Tóm tắt 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

tác động của FDI tới biến động kinh tế vĩ mô 2.3.1. Tác động của FDI gây ra biến động của GDP Dựa trên công thức GDP = NX + G + C + I (NX = Xuất khẩu – Nhập khẩu, G: chi tiêu chính phủ, C: tiêu dùng; I: đầu tư toàn xã hội), rõ ràng FDI đóng góp lượng vốn đầu tư cho tổng vốn đầu tư toàn xã hội (I), đây là nhân tố tác động trực tiếp đến GDP và gián tiếp thông qua xuất khẩu khi FDI góp phần tăng năng suất lao động, tăng cường chất lượng sản phẩm, giảm giá thành (do giảm chi phí sản xuất) tăng sức cạnh tranh cho hàng hóa xuất khẩu, từ đó tăng giá trị xuất khẩu. Hơn nữa, FDI giúp nước chủ nhà chuyển đổi cơ cấu sản phẩm xuất khẩu từ hàng hóa đơn giản, có hàm lượng giá trị thấp sang xuất khẩu hàng hóa có giá trị cao. FDI cũng giúp kết nối các nước tiếp nhận trong chuỗi giá trị toàn cầu. Đồng thời, qua hoạt động này, các doanh nghiệp FDI nhập khẩu nguyên vật liệu, thiết bị phụ trợ từ các doanh nghiệp của nước tiếp nhận đầu tư, khiến giá trị xuất khẩu tăng lên. Ngoài ra, FDI góp phần mở rộng thị trường cho các nước tiếp nhận. Theo đó, các doanh nghiệp FDI thường xuất ngược trở lại quốc gia của mình và các thị trường lớn khác của doanh nghiệp các mặt hàng được sản xuất tại các quốc gia tiếp nhận đầu tư, khiến các quốc gia này mở rộng thị trường sang quốc gia đi đầu tư và các thị trường lớn khác, điều này định hướng các doanh nghiệp trong nước tiếp nhận đầu tư tìm cách tiếp cận các thị trường này thuận lợi hơn. 10 2.3.2. Tác động của FDI tới biến động của thâm hụt ngân sách FDI làm tăng vốn sản xuất, đầu tư, đưa công nghệ hiện đại, chuyển giao công nghệ và có hình thức quản lý tốt sẽ tăng năng xuất lao động, giảm lãng phí trong sản xuất, đồng thời tạo hiệu ứng đầu tư vào cơ sở hạ tầng nhất định phục vụ sản xuất, điều này giúp các doanh nghiệp làm ăn hiệu quả, tạo lợi nhuận lớn, góp phần nộp các loại thuế đóng góp cho ngân sách nhà nước và hạn chế đầu tư công vào cơ sở hạ tầng và đào tạo nguồn nhân lực... Thêm vào đó, thông qua tăng vốn đầu tư, công nghệ và đào tạo nguồn nhân lực khiến tăng lao động, thu nhập cho người dân và mở ra cơ hội mới cho các ngành, lĩnh vực mới ra đời, làm tăng số lượng doanh nghiệp, hộ gia đình kinh doanh, từ đó tăng thu ngân sách. Kết hợp giảm chi, tăng thu ngân sách góp phần làm ổn định tình trạng thâm hụt ngân sách. 2.3.3. Tác động của FDI tới biến động của lạm phát Trong tình trạng nền kinh tế lạm phát, FDI đầu tư vào lĩnh vực sản xuất có tác động tích cực làm ổn định tình trạng lạm phát theo các kênh tác động: FDI vào lĩnh vực sản xuất làm giảm thâm hụt ngân sách, thâm hụt ngân sách giảm làm giảm sức ép tăng cung tiền, điều này cũng góp phần giảm lạm phát do cung tiền tăng cao. FDI đầu tư vào sản xuất với công nghệ hiện đại, quản lý tiên tiến... làm tăng năng suất lao động, tăng sức cạnh tranh của hàng hóa và thu hút thêm các nhà đầu tư khác vào lĩnh vực sản xuất. Điều này tác động đến ổn định lạm phát qua 02 kênh là: (1) giảm lạm phát từ nguyên nhân cầu kéo. Do số lượng cung tăng cao (nhiều người sản xuất hơn và năng xuất, chất lượng được nâng cao), cân bằng với tổng cầu, từ đó giảm mức độ cầu kéo, đưa về trạng thái cân bằng, từ đó làm ổn định lạm phát; (2) giảm lạm phát từ nguyên nhân chi phí đẩy. Chính công nghệ hiện đại, quản lý tốt... đã làm giảm giá thành sản phẩm, đó là cơ sở để giảm giá bán, hạn chế đẩy chi phí cho người tiêu dùng, góp phần giảm lạm phát do nguyên nhân chi phí đẩy. Tuy nhiên, FDI công nghệ lạc hậu... làm tăng thâm hụt ngân sách, dẫn đến áp lực tăng cung tiền, tác động trực tiếp đến tăng lạm phát. Ngoài ra, do năng suất thấp, sản phẩm dạng thô, chất lượng quản lý kém, lãng phí... điều này làm giá thành sản phẩm tăng cao, gây ảnh hưởng tới lạm phát. 2.3.4. Tác động FDI tới biến động của tỷ giá hối đoái FDI tác động tới biến động của tỷ giá hối đoái qua các kênh như: FDI tác động đến lạm phát, khiến áp lực lạm phát gây nên biến động tỷ giá hối đoái. Kênh tiếp theo, FDI tác động đến cán cân thanh toán thông qua tác động đến tài khoản vãng lai và tài khoản vốn. Đối với tác động đến tài khoản vãng lai, cán cân thương mại là một phần của tài khoản vãng lai, trong khi nghiên cứu trước cho thấy FDI có tác động đến xuất – nhập khẩu, từ đó có tác động đến cán cân thương mại, do đó FDI tác động đến tài khoản vãng lai. Về tác động của FDI tới tài khoản vốn, rõ ràng FDI thực hiện đóng góp trực tiếp vào tài khoản vốn, do đó FDI có tác động trực tiếp đến tài khoản vốn. Với việc tác động trực tiếp đến tài khoản vốn, gián tiếp đến tài khoản vãng lai, có thể đưa ra kết luận FDI tác động đến cán cân thanh toán của một nền kinh tế. 2.3.5. Tác động của FDI tới chỉ số vĩ mô tổng hợp Thứ nhất, FDI tác động đến các chỉ số vĩ mô đơn lẻ là các thành tố cấu thành chỉ số kinh tế vĩ mô tổng hợp có thể cùng chiều hoặc ngược chiều đến các chỉ số đơn lẻ cấu thành chỉ số vĩ mỗ tổng hợp; cân bằng giữa cùng chiều và thuận chiều sẽ là kết quả đánh giá tác động của FDI tới chỉ số kinh tế vĩ mô tổng hợp. Thứ hai, phân tích tác động của FDI đến chỉ số vĩ mô tổng hợp bằng phân tích định lượng thông qua mô hình toán. Trong đó, chỉ số vĩ mô tổng hợp là biến phụ thuộc, FDI và các biến số đại diện cho nguyên nhân tác động đến tình hình kinh tế vĩ mô (nhân tố bên trong, bên ngoài) là biến độc lập. Dựa trên các kết quả định lượng để phân tích mức độ tác động của FDI tới chỉ số vĩ mô tổng hợp. 11 CHƯƠNG 3 ĐẦU TƯ TRỰC TIẾP NƯỚC NGOÀI VÀ TÌNH HÌNH BIẾN ĐỘNG KINH TẾ VĨ MÔ CỦA VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 1991 -2017 3.1. Tình hình thu hút và sử dụng FDI tại Việt Nam từ 1991 – 2017 3.1.1. Cấp giấy phép đầu tư Sau khi Luật Đầu tư nước ngoài tại Việt Nam ra đời năm 1987 và sửa đổi qua các năm 1990, 1992, 1996, 2000, 2006 và 2014, Việt Nam thu hút được lượng lớn dự án FDI. Tính đến hết tháng 12/2017, số dự án FDI được Việt Nam cấp phép còn hiệu lực là 24748 dự án, với tổng số vốn đăng ký đạt 318722,62 triệu USD, bình quân mỗi dự án khoảng 12,878 triệu USD. Trong đó, giai đoạn từ năm 1988 – 1991 số dự án FDI thu hút được 363 dự án với tổng số vốn đăng ký đầu tư khoảng 2.895 triệu USD, bình quân mỗi dự án khoảng 7,875 triệu USD. Tuy nhiên, đến năm 1991 số vốn đăng ký mới được giải ngân là 329 triệu USD, khá nhỏ so với tổng vốn đăng ký. Giai đoạn từ năm 1992 - 1994. Việt Nam thu hút được lượng lớn dự án đầu tư, cụ thể: giai đoạn này Việt Nam thu hút được 842 dự án, với tổng vốn đầu tư đăng ký và tăng vốn khoảng 9,434 tỷ USD, bình quân mỗi dự án đạt 11,2 triệu USD, tốc độ tăng vốn bình quân đạt 50%, số vốn giải ngân đạt 3,634 tỷ USD (chiếm 38,52% vốn đăng ký). Giai đoạn từ 1995 - 2000. Trên thế giới xuất hiện xu thế các nước phát triển tăng cường đầu tư vào các nền kinh tế mới nổi và đang chuyển đổi như Việt Nam, Đông Âu. Tuy nhiên, từ năm 1997, do cuộc khủng hoảng tài chính khu vực châu Á bắt đầu có tác động xấu tới hoạt động đầu tư ra nước ngoài của các nhà đầu tư châu Á, vốn là các nhà đầu tư lớn của Việt Nam. Giai đoạn từ năm 2001 - 2007: đã thu hút được 6466 dự án FDI, với tổng vốn đăng ký và tăng mới đạt 54,073 tỷ USD, bình quân mỗi dự án đạt 8,36 triệu USD. Vốn giải ngân đạt gần 50% tổng vốn đăng ký. Giai đoạn từ năm 2008 - 2011. Năm 2008 là năm Việt Nam thành công nhất trong thu hút FDI khi số dự án đăng ký đạt kỷ lục là 1557 dự án, vốn đăng ký cao nhất từ trước tới giai đoạn này với con số 71,726 tỷ USD và giải ngân đạt 11,5 tỷ USD. Giai đoạn 2012 – 2017, tổng dự án FDI thu hút đạt 11822 dự án, với vốn đăng ký đạt 143,638 tỷ USD, bình quân một dự án đạt 12,15 triệu USD, giải ngân đạt 81,874 tỷ USD chiếm 57% vốn đăng ký. 3.1.2. Hình thức đầu tư FDI tại Việt Nam tồn tại với các hình thức khác nhau, bao gồm: Doanh nghiệp 100% vốn nước ngoài; công ty liên doanh; hợp đồng BOT, BT, BTO; hợp đồng hợp tác kinh doanh; công ty cổ phần và công ty mẹ - con. Phần lớn các nhà đầu từ nước ngoài khi đầu tư tại Việt Nam đều muốn thành lập doanh nghiệp 100% vốn nước ngoài, hình thức BOT, BT, BTO còn khá ít nhà đầu tư nước ngoài đăng ký mặc dù Chính phủ Việt Nam đang khuyến khích các hình thức này, nhất là cho các dự án xây dựng kết cấu hạ tầng. 3.1.3. Đối tác đầu tư Việt Nam thu hút được đầu tư của hàng nghìn tập đoàn, doanh nghiệp đến từ 125 quốc gia và vùng lãnh thổ, chủ yếu đến từ các nước trong khu vực châu Á như Nhật Bản, Hàn Quốc, Singapore, Hồng Kông, ASEAN....(nơi công nghệ chưa cao) chiếm khoảng 75% tổng vốn FDI. Trong khi FDI từ các nước phát triển như Hoa Kỳ, EU, Nhật Bản chưa cao. 3.1.4. Địa bàn đầu tư Về cơ bản, hầu hết các tỉnh, TP của Việt Nam đều đã thu hút được FDI với các hình thức đầu tư khác nhau, trong đó nhiều địa phương trở thành trung tâm của các dự án FDI. Tuy nhiên, những địa phương có điều kiện cơ sở hạ tầng tốt hơn đã thu hút được FDI lớn hơn, như Đồng Nai, Bình Dương, TP. Hồ Chí Minh, Hà Nội, Hải Phòng. Trong khi các địa 12 phương miền núi, nông thôn ít thu hút được dự án FDI, khiến tình trạng bất cân bằng trong thu hút FDI ở Việt Nam. 3.1.5. Lĩnh vực đầu tư FDI có mặt ở hầu hết các lĩnh vực kinh tế của Việt Nam, trong đó lĩnh vực công nghiệp chế biến, chế tạo có số dự án và vốn đầu tư lớn nhất. Lĩnh vực này tăng rất nhanh trong các giai đoạn 1988- 2004, 2005-2011 và 2012 – 2017, riêng giai đoạn 2012 – 2017 tăng gần 4 lần về số dự án và vốn đăng ký so với giai đoạn 1988 – 2004. Một số lĩnh vực tạo ra giá trị mới cũng tăng rất nhanh, như thương nghiệp, sửa chữa và lĩnh vực sản xuất, phân phối điện, khí đốt, nước, có giai đoạn tăng đến 10 lần cả về vốn và dự án đăng ký đầu tư. Lĩnh vực vận tải, kho bãi và truyền thông cũng tăng rất nhanh về số dự án và vốn đăng ký, tạo môi trường đầu tư thuận lợi cho thu hút FDI, nhất là FDI vì mục đích thương mại (khi chi phí vận tải rẻ hơn, thuận tiện hơn...). Các lĩnh vực liên quan đến công nghiệp dịch vụ, hoạt động chuyên môn, khoa học, công nghệ đều có số dự án đầu tư lớn so với các lĩnh vực khác. Những lĩnh vực trên trực tiếp tạo ra giá trị mới lại là những lĩnh vực có dự án FDI đăng ký tăng nhanh, cho thấy FDI ở Việt Nam đang được thu hút đúng hướng. Tuy nhiên, giai đoạn 1988 – 2017, lĩnh vực kinh doanh bất động sản, khách sạn, nhà hàng có số dự án FDI đăng ký chỉ chiếm 5,15% tổng dự án, nhưng chiếm đến 20,45% tổng vốn đăng ký kinh doanh, đứng thứ 2 sau lĩnh vực sản xuất, chế biến, chế tạo. 3.2. Tình hình biến động kinh tế vĩ mô của Việt Nam 1991 - 2017 3.2.1. Đánh giá dựa trên các chỉ số kinh tế vĩ mô đơn lẻ 3.2.1.1.Biến động của tăng trưởng kinh tế Giai đoạn 1988 -1991, tăng trưởng kinh tế không ổn định, do bất ổn từ giai đoạn trước, nhất là sự sụp đổ của Liên Xô và các nước Đông Âu ảnh hưởng mạnh đến tình hình kinh tế - xã hội của Việt Nam. Tuy nhiên đến giai đoạn 1992 – 1994 có sự bứt phá liên tục, nếu như năm 1991 Việt Nam còn phải đi vay nợ lương thực thì sang năm 1992 đã thành nước xuất khẩu gạo thứ 3 thế giới, giai đoạn này có nhiều chính sách kinh tế của Việt Nam bắt đầu đem lại kết quả tích cực. Giai đoạn 1995-1998, GDP đạt cao nhất là năm 1995 (đạt 9,54% cao nhất đến thời điểm hiện nay, được coi là có kết quả tích cực từ giai đoạn trước đó), tuy nhiên từ năm 1996 trở đi do ảnh hưởng của khủng khoảng tài chính ở châu Á, GDP của Việt Nam giảm mạnh, gây bất ổn vĩ mô. Giai đoạn 1999 – 2000 được đánh dấu mức giảm GDP thấp nhất (chỉ đạt 4,77%), cũng là năm chấm dứt ảnh hưởng của khủng hoảng tài chính khu vực. Sang năm 2000 tốc độ tăng trưởng kinh tế lại bắt đầu nhịp tăng trở lại do tình hình ổn định hơn. Giai đoạn 2001- 2007, kinh tế Viêt Nam liên tục tăng trưởng với mức độ cao, mức cao nhất là 8,5%, đây là thời kỳ Việt Nam tăng cường hội nhập quốc tế, giá trị xuất khẩu được đẩy mạnh, cùng với sự gia tăng số lượng doanh nghiệp từ các thành phần kinh tế khác nhau. Tuy nhiên, bước sang giai đoạn 2008 – 2011, khi kinh tế thế giới và Việt Nam suy thoái từ năm 2008, một số thị trường xuất khẩu lớn của Việt Nam gặp khó khăn, cùng với các vấn đề về nợ công, lạm phát gia tăng nên tốc độ TTKT sau năm 2007 giảm đáng kể. Từ năm 2012 đến 2017, Việt Nam đẩy mạnh thực hiện chính sách ổn định kinh tế vĩ mô, tình hình kinh tế được kiểm soát, cùng với kinh tế thế giới đang dần phục hồi, khiến TTKT Việt Nam đang từng bước tăng trở lại, năm 2016 GDP Việt Nam đạt 6,43%, năm 2017 đã tăng lên mức 6,81%. 3.2.1.2. Biến động Lạm phát Giai đoạn 1991 - 1995 chứng kiến biến động mạnh của lạm phát khi từ mức rất cao (81,8% năm 1991) xuống mức thấp là 8,4% năm 1993 rồi tăng lên 16,9% năm 1995. Từ năm 1996-1998 cho thấy lạm phát có sự biến động không đồng đều nhưng sau đó đã ổn định ở mức dưới 10%. Từ năm 1999 – 2000, tình hình lạm phát giảm đột ngột, xuống 13 thấp nhất, thậm chí năm 2000 lạm phát xuống mức - 1,71%. Giai đoạn 2000 – 2006 (trước khi Việt Nam gia nhập WTO), lạm phát Việt Nam tương đối ổn định ở mức 01 con số, đây là giai đoạn tăng trưởng kinh tế thế giới và Việt Nam ổn định ở mức cao, nhiều nền kinh tế tăng đà phát triển. Giai đoạn lạm phát có sự biến động nhiều nhất là 2007 – 2012, lạm phát lên xuống với mức chênh lệch lớn giữa năm trước và năm sau. Từ năm 2012 đến nay, Chính phủ Việt Nam tăng cường các biện pháp kiềm chế lạm phát, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, nên lạm phát được duy trì ở mức thấp. Ngoài ra, tình hình kinh tế được phục hồi, giá cả một số mặt hàng chiến lược giảm mạnh, nhất là dầu mỏ, khiến mặt bằng giá chung được kiểm soát tốt hơn, lạm phát theo đó được kiềm chế. 3.2.1.3. Biến động của Thâm hụt ngân sách 27 năm liên tục, Việt Nam bị thâm hụt ngân sách, giai đoạn từ 2000 – 2005 mặc dù thâm hụt ngân sách ở mức an toàn, nhưng gần với mức tới hạn cho phép (5%), từ năm 2006 – nay, thâm hụt ngân sách vẫn tiếp tục tăng, mặc đù đã có cải thiện đáng kể. Đây là biểu hiện tiềm ẩn của biến động kinh tế vĩ mô, nhất là giai đoạn từ 2007 – 2011 và 2012 – 2016. 3.2.1.4. Biến động của Tỷ giá hối đoái Tỷ giá của Đồng Việt Nam và Đô la Mỹ tăng mạnh, nhất là giai đoạn 1990 - 1994 và 1996 - 1999, tương ứng với các giai đoạn biến động của kinh tế thế giới, điều chỉnh chính sách tiền tệ của Việt Nam trong bình ổn lạm phát và thúc đẩy tăng trưởng. 3.2.2. Biến động kinh tế vĩ mô của Việt Nam thông qua chỉ số MII Để đánh giá định lượng tình hình kinh tế vĩ mô của Việt Nam giai đoạn 1991 - 2017, Luận án sử dụng công thức MII theo đề xuất của Ismihan và đồng sự (2002), cụ thể: Hình 3.1. Chỉ số bất ổn kinh tế vĩ mô của Việt Nam gia đoạn 1991 - 2017 Bảng 3.1. Tỷ trọng các chỉ số thành phần trong MII (%) Giai đoạn Lạm phát Tỷ giá hối đoái Nợ nước ngoài/GNP Thâm hụt ngân sách/GNP Tổng 1991-1994 6,66% 43,54% 34,58 % 15,22% 100% 1995-1998 14,84% 43,75% 14,27 % 27,14% 100% 1999-2000 18,64% 31,28% 7,14 % 42,94% 100% 2001-2006 23,27% 25,51% 1,83 % 49,39% 100% 2007-2013 41,16% 11,03% 1,62 % 46,19% 100% 2014-2017 24,94% 10,15% 1,29% 63,62% 100% Nguồn: tác giả tính toán 14 3.3. Mối quan hệ giữa FDI và biến động kinh tế vĩ mô của Việt Nam 3.3.1. Mối quan hệ giữa FDI và biến động của GDP Theo Bộ Kế hoạch và Đầu tư, tỷ trọng đóng góp của FDI vào GDP liên tục tăng, năm 1992 tỷ lệ đóng góp của FDI trong GDP là 2%, đến 1995 đạt 6,3%, năm 2000 đạt 12,7%, cả giai đoạn 2001 – 2005 bình quân đạt 14,5%, giai đoạn 2006 – 2011 đạt bình quân 16,43% và giai đoạn 2012 – 2016 đạt bình quân 17,59%. Tuy nhiên, thực tế cho thấy nguồn vốn này tập trung nhiều vào các dự án thuộc loại “gia công”, tỷ lệ giá trị gia tăng của các dự án này không vượt trội tương ứng với vốn. Điều này làm giảm chất lượng tăng trưởng. Theo công thức GDP = NX + G + C + I (NX = Xuất khẩu – Nhập khẩu, G: chi tiêu chính phủ, C: tiêu dùng; I: đầu tư toàn xã hội). Trong nghiên cứu này chỉ ra tác động của FDI tới GDP thông qua tổng cầu được thể hiện qua việc đóng góp của FDI vào tổng vốn đầu tư và cán cân thương mại. 3.3.2. Mối quan hệ giữa FDI và biến động lạm phát Giai đoạn 1995-1999, 2002-2003, 2006 – 2011 chiều hướng của FDI thực hiện và CPI cùng chiều tăng lên, còn lại các giai đoạn khác là ngược chiều (FDI thực hiện tăng lên, CPI giảm xuống). Phân tích quan hệ giữa FDI và CPI của Việt Nam có thể phân tích kênh truyền dẫn tác động của FDI đến nguyên nhân gây ra lạm phát, gồm phân tích tác động của FDI đến cung tiền M2 và tác động đến cầu gây ra hiện tượng cầu kép và chi phí đẩy. 3.3.3. Mối quan hệ giữa FDI và biến động của tỷ giá hối đoái Yếu tố tác động trực tiếp đến tỷ giá hối đoái tại Việt Nam là cung – cầu tiền tệ, tuy nhiên tác động đến đến cung – cầu tiền tệ này do các yếu tố như: Chênh lệch lạm phát, lãi suất giữa hai nước; thâm hụt/thặng dư cán cân thanh toán; tình hình tăng trưởng, suy thoái kinh tế; yếu tố tâm lý và các hoạt động đầu cơ. Trong các nguyên nhân này, FDI có tác động đến lạm phát và cán cân thanh toán của Việt Nam, từ đó có tác động đến biến động tỷ giá hối đoái. Tác động đến lạm phát đã được trình bày ở phần trên. Còn về tác động đến cán cân thanh toán, trong đó tác động đến tài khoản vãng lai và tài khoản vốn được thể hiện như sau: (1) Tác động đến tài khoản vãng lai: BoT là một phần trong tài khoản vãng lai, trong cán cân thương mại (BoT) của FDI luôn lớn hơn tài khoản vãng lai, do đó kết luận FDI góp phần hạn chế thâm hụt tài khoản vãng lai, tăng cán cân thanh toán, tác động đến tỷ giá hối đoái của Việt Nam. (2) Tác động đến tài khoản vốn: FDI thực hiện đầu vào là 01 thành phần của tài khoản vốn, đóng góp của FDI thực hiện vào tài khoản vốn tăng đều theo các năm, duy chỉ có năm 2007, 2008 giá trị FDI thực hiện thấp hơn tài khoản vốn, các năm khác đều cao hơn. Do đó ở kênh này, FDI có tác động tích cực đến cán cân thanh toán, từ đó tác động đến biến động tỷ giá. 3.3.4. Mối quan hệ FDI và biến động của thâm hụt ngân sách Theo công thức: Cán cân ngân sách = Thu ngân sách – Chi ngân sách. Trong đó, nếu chi ngân sách lớn hơn thu ngân sách thì được gọi là tình trạng “Thâm hụt ngân sách”. FDI tác động đến thâm hụt ngân sách thường được biết đến là có tác động đến thu ngân sách. Ngân sách Việt Nam 27 năm liên tục trong tình trạng thâm hụt và bị tác động của nhiều yếu tố, trong đó có FDI, trong khi các doanh nghiệp FDI có đóng góp đáng kể cho thu NSNN của Việt Nam giai đoạn 2001 – 2017, mức độ tăng đều theo các năm, góp phần tăng thu ngân sách, hạn chế thâm hụt ngân sách của Việt Nam. Theo thống kê của GSO, giai đoạn 1994 – 2000, giá trị nộp ngân sách của doanh nghiệp FDI đạt 1,8 tỷ USD, sau đó đã tăng lên 14,2 tỷ USD giai đoạn 2001 – 2010 và lên 23,7 tỷ USD giai đoạn 2011 – 2015, riêng năm 2017, doanh nghiệp FDI nộp ngân sách 8 tỷ USD, chiếm 14,46 % tổng thu NSNN năm 2017. Tuy nhiên, mức độ đóng góp NSNN của doanh nghiệp FDI còn hạn chế, với mức đóng góp trung bình giai đoạn 2001 – 2017 đạt 10,49%, trong khi khối doanh nghiệp nhà nước đóng góp 17,89%, khối doanh nghiệp tư nhân đóng góp 10,3%. 15 CHƯƠNG 4 TÁC ĐỘNG CỦA VỐN ĐẦU TƯ TRỰC TIẾP NƯỚC NGOÀI TỚI BIẾN ĐỘNG KINH TẾ VĨ MÔ CỦA VIỆT NAM 4.1. Mô tả số liệu Số liệu sử dụng trong nghiên cứu này được lấy theo quý từ quý 4 năm 1991 – đến quý 4 năm 2017, cụ thể như sau: - Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI): Chỉ số này được lấy từ GSO, đơn vị: Triệu USD. Đây là số liệu FDI triển khai thực tế ở các dự án đăng ký. - Tổng sản phẩm quốc nội (GDP): nguồn: GSO, đơn vị: Triệu USD. Đây là số liệu GDP thực tế, phản ánh mức độ tăng trưởng kinh tế của Việt Nam qua các quý, năm từ 1991 – 2017. Giá trị này được tính toán dựa trên cách tiếp cận tiêu dùng: GDP = I + C + G + NX (I: tổng đầu tư, C: chi tiêu dùng; G: chi tiêu chính phủ; NX = X (xuất khẩu) – M (nhập khẩu)). Giá trị GDP thực tế, không phải giá trị được tính theo phương pháp ngang giá chung (PPP). - Xuất khẩu (EXPORT): nguồn: GSO, đơn vị: Triệu USD. Giá trị xuất khẩu là giá xuất khẩu nhân với tổng đơn hàng xuất khẩu, chỉ số này phản ánh giá trị hàng hóa xuất khẩu của Việt Nam (không bao gồm xuất khẩu dịch vụ) ra nước ngoài giai đoạn 1991 – 2017. - Nhập khẩu (IMPORT): nguồn: GSO, đơn vị: Triệu USD. Giá trị nhập khẩu là giá nhập khẩu nhân với đơn hàng nhập khẩu, chỉ số này phản ánh giá trị hàng hóa nhập khẩu của Việt Nam từ nước ngoài giai đoạn 1991 – 2017. - Bất ổn kinh tế vĩ mô (MII): Chỉ số này được tính toán tại chương 3 (mục 3.2.2) dựa trên công thức do Ismihan và đồng sự (2002) đề xuất, căn cứ vào 4 biến số kinh tế vĩ mô đơn lẻ gồm: Tỷ lệ lạm phát, nợ nước ngoài/GNP, thâm hụt ngân sách/GNP và tỷ giá hối đoái. - Độ mở của nền kinh tế (OPE): Chỉ số này được tính theo công thức: Độ mở của nền kinh tế = (Xuất khẩu + Nhập khẩu)/GDP. Trong đó, giá trị xuất khẩu, nhập khẩu và GDP được lấy từ các số liệu phần trên. - Chỉ số giá tiêu dùng (CPI): nguồn: IFS-IMF, phản ánh mức độ gia tăng giá tiêu dùng theo từng giai đoạn, từ đó phản ánh mức độ lạm phát của nền kinh tế. - Tỷ giá hối đoái (EXR): Số liệu này được lấy từ IFS- IMF, đây là tỷ giá hối đoái danh nghĩa giữa USD/VND theo từng giai đoạn. - Dự trữ ngoại hối (ERV): Nguồn số liệu từ IFS-IMF, đơn vị: Triệu USD. - Cung tiền M2 (M2): nguồn số liệu từ IFS-IMF, đơn vi: Triệu USD. - Nguồn lao động (EMP): Số liệu này được lấy từ GSO, đợn vị: triệu người. Đây là số người nằm trong độ tuổi lao động của Việt Nam. Tùy thuộc vào các mô hình khác nhau, số liệu sẽ được chuyển sang dạng Log cơ số tự nhiên để thực hiện hồi quy đánh giá tác động. Kết quả mô tả số liệu cho thấy các số liệu sử dụng cho phân tích này đáng tin cậy. 4.2. Xây dựng mô hình đánh giá tác động Mô hình đánh giá tác động của FDI tới bất ổn kinh tế vĩ mô có dạng như sau: LnMIIt = α0 + α1LnOPEt + α2LnCPIt + α3LnFDIt + α4LnM2t + α5LnEXRt + et (1) Mô hình đánh giá tác động của FDI tới GDP có dạng như sau: 16 LnGDPt = α0 + α1LnIMPORTt + α2LnEXPORTt + α3LnFDIt + α4LnEMPt + et (2) Đối với lạm phát, mô hình đánh giá tác động của FDI tới CPI có dạng: LnCPIt = α0 + α1LnM2t + α2LnFDIt + α3LnEXRt + et (3) Mô hình đánh giá tác động của FDI tới tỷ giá hôi đoái có dạng: LnEXRt = α0 + α1LnOPEt + α2LnFDIt + α3LnERVt + et (4) Trong đó: LnMII: Logarit cơ số tự nhiên của bất ổn kinh tế vĩ mô; 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; LnOPE: Logarit cơ số tự nhiên của độ mở nền kinh tế; 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. 4.3. Phương pháp đánh giá tác động Từ tổng quan nghiên cứu và thực trạng biến động kinh tế vĩ mô của Việt Nam giai đoạn 1991 – 2017, luận án lựa chọn quy trình đánh giá tác động của FDI tới biến động kinh tế vĩ mô của Việt Nam thông qua sử dụng phần mềm Eview 8.0 theo các bước sau: Bước 1: Sử dụng phương pháp kiểm tra tính dừng với kiểm định Augmented Dickey Fuller test (ADF) để kiểm tra tính dừng của từng dãy số liệu được mô tả để thực hiện các hồi quy cho các phân tích định lượng. Mô hình cho ADF là: ΔYt = α0 + βyt-1 +  = k j 1 µ j Δyt-j + εt (1) ΔYt = α0 + δt + βyt-1 +  = k j 1 µ j Δyt-j + εt (2) Trong Δyt-1 = yt – yt-1; Yt : Chuỗi số liệu theo thời gian đang xem xét; k : Chiều dài độ trễ; εt : Nhiễu trắng. Mô hình (2) có thêm biến xu hướng về thời gian t (đây là biến có giá trị từ 1-n, 1 là đại diện quan sát đầu tiên, n là đại diện quan sát cuối cùng của chuỗi dữ liệu. Nhiễu trắng thể hiện sai số ngẫu nhiên xuất phát từ các giả định cổ điển cho rằng có giá trị trung bình bằng 0, do phương sai là hằng số và không tự tương quan. Luận án sẽ kiểm định lần lượt mô hình (1) và (2) thông qua phần mềm Eview với giả thuyết kiểm định: H0 : β = 0 (yt là chuỗi dữ liệu không dừng); H1 : β < 0 (yt là chuỗi dữ liệu dừng). Sử dụng phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất Ordinary Least Squares regression (OLS) với điều kiện các biến độc lập và phụ thuộc đều dừng ở mức Level. Trong trường hợp đánh giá tác động của FDI tới các chỉ số trên nhưng có thêm biến độc lập không dừng ở mức Level thì không thể sử dụng phương pháp OLS, phải chuyển sang Bước 2. Bước 2: Kiểm tra quan hệ đồng liên kết (cointegration) giữa các chuỗi dữ liệu theo mô hình đánh giá tác động riêng lẻ của các biến số theo phương pháp kiểm tra Johansen Test (1991). Với mỗi mô hình, cách tiếp cận này được giải thích trên cơ sở hai số liệu thống kê kiểm định: kiểm định Trace và kiểm định Maximum Eigen Value Test. Bước 3: Kiểm tra mối quan hệ trong dài hạn và ngắn hạn giữa các mô hình đánh giá tác động trong hai trường hợp: 17 Trường hợp 1 (không có đồng liên kết): Sử dụng mô hình VAR (Vector Autoregression) để ước tính các mối quan hệ n