Luận án Tác động của dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài tới biến động kinh tế vĩ mô ở Việt Nam - Trịnh Quốc Tuy

ng của MII gây ra đối với FDI có phần lớn hơn. Từ kết luận này càng khẳng định lý thuyết, để thu hút và giải ngân FDI ngày một lớn, Việt Nam cần có chính sách giữ vững ổn định kinh tế vĩ mô, tạo môi trường kinh doanh thuận lợi cho phát triển kinh tế. Ngược lại việc thu hút, tăng cường giải ngân FDI phải hướng tới mục tiêu hạn chế biến động kinh tế vĩ mô của nền kinh tế, biến giá trị của FDI góp phần vào ổn định kinh tế vĩ mô. 86 Đối với phân rã phương sai. Bảng 4.9. Mức độ phân rã phương sai của LnMII và LnFDI Variance Decomposition of LNMII: Period S.E. LNMII LNOPE LNCPI LNFDI LNEXR LNM2 1 0.018759 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.047874 92.51037 2.503824 0.769748 1.100296 2.538502 0.577258 3 0.080966 92.78583 3.234574 0.862723 0.468511 1.844023 0.804344 4 0.119955 93.77535 3.674663 0.424117 0.273887 0.940172 0.911813 5 0.151690 93.03717 4.426485 0.353882 0.198068 0.700633 1.283763 6 0.176512 91.43998 4.797550 0.851152 0.783895 0.829592 1.297829 7 0.198667 88.63297 5.150575 2.325446 1.637360 0.884806 1.368839 8 0.216445 84.81808 5.273811 5.129318 2.302172 1.059334 1.417283 9 0.235346 79.07108 5.713831 9.397374 3.440889 0.945952 1.430876 10 0.251544 75.40572 6.414215 12.14148 3.557903 0.843390 1.637285 Variance Decomposition of LNFDI: Period S.E. LNMII LNOPE LNCPI LNFDI LNEXR LNM2 1 0.044444 15.74525 3.960186 22.74578 57.54878 0.000000 0.000000 2 0.081642 16.52727 3.575160 19.12795 60.56288 0.206731 1.06E-05 3 0.120089 18.30039 3.323977 17.19996 60.61926 0.556247 0.000164 4 0.160044 23.28422 2.675449 16.49400 56.89431 0.643634 0.008377 5 0.188791 29.45009 2.507395 14.73616 51.94746 1.273212 0.085693 6 0.216635 35.81622 2.265956 13.16928 46.55617 2.016697 0.175681 7 0.243097 41.13406 2.227170 11.62990 41.78102 2.974245 0.253604 8 0.266812 43.38212 2.421759 10.63235 38.62641 4.589353 0.348009 9 0.283537 44.97378 3.032018 9.576826 36.11212 5.941740 0.363521 10 0.299113 45.51911 3.761769 8.617837 33.79231 7.945011 0.363969 Kết quả bảng 4.9 cho thấy MII chịu ảnh hưởng lớn từ cú sốc tác động do chính MII tạo ra. Mức độ phân rã của MII sau 10 kỳ là 75,40572%; OPE đóng góp 6,414215%; CPI đóng góp 12,14148%; FDI đóng góp 3,557903%. Điều này cho thấy FDI cũng là nguyên nhân gây biến động MII. Trong khi đó, mức độ tự giải thích của FDI đến kỳ thứ 10 không lớn, đạt 33,7821%, trong đó đóng góp lớn nhất là MII đạt sau 10 kỳ là 45,51911%. Điều này cho thấy, biến động của FDI cũng có nguyên nhân lớn từ bất ổn kinh tế vĩ mô (MII). Kết luận rút ra là, MII có tác động lớn đến việc thu hút, giải ngân FDI nhưng FDI chưa phải nguyên nhân chính gây ra bất ổn kinh tế vĩ mô. Do đó, chính sách thời gian tới cần hạn chế biến động kinh tế vĩ mô nhằm thu hút, giải ngân FDI nhiều hơn, tuy nhiên các dự án thu hút đầu tư cần hướng tới việc thúc đẩy xuất – nhập khẩu và hạn chế lạm phát, hay khuyến khích các dự án đầu tư vào lĩnh vực sản xuất phục vụ xuất khẩu với công nghệ tiên tiến, hiện đại và hạn chế khuyến khích thu hút đầu tư các dự án mang tính đầu cơ cao như bất động sản, hay các dự án gây ảnh hưởng đến môi trường sống, 87 4.6. Tác động của FDI tới biến động kinh tế vĩ mô Việt Nam thông qua tác động tới các chỉ số kinh tế vĩ mô đơn lẻ 4.6.1. Kiểm định lựa chọn bước trễ tối ưu và phương trình đồng tích hợp Theo hàm (2), (3), (4) mục 4.2, mô hình đánh giá tác động của FDI đến các chỉ số kinh tế vĩ mô đơn lẻ như GDP, Lạm phát và Tỷ giá hối đoái có dạng: (2) LnGDPt = α0 + α1LnIMPORTt + α2LnEXPORTt + α3LnFDIt + α4LnEMPt + et (3) LnCPIt = α0 + α1LnM2t + α2LnFDIt + α3LnEXRt + et (4) LnEXRt = α0 + α1LnOPEt + α2LnFDIt + α3LnERVt + et Trong đó: LnGDP Logarit cơ số tự nhiên của giá trị tổng sản phẩm quốc nội LnFDI: Logarit cơ số tự nhiên của giá trị đầu tư trực tiếp nước ngoài; LnEXPORT Logarit cơ số tự nhiên của giá trị Xuất khẩu LnIMPORT Logarit cơ số tự nhiên của giá trị Nhập khẩu LnEMP Logarit cơ số tự nhiên của giá trị lao động. LnCPI Logarit cơ số tự nhiên của chỉ số giá tiêu dùng LnM2 Logarit cơ số tự nhiên của Cung tiền M2 LnOPE Logarit cơ số tự nhiên của độ mở nền kinh tế LnEXR Logarit cơ số tự nhiên của tỷ giá hối đoái LnFDI Logarit cơ số tự nhiên của giá trị đầu tư trực tiếp nước ngoài LnERV Logarit cơ số tự nhiên của dự trữ ngoại hối Để xác định mô hình phù hợp kiểm định các hàm trên, bước tiếp theo là xác định độ trễ tối ưu bằng mô hình VAR. Từ bước trễ Pmax xác định ở mục 3.3.2 là 12, bước trễ tối ưu được xác định trong mô hình VAR nằm trong khoảng từ bước trễ 1 đến bước trễ 12 từ việc căn cứ vào các tiêu chí FPE (Final prediction error); AIC (Akaike information criterion); SC (Schwarz information criterion); HQ (Hannan-Quinn information criterion). Sự dụng phần mềm Eview 8.0 để ước lượng ra kết quả sau: Bảng 4.10. Kết quả xác định độ trễ của các mô hình Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4 LR Độ trễ thứ 10 Độ trễ thứ 10 Độ trễ thứ 10 FPE Độ trễ thứ 10 Độ trễ thứ 10 Độ trễ thứ 10 AIC Độ trễ thứ 10 Độ trễ thứ 10 Độ trễ thứ 10 SC Độ trễ thứ 2 Độ trễ thứ 2 Độ trễ thứ 2 HQ Độ trễ thứ 10 Độ trễ thứ 6 Độ trễ thứ 10 * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion 88 Kết quả bảng 4.10 cho thấy, các tiêu chí LR, FPE, AIC, đều có bước trễ tối ưu ở bậc 10 trong phạm vi bước trễ 1 đến 12, tiêu chí SC đề xuất bước trễ số 2. Để đảm bảo mô hình là nhiễu trắng, đồng thời, kết quả kiểm nghiệm độ trễ từ bước 1 đến bước 12 thỏa mãn điều kiện theo điều kiện k*(SC) ≤ k*(HQC) ≤ k*(AIC) do Lutkepohl (1990) đề xuất, do đó bước trễ tối ưu được lựa chọn để đánh giá mô hình là bước trễ thứ 10. Tiếp theo, để xác định điều kiện sử dụng mô hình VECM hoặc mô hình VAR đối với hàm (2, 3 và 4), luận án sử dụng kiểm định Johansen Test với hai kiểm định: kiểm định Maximum Eigenvalue và kiểm định Trace để xác định đồng tích hợp, kết quả sử dụng Eview kiểm định Johansen Test được thể hiện như sau: Bảng 4.11. Kết quả kiểm định đồng tích hơp Johansen Test cho mô hình (2), (3), (4) Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Mô hình 2 Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue Trace Statistic 0.05 Critical Value Prob.** None * 0.477301 162.8001 69.81889 0.0000 At most 1 * 0.417981 101.1690 47.85613 0.0000 At most 2 * 0.239100 49.75009 29.79707 0.0001 At most 3 * 0.140701 23.79105 15.49471 0.0023 At most 4 * 0.094071 9.385415 3.841466 0.0022 Mô hình 3 None * 0.345157 98.31940 47.85613 0.0000 At most 1 * 0.269976 58.10022 29.79707 0.0000 At most 2 * 0.194714 28.20588 15.49471 0.0004 At most 3 * 0.077203 7.632849 3.841466 0.0057 Mô hình 4 None * 0.531842 125.6993 47.85613 0.0000 At most 1 * 0.363793 53.59908 29.79707 0.0000 At most 2 0.099899 10.63713 15.49471 0.2348 At most 3 0.006699 0.638504 3.841466 0.4243 Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Mô hình 2 Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue Max-Eigen Statistic 0.05 Critical Value Prob.** None * 0.477301 61.63113 33.87687 0.0000 At most 1 * 0.417981 51.41892 27.58434 0.0000 At most 2 * 0.239100 25.95904 21.13162 0.0097 At most 3 * 0.140701 14.40564 14.26460 0.0475 At most 4 * 0.094071 9.385415 3.841466 0.0022 Mô hình 3 None * 0.345157 40.21918 27.58434 0.0007 At most 1 * 0.269976 29.89434 21.13162 0.0023 At most 2 * 0.194714 20.57303 14.26460 0.0044 At most 3 * 0.077203 7.632849 3.841466 0.0057 Mô hình 4 None * 0.531842 72.10025 27.58434 0.0000 At most 1 * 0.363793 42.96195 21.13162 0.0000 At most 2 0.099899 9.998627 14.26460 0.2120 At most 3 0.006699 0.638504 3.841466 0.4243 89 Kết quả bảng 4.11 cho thấy, cả phương pháp kiểm định Trace và kiểm định Maximum Eigenvalue chỉ ra mô hình (2) tồn tại tối đa có 05 đồng liên kết, mô hình (3) tồn tại 04 đồng liên kết và mô hình (4) tồn tại 02 đồng liên kết. Như vậy, hai điều kiện để áp dụng mô hình hiệu chỉnh sai số VECM trong phân tích tác động của FDI tới tăng trưởng kinh tế, lạm phát và tỷ giá hối đoái đã được đáp ứng (các biến không có tính dừng ở mức Level và có tồn tại đồng tích hợp giữa các biến). 4.6.2. Kiểm định mối quan hệ tác động của FDI đối với GDP, CPI và EXR 4.6.2.1. Phân tích mối quan hệ dài hạn Bảng 4.12. Kết quả VECM về mối quan hệ dài hạn giữa FDI và các chỉ số vĩ mô đơn lẻ CointEq1 Standard errors t-statistics C Mô hình 2 (FDI và GDP) LNGDP(-1) 1.000000 - - 8.971593 LNIMPORT(-1) 0.534062 (0.04550) [ 11.7374] LNEXPORT(-1) -0.884224 (0.06010) [-14.7127] LNFDI(-1) -0.188027 (0.00701) [-26.8055] LNEMP(-1) -1.334550 (0.17219) [-7.75023] Mô hình 3 (FDI và CPI) LNCPI(-1) 1.000000 - - -3.801110 LNM2(-1) -0.107266 (0.17122) [-0.62647] LNFDI(-1) -0.544157 (0.11294) [-4.81822] LNEXR(-1) 0.457458 (0.86810) [ 0.52697] Mô hình 4 (FDI và EXR) LNEXR(-1) 1.000000 - - -5.111162 LNOPE(-1) -1.330511 (0.15050) [-8.84065] LNFDI(-1) -0.208248 (0.05056) [-4.11860] LNERV(-1) 0.359258 (0.03486) [ 10.3050] Kết quả bảng 4.12 cho thấy: Với mô hình (2), tác động của LnFDI tới LnGDP có giá trị đồng tích hợp chuyển đổi được ước lượng từ mô hình VECM là (1, - 0.188027), trong dài hạn tăng trưởng kinh tế (GDP) biến động cùng chiều với FDI, xuất khẩu và lao động, trong khi nhập khẩu có biến động ngược chiều với GDP. Điều này phù hợp với lý thuyết và thực tế tại Việt Nam khi việc giải ngân FDI, xuất khẩu và lao động đang đóng góp tích cực cho GDP, đây cũng là những nguyên nhân chính tạo ra biến động của GDP của Việt Nam giai đoạn 1991 – 2017 theo hướng tích cực. Kết luận này đưa ra khuyến nghị cho việc cần thiết tăng cường thu hút, giải ngân FDI, nâng cao chất lượng của nguồn vốn đầu tư, hướng nguồn vốn này vào các dự án sản xuất, chế biến với công nghệ cao, hiện đại nhằm thúc đẩy xuất khẩu và nâng cao năng xuất lao 90 động, điều này sẽ khiến trong dài hạn FDI đóng góp tích cực cho tăng trưởng GDP ổn định. Với mô hình (3), tác động của LnFDI tới LnCPI có giá trị đồng tích hợp chuyển đổi được ước lượng từ mô hình VECM là (1, - 0.544157). Trong quan hệ dài hạn lạm phát biến động cùng chiều với FDI và cung tiền M2. Điều này cho thấy, nguyên nhân tăng CPI của Việt Nam giai đoạn 1991 – 2017 có sự tham gia của cung tiền M2 và FDI. Như vậy, việc thúc đẩy thu hút và giải ngân FDI cũng đem đến nguy cơ tăng lạm phát, gây biến động đến nền kinh tế. Do đó, cần có sự kiểm soát chặt chẽ hoạt động thu hút và sử dụng FDI nhằm hạn chế tác động tiêu cực của chỉ số này cho lạm phát nói riêng, ổn định nền kinh tế nói chung. Với mô hình (4), tác động của LnFDI tới LnEXR có giá trị đồng tích hợp chuyển đổi được ước lượng từ mô hình VECM là (1, - 0.208248). Trong quan hệ dài hạn, chỉ số tỷ giá hối đoái EXR biến động cùng chiều với chỉ số FDI, OPE và ngược chiều với ERV. Điều này cho thấy, FDI cũng là nguyên nhân biến động của tỷ giá hối đoái của Việt Nam giai đoạn 1991 – 2017. Như vậy, việc thúc đẩy thu hút và giải ngân FDI cũng đem đến nguy cơ biến động tỷ giá hối đoái. 4.6.2.2. Phân tích mối quan hệ trong ngắn hạn Bảng 4.13. Kết quả VECM về mối quan hệ ngắn hạn giữa FDI và các chỉ số vĩ mô đơn lẻ Error Correction: D(LNGDP) D(LNIMPORT) D(LNEXPORT) D(LNFDI) D(LNEMP) CointEq1 -0.622888 -2.060360 -1.308144 0.240679 -0.000629 Mô hình 2 (0.10037) (0.38568) (0.22561) (0.84954) (0.03279) [-6.20595] [-5.34221] [-5.79820] [-0.28330] [-0.01917] Error Correction: D(LNCPI) D(LNM2) D(LNFDI) D(LNEXR) CointEq1 -0.019035 0.103549 0.164571 -0.046988 Mô hình 3 (0.01218) (0.02902) (0.06796) (0.00950) [-1.56289] [ 3.56823] [ 2.42149] [-4.94417] Error Correction D(LNEXR) D(LNOPE) D(LNFDI) D(LNERV) CointEq1 -0.004446 0.005115 0.056950 -1.356246 Mô hình 4 (0.00888) (0.02530) (0.09059) (0.14878) [-0.50067] [ 0.20213] [ 0.62867] [-9.11582] Kết quả trên cho thấy: 91 - Đối với tác động trong ngắn hạn của FDI tới GDP (mô hình 2). Với CointEq1 của LnGDP, LnIMPORT, LnEXPORT và LnEMP có giá trị lần lượt là -0.622888, - 2.060360, -1.308144, -0.000629 0, điều này cho thấy cơ chế sửa lỗi chỉ xảy ra đối với LnGDP, LnIMPORT, LnEXPORT và LnEMP. Do đó, trong ngắn hạn biến động của FDI có tác động đến biến động của GDP sau 1 kỳ tương đương 1 quý (-1). Với hệ số điều chỉnh sai số như trên để trở về trạng thái cân bằng, sau mỗi giai đoạn tăng trưởng kinh tế phải điều chỉnh mức 0.622888 % trong mối quan hệ lâu dài với FDI. Đây là mức nhỏ, cho thấy sự điều chỉnh mất cân bằng rất chậm, nếu có cú sốc nào đó thì mất cân bằng sẽ kéo dài và khó phục hồi. Điều này càng khẳng định, việc giải ngân FDI có tác động ngắn hạn đến tăng GDP và các yếu tố khác như xuất khẩu, nhập khẩu và việc làm, từ đó gián tiếp tác động tích cực đến GDP. Do đó, để tăng trưởng GDP bền vững trong ngắn hạn, cần thiết thúc đẩy hoạt động thu hút và giải ngân nguồn vốn FDI. - Đối với tác động ngắn hạn của FDI tới lạm phát (mô hình 3). Với CointEq1 của LnCPI, LnEXR có giá trị lần lượt là -0.019035, -0.046988< 0, trong khi CointEq1 của LnFDI và LnM2 có giá trị lần lượt là 0.164571, 0.103549 > 0, điều này cho thấy cơ chế sửa lỗi chỉ xảy ra đối với LnCPI và LnEXR. Do đó, có thể khẳng định biến động của FDI và cung tiền M2 có tác động ngắn hạn sau 1 kỳ tương đương 1 quý (-1) đến biến động của lạm phát của Việt Nam giai đoạn 1991 – 2017. Với hệ số điều chỉnh sai số như trên để trở về trạng thái cân bằng, sau mỗi giai đoạn chỉ số giá tiêu dùng phải điều chỉnh mức 0.019035 % trong mối quan hệ lâu dài với FDI. Đây là mức rất nhỏ, cho thấy sự điều chỉnh mất cân bằng rất chậm, nếu có cú sốc nào đó thì mất cân bằng sẽ kéo dài và khó phục hồi. Kết luận này cho thấy, việc hạn chế biến động trong ngắn hạn của FDI sẽ giúp hạn chế biến động trong ngắn hạn của CPI, tránh những ảnh hưởng đến biến động kinh tế vĩ mô từ việc biến động của lạm phát. Những biến động ngắn hạn giai đoạn 2006 - 2012 xảy ra khi các nhà ĐTNN đầu cơ vào các dự án bất động sản, sau đó khi các dự án này tăng giá, thu hút vốn từ các nhà đầu tư khác, nhất là trong nước nhận đầu tư, các nhà ĐTNN nhanh chóng bán các dự án này và rút vốn về nước khiến dòng vốn đột ngột biến động, gây tác động đến lạm phát của Việt Nam. - Tương tự, đối với tác động ngắn hạn của FDI tới tỷ giá hối đoái (mô hình 4). Với CointEq1 của LnEXR và LnERV có giá trị lần lượt là - 0.004446, - 1.356246 < 0, trong khi CointEq1 của LnFDI và LnOPE có giá trị lần lượt là 0.056950, 0.005115 > 0, điều này cho thấy cơ chế sửa lỗi chỉ xảy ra đối với LnEXR và LnERR. Điều này có thể kết luận: trong ngắn hạn biến động của FDI có tác động đến biến động của tỷ giá 92 hối đoái của Việt Nam giai đoạn 1991 – 2017. Do đó, để giảm biến động của tỷ giá hối đoái trong ngắn hạn, Việt Nam cần giảm biến động của FDI trong ngắn hạn, nhất là việc tăng, giảm giải ngân FDI thất thường có thể dẫn đến biến động của tỷ giá hối đoái, từ đó ảnh hưởng đến biến động kinh tế vĩ mô của nền kinh tế. 4.6.2.3. Chẩn đoán mô hình. Tương tự mục 4.5.2.3 sau khi sử dụng phần mềm Eview 8.0 để kiểm định chẩn đoán mô hình trên cho kết quả: Đối với kiểm định tương quan chuỗi VEC Residual Serial Correlation LM Tests, kết quả khẳng định phần dư ước lượng không tồn tại tương quan chuỗi tại bước trễ thứ h, điều này cho thấy bác bỏ giả thiết không về tồn tại tương quan chuỗi của phần dư ước lượng từ mô hình VECM ngay tại bước trễ thứ nhất. Đối với ước lượng tính chuẩn VEC Residual Normality Tests Orthogonalization: Cholesky (Lutkepohl), kết quả khẳng định phần dư ước lượng tuân theo quy luật phân phối chuẩn. Kiểm định phương sai không đồng nhất của phần dư VEC Residual Heteroskedasticity Tests: No Cross Terms (only levels and squares) cho thấy phần dư ước lượng tồn tại phương sai đồng nhất. Như vậy có thể kết luận mô hình sử dụng để phân tích tác động của FDI tới các chỉ số kinh tế vĩ mô đơn lẻ là phù hợp. (Kết quả cụ thể có thể xem ở Phụ lục). 4.6.2.4. Kiểm định quan hệ nhân quả Granger Kiểm định Granger cho thấy kết quả như sau: Bảng 4.14. Kết quả kiểm định Granger giữa FDI với các chỉ số kinh tế đơn lẻ Pairwise Granger Causality Tests Sample: 1991Q4 2017Q4 Null Hypothesis: Quan sát F-Statistic Prob. LNFDI does not Granger Cause LNGDP 103 3.81797 0.0253 LNGDP does not Granger Cause LNFDI 103 5.25617 0.0068 LNFDI does not Granger Cause LNCPI 103 3.60301 0.0309 LNCPI does not Granger Cause LNFDI 103 3.09665 0.0497 LNFDI does not Granger Cause LNEXR 103 6.75685 0.0018 LNEXR does not Granger Cause LNFDI 103 4.12112 0.0191 Kết quả trên cho thấy, trong quan hệ với GDP, với giá trị Prob = 0.0253 <5%, FDI là nguyên nhân gây ra sự biến động của GDP; ngược lại với giá trị Prob = 0.0068 <1%, GDP cũng có tác động đến FDI. Tương tự, FDI là nguyên nhân gây ra sự thay đổi của CPI và EXR, trong khi CPI và EXR cũng có tác động trở lại đối với FDI, tạo ra sự thay đổi của FDI. Mối quan hệ tương hỗ này, cho thấy việc góp phần tạo ổn định nguồn vốn FDI theo hướng tăng trưởng đều sẽ góp phần tác động tích cực đến GDP, 93 giảm biến động của lạm phát và tỷ giá hối đoái. Ngược lại, việc GDP, lạm phát và tỷ giá hối đoái ổn định góp phần tạo môi trường kinh doanh ổn định, ít biến động kinh tế vĩ mô sẽ góp phần tăng thu hút và giải ngân FDI tại Việt Nam. 4.6.2.5. Phân tích phản ứng của chỉ số kinh tế vĩ mô đối với biến động của FDI. Bảng 4.15. Phản ứng của các chỉ số kinh tế vĩ mô đối với biến động của FDI. Response of LNGDP: Period LNGDP LNIMPORT LNEXPORT LNFDI LNEMP 1 0.005091 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.006967 0.001185 0.000738 0.001299 0.001278 3 0.008824 0.003259 0.001686 0.002715 0.003140 4 0.010690 0.006220 0.002670 0.004175 0.005690 5 0.012281 0.011787 0.001632 0.003951 0.011841 6 0.014740 0.015996 0.002592 0.005902 0.013983 7 0.017173 0.020624 0.003626 0.008001 0.015988 8 0.019466 0.025476 0.004586 0.010011 0.018073 9 0.012887 0.026296 0.011091 0.009085 0.019328 10 0.009276 0.027602 0.012992 0.007421 0.020941 Response of LNCPI: Period LNCPI LNM2 LNFDI LNEXR 1 0.006702 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.011823 0.000765 0.000246 -0.000505 3 0.017182 0.001628 0.000671 -0.001577 4 0.022721 0.002696 0.001402 -0.003059 5 0.021968 0.005848 0.004422 -0.001000 6 0.022995 0.008424 0.006890 2.75E-05 7 0.024091 0.011196 0.009258 0.001236 8 0.025008 0.014068 0.011515 0.002622 9 0.026182 0.013835 0.008952 0.001954 10 0.026767 0.014813 0.007094 0.001973 Response of LNEXR: Period LNEXR LNOPE LNFDI LNERV 1 0.004195 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.005245 0.000795 -0.000699 0.000401 3 0.005913 0.001398 -0.001201 0.000745 4 0.006297 0.001888 -0.001510 -5.20E-05 5 0.004421 0.001937 -0.001271 -0.001183 6 0.003509 0.001719 -0.000714 -0.002687 7 0.002323 0.001481 -5.93E-05 -0.004314 8 0.000735 0.001077 0.000622 -0.005554 9 -0.002443 0.000235 0.001045 -0.007412 10 -0.004424 -0.000690 0.001974 -0.008612 Kết quả trên cho thấy: - Đối với mô hình (2), GDP có phản ứng đối với biến động của FDI và xuất khẩu sau 1 kỳ (3 tháng), sau đó tăng lên mạnh, đến kỳ thứ 9 bắt đầu tăng chậm lại. Điều này thể hiện trong quan hệ dài hạn FDI chịu ảnh hưởng từ biến động của FDI. - Đối với mô hình (3), lạm phát có phản ứng đối với biến động của FDI sau 1 kỳ (3 tháng), sau đó tăng lên nhanh ở kỳ thứ 2 đến kỳ thứ 8 trong 10 kỳ đánh giá. Đối với cung tiền M2, phản ứng của lạm phát trước biến động của cung tiền M2 cao hơn so 94 với FDI. Điều này phù hợp với lý thuyết kinh tế về vai trò của cung tiền đối với sự biến động của lạm phát. - Đối với mô hình (4), tỷ giá hối đoái có phản ứng đối với biến động của FDI sau 1 kỳ (3 tháng), sau đó biến động cùng với biến động của FDI nhưng càng giảm dần, mức độ phản ứng rất nhỏ. Như vậy trong quan hệ dài hạn, biến động của FDI có tác động đến biến động của tỷ giá hối đoái của Việt Nam giai đoạn 1991 – 2017. 4.6.2.6. Phân tích hàm phân rã phương sai của các chỉ số kinh tế vĩ mô đối với biến động của FDI. Bảng 4.16. Mức độ phân rã phương sai của các chỉ số kinh tế vĩ mô đơn lẻ Mức độ phân rã phương sai của LNGDP (Mô hình 2) Period S.E. LNGDP LNIMPORT LNEXPORT LNFDI LNEMP 1 0.012095 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.020087 95.32118 0.000632 2.561590 0.854569 1.262024 3 0.028356 87.62605 0.071919 5.988089 2.537539 3.776401 4 0.036975 75.91547 0.257889 10.15982 6.168153 7.498673 5 0.046376 64.03329 0.682228 13.07112 10.37737 11.83598 6 0.056505 53.72773 1.408147 14.42560 14.25773 16.18080 7 0.067040 45.83675 2.464226 14.50138 17.08553 20.11211 8 0.077634 40.02045 3.779295 13.88923 18.85978 23.45124 9 0.088021 35.74127 5.231483 13.02322 19.82234 26.18169 10 0.098056 32.48865 6.682943 12.15853 20.29325 28.37663 Mức độ phân rã phương sai của LNCPI (Mô hình 3) Period S.E. LNCPI LNM2 LNFDI LNEXR 1 0.006702 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.013624 99.51471 0.315490 0.032644 0.137157 3 0.022055 98.66603 0.665049 0.105148 0.563776 4 0.031957 97.54418 1.028328 0.242465 1.185025 5 0.039479 94.87820 2.867919 1.413252 0.840625 6 0.046966 91.01161 5.243865 3.150519 0.594005 7 0.054761 86.29904 8.037672 5.175407 0.487878 8 0.062940 81.11232 11.08034 7.264550 0.542789 9 0.070160 79.20480 12.80616 7.474611 0.514421 10 0.076892 78.05900 14.37276 7.074147 0.494092 Mức độ phân rã phương sai của LNEXR (Mô hình 4) Period S.E. LNEXR LNOPE LNFDI LNERV 1 0.007906 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.014287 95.75908 0.316941 0.119664 3.804314 3 0.021001 90.48790 1.188894 0.175705 8.147502 4 0.027640 86.05300 2.438073 0.322898 11.18603 5 0.034044 82.39916 3.915486 0.552279 13.13307 6 0.040154 79.35568 5.465557 0.851785 14.32698 7 0.045960 76.76865 6.986249 1.202074 15.04303 8 0.051475 74.53409 8.416161 1.584009 15.46575 9 0.056719 72.58224 9.725176 1.981691 15.71089 10 0.061718 70.86381 10.90372 2.382985 15.84948 95 Kết quả bảng 4.16 cho thấy: - Đối với phân tích mức độ phân rã phương sai của LnGDP tại mô hình 2: Kết quả thể hiện, GDP chịu ảnh hưởng vừa phải từ cú sốc tác động do chính GDP tạo ra. Mức độ phân rã của LnGDP sau 10 kỳ đánh giá là 32,48865%; LnFDI đóng góp lớn thứ hai sau LnEMP trong các chỉ số còn lại ở mức 20,29325% (LnEMP đóng góp 28,37663%). Điều này cho thấy, tăng trưởng kinh tế có thể giải thích tốt bởi nội lực chính nó, FDI và lao động. - Đối với phân tích mức độ phân rã phương sai của LnCPI tại mô hình 3: Kết quả thể hiện, chỉ số giá tiêu dùng chịu ảnh hưởng khá lớn từ cú sốc tác động do chính CPI tạo ra. Mức độ phân rã của CPI sau 10 kỳ đánh giá là 78,05900 %; FDI đóng góp lớn thứ 2 sau cung tiền M2 để giải thích CPI so với các chỉ số khác đạt 7,074147%. Điều này phù hợp với lý thuyết, chứng tỏ chỉ số giá tiêu dùng có thể cũng được giải thích tốt bởi nội lực chính nó, M2 và FDI. - Tương tự đối với phân tích mức độ phân rã phương sai của LnEXR tại mô hình 4: Kết quả thể hiện, tỷ giá hối đoái chịu ảnh hưởng khá lớn từ cú sốc tác động do chính tỷ giá hối đoái tạo ra. Mức độ phân rã của LnEXR sau 10 kỳ đánh giá là 70, 86381%; LnFDI đóng góp thấp cho việc giải thích LnEXR, chỉ ở mức 2,382985%, trong khi độ mở của nền kinh tế và dự trự ngoại hối đóng góp cao lần lượt ở mức 10,90372% và 15,84948%. Điều này chứng tỏ tỷ giá hối đoái có thể giải thích tốt bởi nội lực chính nó, độ mở của nền kinh tế và dự trữ ngoại hối. Mức độ giải thích của FDI đối với tỷ giá hối đoái không cao. 4.7. Kết luận Sử dụng phương pháp định lượng hồi quy từ phần mềm Eview 8.0, luận án đã đánh giá tác động của FDI tới biến động kinh tế vĩ mô của Việt Nam thông qua đánh giá tác động tới các chỉ số kinh tế vĩ mô đơn lẻ gồm: GDP, lạm phát, tỷ giá hối đoái và chỉ số kinh tế vĩ mô tổng hợp (chỉ số bất ổn kinh tế vĩ mô - MII). Điểm mới của nghiên cứu trên so với các nghiên cứu trước đó là sử dụng phương pháp định lượng hồi quy (mô hình VAR và VECM) để đánh giá tác động của FDI tới chỉ số bất ổn kinh tế vĩ mô theo quý từ quý 4/1991 – quý 4/2017 ở Việt Nam. Trong đó, trước hết luận án xây dựng các mô hình đánh giá tác động dựa trên lý thuyết về các nhân tố tác động, ảnh hưởng đến MII, GDP, lạm phát và tỷ giá hối đoái. Bước tiếp theo, luận án mô tả số liệu được sử dụng trong các mô hình và cách thức đánh giá các mô hình. Dựa trên các bước trong cách thức đánh giá trên, luận án sử dụng phương pháp kiểm tra Unit Root với kiểm định Augmented Dickey Fuller test (ADF) để kiểm tra tính dừng của từng dãy số liệu được mô tả, kết quả tất cả các dãy số liệu gồm: LnMII, LnGDP, LnFDI, LnEXPORT, LnIMPORT, LnOPE, LnCPI, LnM2, LnEXR, LnERV, LnEMP đều không dừng ở mức Level, nhưng dừng ở phương sai bậc