị (unit Gujarati & Porter (2003) cho rằng “một mẫu root test), thì khi đó sẽ không có giá trị cho dữ liệu thời gian sẽ mang một tình tiết nhất việc phân tích các kết quả ước lượng hồi quy định và chỉ thể hiện những hành vi cụ thể trong do gặp phải vấn đề hồi quy giả mạo của các khoảng thời gian xem xét. Nếu như một biến quan sát (Gujarati & Porter, 2003). Bảng 3: Kiểm định nghiệm đơn vị chuỗi dữ liệu I(0) ADF Mức 1% Mức 5% Mức 10% Kết quả LnFDI -2,6151 -3,7529 -2,998 -2,6387 Không dừng LnGDP -2,0123 -4,4163 -3,622 -3,2485 Không dừng LnINV -2,017 -4,4163 -3,622 -3,2485 Không dừng LnPOP -2,6027 -3,7695 -3,004 -2,6422 Không dừng LnLAB 2,2447 -2,6742 -1,9572 -1,6081 Dừng 5% CPI -2,9588 -3,7529 -2,998 -2,6387 Dừng 10% Nguồn: Tác giả tính toán Kết quả cho thấy có bốn biến không dừng biến không dừng này sẽ được lấy sai phân và tại bậc 0 là FDI, GDP, INV và POP. Các kiểm tra tính dừng ở sai phân bậc 1. 5
6. TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG Bảng 4: Kiểm định nghiệm đơn vị chuỗi dữ liệu I(1) ADF Mức 1% Mức 5% Mức 10% Kết quả D(LnFDI) -6,0562 -3,7695 -3,0048 -2,6422 Dừng 1% D(LnGDP) -4,7968 -3,6795 -3,0048 -2,6422 Dừng 1% D(LnINV) -4,4984 -3,788 -3,0123 -2,6461 Dừng 1% D(LnPOP) -3,2301 -3,7695 -3,0048 -2,6422 Dừng 5% Nguồn: Tác giả tính toán 3.3.2. Kiểm định đồng liên kết của các biến Tiếp theo, nghiên cứu sử dụng thống kê ADF theo đề xuất của Granger & Weiss Granger & Weiss (1983) cho rằng “một (1983) để kiểm định tính dừng của phần dư kiểm định về sự đồng tích kết hợp có thể (ε ). Nếu phần phần sai số trong mô hình được coi như một tiền kiểm định để loại bỏ t (phần dư) thỏa mãn thuộc tính dừng thì điều tình huống hồi quy không xác thực (giả này cho thấy có tồn tại mối quan hệ đồng tích mạo)”. Khi đó, mối quan hệ đồng liên kết hợp (mối quan hệ dài hạn) giữa các biến trong giữa các biến được xác định dựa trên phương mô hình. Ngược lại, nếu phần dư là chuỗi pháp phân tích phần dư (εt) hai bước của không dừng thì không thể kết luận có tồn tại Engle - Granger: mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến. Trước tiên, kết quả phân tích mối quan hệ Sau khi kiểm tra đầy đủ các bước cho cân bằng trong dài hạn giữa giá trị biến phụ chuỗi dữ liệu, bài viết ước lượng bằng thuộc và các biến giải thích sẽ được thiết lập phương pháp OLS của phương trình (1) và thông qua kết quả chạy hồi quy tuyến tính; kết quả ước lượng được thể hiện như sau: Bảng 5: Kết quả phân tích đồng tích hợp mối quan hệ dài hạn các biến Biến Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Thống kê T Xác suất LnGDP 0,038605 0,250877 4,153881 0,0093 LnINV 0,025184 0,279165 5,090213 0,0001 LnPOP -4,433818 8,212985 2,539855 0,0256 LnLAB 5,051968 8,572261 0,589339 0,5626 CPI 0,004847 0,009660 0,501717 0,6216 C -12,85013 8,8140 -3,4579 0,0021 Nguồn: Tác giả tính toán Sau đó, bài viết tiếp tục ước lượng sai Bảng 6: Kiểm định phần dư của mô hình số và tiến hành kiểm tra thuộc tính dừng t-Statistic Prob.* của phần dư (ε ) thông qua kiểm định t Augmented Dickey- Unit Root Test. Kết quả kiểm định Unit Fuller test statistic -6,2206 0,0000 Root Test như sau: Nguồn: Tác giả tính toán 6
7. TẠP CHÍ KHOA HỌC KINH TẾ - SỐ 9(02) - 2021 Kết quả cho thấy phần dư của mô hình là Tuy nhiên, hệ số hồi quy của biến một chuỗi dừng. Điều này nghĩa là khẳng LnPOP mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê định có tồn tại mối quan hệ tích hợp dài hạn ở mức 5%. Điều này cho thấy tốc độ tăng giữa các biến. Tuy nhiên, để đảm bảo kết quả dân số của địa phương có ảnh hưởng tiêu cực chạy mô hình tuyến tính là phù hợp, bài viết lên dòng vốn FDI trong giai đoạn qua. tiến hành thực hiện các kiểm định các giá trị Cuối cùng, biến LnLAB và CPI chẩn đoán mô hình. Kết quả như sau: không có ý nghĩa thống kê. Nói cách khác, Bảng 7: Kiểm định chẩn đoán của mô hình kết quả thực nghiệm chưa cung cấp minh Giá trị kiểm định phân Jarque- Prob>α = chứng về sự ảnh hưởng của tỷ lệ lao động và phối chuẩn Bera = 0,4515 chỉ số giá tại địa phương đến thu hút dòng 1,5899 vốn FDI của tỉnh Bình Dương. Giá trị kiểm định Chi2 = Prob> α = 3.3.3. Ước lượng mối quan hệ ngắn hạn (mô Larange 0,5923 0,6998 hình ECM) Breusch-Godfrey LM Mối quan hệ ngắn hạn được xác định Kiểm định phương sai Chi2 = Prob> α = thông qua mô hình véc tơ hiệu chỉnh sai số thay đổi 0,4957 0,2007 ECM. Theo Granger & Weiss (1983) và Granger (1986) cho rằng “giá trị cân bằng dài Nguồn: Tác giả tính toán hạn chỉ định sự tương đương về mặt thống kê Các kết quả kiểm định cho thấy phần dư của đồng liên kết. Tất nhiên, trong bối cảnh của mô hình có phân phối chuẩn, không xảy ngắn hạn có thể có sự mất cân bằng và sự ra hiện tượng tự tương quan và phương sai mất cân bằng này có thể tồn tại quá trình điều thay đổi. Điều này hàm ý kết quả phân tích chỉnh động ngắn hạn như cơ chế hiệu chỉnh đồng tích hợp không bị vi phạm các ràng sai số (Error Correction Mechanism)”. buộc thống kê. Mối quan hệ đồng liên kết thể hiện sự tồn Như vậy, kết quả hồi quy tại bảng 5 tại của một dạng hàm hiệu chỉnh sai số động khẳng định mối quan hệ dài hạn giữa các trong xem xét quan hệ giữa các biến trong biến trong mô hình. Kết quả cho thấy các mô hình. Khi đó, chúng ta sử dụng mô hình biến giải thích trong mô hình có tác động dài hiệu chỉnh sai số (ECM) sẽ cho phép xác hạn tới biến phụ thuộc FDI, cụ thể như sau: định được giá trị cân bằng dài hạn từ sự vận Hệ số hồi quy của biến LnGDP động ngắn hạn từ bộ dữ liệu khảo sát. mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê ở Một cách tổng quát, mô hình ECM có mức 1%. Điều này cho thấy biến tăng trưởng dạng: ∆y = γ ∆x + γ ξ + ω (2) kinh tế có tác động đến việc thu hút dòng vốn t 1 t 2 t-1 t từ nước ngoài. Nói cách khác, trong dài hạn, Như vậy, phương trình (2) giúp mô tả sự khi tăng trưởng kinh tế ở địa phương được biến động trong giá trị biến phụ thuộc ∆yt sẽ dự báo tốt thì dòng vốn FDI cũng sẽ có xu được giải thích bởi bởi tập hợp các biến độ hướng chảy vào địa phương này nhiều. lập ∆xt và sai số ξt-1 của kỳ trước. Tương tự, kết quả hồi quy cũng cho Giá trị của sai số ξt-1 được hiểu là giá trị thấy hệ số hồi quy của biến LnINV mang dấu sai số cân bằng (equilibrium error) đã xảy ra dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. trong thời kỳ trước đó. Nghĩa là ξt-1 giúp giải Nghĩa là đầu tư công tại tỉnh Bình Dương đã thích một sự điều chỉnh của giá trị biến phụ góp phần thu hút dòng vốn FDI trong giai thuộc hướng đến giá trị cân bằng dài hạn khi đoạn khảo sát. có sự thay đổi trong dài hạn do cú sốc của 7
8. TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG các yếu tố vĩ mô tác động đến giá trị dài hạn dài hạn của biến phụ thuộc y ở một thời đoạn của biến phụ thuộc (FDI). Tham số được ước trước đó (1 năm) được hiệu chỉnh ở thời đoạn γ2 cho giúp nhận biết một tỷ lệ phần trăm mất tiếp theo (chỉ xem xét khi giá trị thống kê γ2 cân đối (vượt ra khỏi giá trị cân bằng) trong có ý nghĩa). Bảng 8: Kết quả hồi qui mô hình ECM Biến Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Thống kê T Xác suất D(LnGDP) 0,621337 0,183409 3,387710 0,0038 D(LnINV) 0,011833 0,340039 2,034800 0,0727 D(LnPOP) -10,92652 5,782321 -1,889643 0,0771 D(LnLAB) 6,292672 6,322879 0,995223 0,3344 D(CPI) 2,52E-05 0,005584 0,004515 0,9965 ECM(-1) -1,211869 0,160563 7,547622 0,0000 C 0,062304 0,132481 0,470285 0,6445 Nguồn: Tác giả tính toán Bảng 9: Kiểm định sự phù hợp của mô hình bằng của LnFDI) được điều chỉnh sau mỗi ECM năm. Đồng thời, giá trị sai phân của các Kiểm định phân phối JB = Prob>α = biến LnGDP, LnINV và LnPOP đều có ý chuẩn 04542 0,7968 nghĩa thống kê. Trong đó, biến LnGDP và LnINV mang dấu dương. Điều này cho 2 Kiểm định tự tương Chi = Prob> α = thấy sự thay đổi trong ngắn hạn của các quan 0,5190 0,6629 biến LnGDP và LnINV có tích cực đến Breusch-Godfrey LM việc thu hút dòng vốn FDI. Tuy nhiên, biến Kiểm định phương sai Chi2 = Prob> α = LnPOP mang dấu âm nghĩa là sự thay đổi thay đổi 0,8270 0,3257 của tốc độ tăng dân số tác động nghịch chiều lên dòng vốn FDI. Nguồn: Tác giả tính toán Các kết quả chẩn đoán mô hình đều cho 4. Thảo luận kết quả thấy phần dư của ước lượng có phân phối Trong nghiên cứu này, dựa vào số liệu các chuẩn, không bị vi phạm hiện tượng tự tương chỉ số vĩ mô và FDI của tỉnh Bình Dương quan và phương sai thay đổi. Điều này hàm ý giai đoạn 1997 - 2020, tác giả đã sử dụng mô kết quả mô hình ECM không bị vi phạm các hình hồi qui đồng tích hợp và mô hình ECM ràng buộc thống kê. để ước lượng sự tác động của các yếu tố vĩ Như vậy, kết quả ước lượng từ mô hình mô cấp địa phương đến thu hút dòng vốn ECM khẳng định các biến trong mô hình có FDI cả trong dài hạn và ngắn hạn đã cho ra mối quan hệ ngắn hạn. Kết quả hồi quy các những đặc điểm nổi bật sau: biến tại Bảng 8 cho thấy dấu của thành Thứ nhất, tổng sản phẩm tính theo trị giá phần sai số ECM mang dấu âm và có ý hiện hành của tỉnh có tác động tích cực đến nghĩa thống kê ở mức 1%. Như vậy, kết việc thu hút dòng vốn FDI vào địa phương cả quả này cho thấy có khoảng 1.2118 trong ngắn hạn và dài hạn. Điều này cũng đã (121,18%) sai biệt giữa giá trị thực tế và được chứng minh qua nhiều nghiên cứu thực giá trị dài hạn của LnFDI (hay giá trị cân nghiệm trước đây. Các nghiên cứu trước đây 8
9. TẠP CHÍ KHOA HỌC KINH TẾ - SỐ 9(02) - 2021 cho rằng kinh tế có tổng sản phẩm quốc nội Thứ tư, mô hình ECM cung cấp minh cao, tìm lực kinh tế tốt, tốc độ tăng trưởng chứng thực nghiệm cho thấy có khoảng mỗi năm mỗi tăng sẽ tạo nên một thị trường 121,18% sai biệt giữa giá trị thực tế và giá hấp dẫn nhà đầu tư nước ngoài hơn. Kết quả trị dài hạn của dòng vốn FDI được điều này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của chỉnh sau mỗi năm. Nghĩa là nếu như trong Onuorah & Akujuobi (2013) tại Nigeria và dài hạn có bất kỳ cú sốc nào ảnh hưởng đến nghiên cứu của Frank ST & Hsiao (2006) tại sự dịch chuyển của dòng vốn FDI thực so Đông và Đông Nam Á đều cho rằng GDP có với giá trị cân bằng dài hạn (giá trị dự báo) tác động tích cực đến nguồn vốn đầu tư nước thì dòng vốn này sẽ có sự tự điều chỉnh ngoài trong đó có đầu tư trực tiếp. theo chu kỳ một năm. Chẳng hạn, cú sốc ô Thứ hai, đầu tư công của tỉnh cũng đóng nhiễm do một vài doanh nghiệp FDI gây ra, vai trò tích cực trong việc thu hút dòng vốn tạo làn sóng phản đối từ người dân, chính FDI vào địa phương trong ngắn hạn và dài quyền đối với FDI từ đó có thể thay đổi hạn. Điều này cho thấy vai trò tích cực của chính sách thuế, chính sách kiểm soát xả đầu tư công trong việc thu hút vốn đầu tư nói thải sẽ tác động tiêu cực dòng vốn FDI tại chung và FDI nói riêng. Nhiều nghiên cứu thời điểm đó, nhưng bình quân sau một trước đây đã cho thấy đầu tư công tác động năm, doanh nghiệp FDI sẽ điều chỉnh, như một hiệu ứng “mồi nhử” dòng vốn tư chính quyền và tư tưởng người dân sẽ điều nhân tham gia vào quá trình thúc đẩy tăng chỉnh để tạo điều kiện thu hút dòng vốn trưởng kinh tế của các quốc gia. Kết quả này FDI vào lại địa phương. phù hợp với nghiên cứu của Onuorah & Cuối cùng, kết quả phân tích định lượng Akujuobi (2013). cũng cho thấy hai biến chỉ tiêu lao động và Thứ ba, phát hiện tương đối mới và có chỉ số giá tiêu dùng đều không có ý nghĩa phần thú vị của bài viết này là dân số trên thống kê. Hay nói một cách khác, thay đổi địa bàn tỉnh Bình Dương lại có mối quan hệ số lao động và thay đổi giá cả tại địa nghịch biến với dòng vốn FDI cả ngắn hạn phương không ảnh hưởng đến dòng vốn và dài hạn. Các nghiên cứu trước đây cho FDI trong giai đoạn khảo sát. thấy tổng dân số là một chỉ số đại diện cho 5. Kết luận quy mô thị trường. Về mặt lý thuyết, quy Đầu tư trực tiếp nước ngoài đã, đang và sẽ mô thị trường đóng một vai trò quan trọng đóng góp một phần ý nghĩa cho sự gia tăng trong việc thoát vốn nước ngoài, bởi vì các trong GDP của địa phương và sự tốc độ tăng thị trường lớn đều có một nguồn cung cấp trưởng kinh tế của mỗi vùng lãnh thổ trên thế đầu vào, tăng nhu cầu đối với sản phẩm và giới hiện nay nói chung và đặc biệt quan cho phép quy mô nền kinh tế (Ghazouani, trọng với từng quốc gia đang phát triển nói 1997). Đây là một yếu tố quan trọng trong riêng. Dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài quyết định đầu tư do nhu cầu tiêu dùng cao luôn chịu tác động của các chỉ số kinh tế vĩ và khả năng của quy mô nền kinh tế mô trong thị trường tài chính như tổng sản (Frikha, 2005). Như vậy, kết quả của phẩm nội địa, đầu tư công, tỷ giá hối đoái, lãi nghiên cứu này lại cho thấy dân số tại địa suất, cung tiền, lạm phát, Bài viết này tập phương không phải là thị trường mục tiêu trung kiểm định sự tác động của các biến số mà dòng vốn FDI hướng đến. Ngược lại, đo lường chỉ số kinh tế vĩ mô cấp địa phương dân số càng tăng lại gây cản trở dòng vốn đến dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI vào địa bàn tỉnh trong thời gian qua. (FDI) tại tỉnh Bình Dương. Do hạn chế về 9
10. TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG mặt dữ liệu, bài viết chỉ tập trung đánh giá đuổi mục tiêu ngắn hạn và dài hạn, đồng thời các yếu tố vĩ mô của tỉnh gồm có tốc độ tăng xây dựng chiến lược ưu tiên cho từng thời kì GDP, tổng vốn đầu tư công, sự thay đổi dân với mục tiêu chung là thúc đẩy tăng trưởng số, tổng số lao động và chỉ số giá tiêu dùng. kinh tế và qua đó cũng góp phần vào việc thu Kết quả phân tích đồng tích hợp và ECM cho hút dòng vốn FDI cho địa phương. Đặc biệt, thấy các biến kinh tế vĩ mô như GDP và đầu phải luôn có những điều chỉnh kịp thời về tư công của tỉnh có tác động cùng chiều và mặt chính sách một cách hợp lí đối với chiến có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích lược đầu tư công của tỉnh nhằm phát huy dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI tại hiệu quả đầu tư để duy trì nguồn vốn FDI từ Bình Dương, trong khi đó dân số của tỉnh có nước ngoài như những năm vừa qua. Bên tác động nghịch biến với đầu tư trực tiếp cạnh đó, địa phương cũng quan tâm đến nước ngoài FDI. Các yếu tố về lao động và chính sách về kế hoạch dân số đảm bảo duy chỉ số giá của tỉnh không có tác động đến trì sự phát triển kinh tế của địa phương khi dòng vốn FDI. Tạo sự ổn định trong chính mà dòng vốn FDI có mối quan hệ nghịch với sách kinh tế vĩ mô. Kết quả này cũng gợi ý sự biến động nguồn vốn con người trên địa cho chính quyền tỉnh Bình Dương là cần có bàn tỉnh Bình Dương xuyên suốt giai đoạn tầm nhìn cho những chính sách dài hạn, theo vừa qua. TÀI LIỆU THAM KHẢO Đặng Văn Cường (2016), “Tác động của fdi đến thị trường tài chính tại các nước Asean”, Journal of Economic Studies, 04, 30-43. Dowling, J. M., & Hiemenz, U. (1983),"Aid, savings, and growth in the Asian region", The Developing Economies, 21(1), 3-13. Dunning, J. H. (2012). International Production and the Multinational Enterprise (RLE International Business) (Vol. 12). Routledge. Frank ST, H., & Hsiao, M.-C. W. (2006),"FDI, exports, and GDP in East and Southeast Asia— Panel data versus time-series causality analyses", Journal of Asian Economics, 17(6), 1082-1106. Granger, C. W., & Weiss, A. A. (1983)," Time series analysis of error-correction models Studies in econometrics, time series, and multivariate statistics" (pp. 255-278): Elsevier. Granger, C. W. J. (1986). Developments in the study of cointegrated economic variables. Paper presented at the Oxford Bulletin of economics and statistics. Gujarati, D. N., & Porter, D. C. (2003),"Basic econometrics (ed.)", Singapore: McGrew Hill Book Co. Lean, H. H. (2008),"The impact of foreign direct investment on the growth of the manufacturing sector in Malaysia", International Applied Economics and Management Letters, 1(1), 41-45. Lee, B.-S., & Min, B. S. (2011),"Exchange rates and FDI strategies of multinational enterprises", Pacific-Basin Finance Journal, 19(5), 586-603. Onuorah, A. C.-C., & Akujuobi, L. E. (2013),"Impact of macroeconomic indicators on the performance of foreign portfolio investment in Nigeria", European Journal of Business and Management, 5(2), 81-90. 10
11. TẠP CHÍ KHOA HỌC KINH TẾ - SỐ 9(02) - 2021 Onuorah, A. C.-C., & Chidiebere, A. B. A. (2013). Analysis of Foreign Investment and Identified Macroeconomic Measures in Nigeria: Citeseer. Takagi, S., & Shi, Z. (2011),"Exchange rate movements and foreign direct investment (FDI): Japanese investment in Asia, 1987–2008", Japan and the World Economy, 23(4), 265- 272. Yuqing, X. (2006),"Why is China so attractive for FDI? The role of exchange rates", China Economic Review, 17(2), 198-209. Zhang, K. H. (2001),"Does foreign direct investment promote economic growth? Evidence from East Asia and Latin America", Contemporary economic policy, 19(2), 175-185. 11