Tác động của chính sách tài khóa đến đầu tư trực tiếp nước ngoài tại Việt Nam trong giai đoạn khủng hoảng
NCS. NGUYỄN QUYẾT
Bài viết này phân tích tác động của chính sách tài khóa đến đầu tư trực tiếp nước ngoài của Việt Nam trong giai đoạn khủng hoảng.
Qua đó, dựa trên hàm co giãn của chính sách tài khóa đối với dòng vốn FDI để xem xét sự phản ứng của vốn FDI trong hai thời kỳ trước và sau khủng hoảng. Bằng phương pháp nghiên cứu định lượng được thực hiện trên dữ liệu chuỗi thời gian, kết quả nghiên cứu cho thấy khủng hoảng tài chính ảnh hưởng tiêu cực lên dòng vốn FDI và phản ứng của vốn FDI đối với chính sách tài khóa trong thời kỳ khủng hoảng chậm hơn so với thời kỳ không khủng hoảng.
Từ khóa: Chính sách tài khóa, đầu tư trực tiếp nước ngoài, hàm co giãn, khủng hoảng.
1. Giới thiệu
Trong hai thập niên trở lại đây, nhiều nước trên thế giới đã phải trải qua nhiều bất ổn bởi các cuộc khủng hoảng tài chính với phạm vi, mức độ tác động ngày càng lớn và tần suất ngày càng tăng. Gần nhất là cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu nổ ra từ cuối năm 2007 ở Hoa Kỳ và cuộc khủng hoảng nợ công tại châu Âu đến nay vẫn chưa chấm dứt đã để lại nhiều hậu quả lâu dài và rất nghiêm trọng. Cuộc khủng hoảng tài chính Hoa Kỳ bắt đầu từ tháng 8 năm 2007, ngày càng trở nên trầm trọng hơn sau sự sụp đổ của Lehman Brothers- ngân hàng đầu tư lớn nhất của Hoa Kỳ vào tháng 9 năm 2008, đã lan rộng thành một cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu, ảnh hưởng không nhỏ tới hầu hết các quốc gia trên thế giới trên nhiều lĩnh vực khác nhau, đặc biệt là lĩnh vực thu hút đầu tư trực tiếp
nước ngoài (FDI). Trong bối cảnh đó, các quốc gia đã phải sử dụng nhiều giải pháp, công cụ chính sách nhằm hạn chế ảnh hưởng tiêu cực từ cuộc khủng hoảng này. Một trong những giải pháp được chính phủ các nước ưu tiên lựa chọn là chính sách tài chính. Theo Supriyo De (2012), Adina Dornean et al.
(2014), chính sách tài khóa bao gồm chính sách thuế, chi tiêu, chiến lược đầu tư, các chính sách quản lý nợ và thặng dư kinh tế của quốc gia. Milan Brahmbhatt và Otaviano Canuto (2012) cho rằng, thông qua chính sách tài chính có thể tác động đến hầu hết các hoạt động của nền kinh tế: Phân bố lại thu nhập, phân bổ lại nguồn lực xã hội tạo sự phát triển ổn định và bền vững. Nhìn chung, chính sách tài khóa thay đổi sẽ kéo theo sự thay đổi của các biến số vĩ mô như GDP, ngân sách chính phủ, nợ chính phủ và đặc biệt là đầu tư trực tiếp nước ngoài.
Mục đích của bài viết này là phân tích tác động của chính sách tài khóa (đo bởi thu và Chính sách & thị trường tài chính - tiền tệ
chi tiêu Chính phủ) của Việt Nam đến đầu tư trực tiếp nước ngoài trong giai đoạn khủng hoảng tài chính toàn cầu gần đây. Để lượng hóa sự tác động đó, bài viết này xây dựng hàm co giãn của FDI đối với chính sách tài khóa trong hai giai đoạn (trước và sau khủng hoảng) nhằm so sánh sự phản ứng của dòng vốn này với chính sách tài khóa trong thời kỳ trước và sau khủng hoảng xảy ra.
2. Chính sách tài khóa và vốn FDI của Việt Nam Chính sách tài khóa là những quyết định của Chính phủ về thu và chi tiêu, giúp Chính phủ duy trì sản lượng và việc làm ở mức mong đợi. Chính sách tài khóa gồm có hai công cụ là chi tiêu Chính phủ và chính sách thu ngân sách (chủ yếu là các khoản thu về thuế). Chính sách tài khóa chia thành chính sách tài khóa cân bằng, chính sách tài khóa mở rộng và chính sách tài khóa thắt chặt. Chính sách tài khoá cân bằng là chính sách tài khoá mà theo đó, tổng chi tiêu của Chính phủ cân bằng với các nguồn thu từ thuế, phí, lệ phí và các nguồn thu khác mà không phải vay nợ. Chính sách tài khoá mở rộng là chính sách nhằm tăng cường chi tiêu của Chính phủ so với nguồn thu bằng cách như tăng chi tiêu Chính phủ mà không tăng nguồn thu hoặc giảm nguồn thu từ thuế mà không giảm chi tiêu hoặc kết hợp cả hai.
Chính sách tài khóa mở rộng có tác dụng kích thích tăng trưởng kinh tế, tạo nhiều việc làm tuy nhiên thường xảy ra thâm hụt ngân sách do đó Chính phủ phải vay nợ để bù đắp. Chính sách tài khoá thắt chặt là chính sách hạn chế chi tiêu của Chính phủ so với nguồn thu bằng cách như giảm chi tiêu Chính phủ nhưng không tăng nguồn thu hoặc không giảm chi tiêu nhưng tăng thu từ thuế hoặc cả hai. Chính sách này thường được áp dụng khi nền kinh tế có lạm phát cao, tăng trưởng thiếu bền vững. Với Việt Nam trong hai thập kỷ qua, nguồn thu Chính phủ đã tăng lên nhanh chóng cùng với tốc độ tăng trưởng kinh tế mạnh mẽ. Hình 1 mô tả tăng trưởng của ngân sách nhà nước tính theo phần trăm GDP đã cho thấy trong giai đoạn từ 1990 tới 2007 tăng trưởng ngân sách khá ấn tượng. Việt Nam từng là một trong những nước có tỷ lệ nguồn thu/GDP cao nhất trong khu vực, lên tới gần 30% vào giữa những năm 2006, nhưng sau đó
đã giảm xuống mức thấp từ khi khủng hoảng tài chính xảy ra vào năm 2008 và khoảng 22,1% vào năm 2014. Điều này do bị tác động bởi nhiều yếu tố, trong số đó khủng hoảng tài chính là một trong nhiều yếu tố ảnh hưởng tiêu cực lên chỉ tiêu này.
Để ứng phó dưới tác động của cuộc suy thoái kinh tế thế giới đi kèm với các áp lực của suy giảm kinh tế trong nước, Chính phủ đã thực hiện một loạt các biện pháp nhằm kích thích tổng cầu của nền kinh tế chẳng hạn như miễn, giảm, giãn, hoãn thuế cho các tổ chức, cá nhân và đặc biệt là chính sách hỗ trợ 4%
lãi suất vay vốn lưu động cho khu vực doanh nghiệp (Đỗ Thiên Anh Tuấn, 2014).
Về chi tiêu Chính phủ, với mô hình tăng trưởng thâm dụng vốn, Việt Nam đang duy trì mức chi tiêu công ở mức khá cao nhằm thúc đẩy tăng trưởng.
Hình 1 cho thấy, giai đoạn từ 1990-2014 chi tiêu hầu như lớn hơn thu, đặc biệt là sau năm 2008 chi tiêu tăng vọt, đỉnh điểm vào năm 2011 chiếm trên 35% GDP. Chi lớn hơn thu khiến ngân sách thường xuyên bị thâm hụt. Khi đó Chính phủ đã phải thực hiện các giải pháp kiểm soát thâm hụt ngân sách, chủ yếu là bằng cách cắt giảm chi đầu tư. Chi tiêu Chính phủ về định hướng vẫn chủ yếu là hướng tới người nghèo (Chương trình hỗ trợ đối thoại chiến lược Việt Nam- EU, 2014). Tuy nhiên, rất khó để đánh giá được mức đóng góp thực sự của các chương trình này vào công cuộc xóa đói giảm nghèo. Mặt khác, trong cơ cấu chi của Chính phủ, chi đầu tư đã và đang đối diện với những thách thức không nhỏ: thiếu sự liên kết giữa khâu ra quyết định
0 5 10 15 20 25 30 35 40
90 92 94 96 98 00 02 04 06 08 10 12 14
E: Chi R: Thu FDI
Hình 1. Thu, chi tiêu và vốn FDI của Việt Nam giai đoạn 1990- 2014
Nguồn: Ngân hàng ADB (2014)
đầu tư và chiến lược phát triển, và phân cấp quá mức, dẫn đến một cách tiếp cận phân tán trong phát triển cơ sở hạ tầng. Đây là một trong những trở ngại lớn trong việc thu hút vốn đầu tư FDI.
Trong thời gian qua, đầu tư trực tiếp nước ngoài đã có nhiều biến động. Vốn FDI tăng từ 2,8% năm 1990 lên hơn 10% vào năm 2014. Vốn FDI là nhân tố quan trọng góp phần tăng nguồn thu ngân sách và cân đối cán cân thanh toán, tạo việc làm, đây là động lực chính giúp giảm nghèo. Từ khi khủng hoảng xảy ra, dòng vốn này có chiều hướng giảm xuống và thấp nhất vào năm 2011 khoảng 5,5%.
Tuy nhiên, chúng có xu hướng tăng trở lại trong những năm gần đây. Hiện nay, bên cạnh một số xu thế tích cực, Việt Nam vẫn còn nhiều rào cản trong việc thu hút FDI chất lượng cao: Cơ sở hạ tầng kém, thiếu thị trường đầu vào nội địa và các vấn đề liên quan tới khung pháp lý. Hơn nữa, rủi ro thường trực khác là khi mức lương trong khu vực FDI tăng lên thì các nhà đầu tư sẽ chuyển hướng sang các thị trường khác cạnh tranh hơn (Báo cáo đánh giá khu vực tài chính Việt Nam của Ngân hàng Thế giới, 2014; Chương trình hỗ trợ đối thoại chiến lược Việt Nam- EU, 2014).
3. Tổng quan lý thuyết
3.1. Chính sách tài khóa và FDI
Trong chính sách tài khóa, chính sách thuế được xem là công cụ quan trọng và sắc bén nhất mà hầu hết các quốc gia sử dụng để điều tiết các hoạt động của nền kinh tế. Trên phương diện quốc gia, chính sách thuế là một trong những công cụ nhằm đảm bảo nguồn thu của chính phủ, thu hút đầu tư quốc gia. IEO- IMF (2003) nghiên cứu về đầu tư FDI trong các quốc gia có nền kinh tế mới nổi đã rút ra kết luận rằng cơ sở hạ tầng, mức thuế hợp lý và khung pháp lý ổn định là những nhân tố quan trọng thu hút nhà đầu tư. Ngoài ra, Morriset và Pirnia (1999) phân tích mối quan hệ của chính sách thuế và vốn FDI nhận định rằng chính sách thuế là nhân tố tác động mạnh nhất trong việc thu hút đầu tư nước ngoài và các nhà đầu tư sẽ có phản ứng mỗi khi chính sách thuế thay đổi.
Mặc dù vậy, theo Clausing and Dorobantu (2005), ưu đãi thuế cũng không thể bù đắp nổi nếu môi trường đầu tư của nước sở tại quá kém cỏi, chẳng
hạn chính sách không ổn định, cơ sở hạ tầng thấp kém và chi phí vận chuyển quá cao. Do vậy, ngoài thuế, chi tiêu Chính phủ, cơ sở hạ tầng cũng tác động không nhỏ tới việc thu hút dòng vốn FDI.
Bellak, Damijan, and Leibrecht (2009), Goodspeed et al. (2007) trong nghiên cứu về chủ đề mối quan hệ giữa chi tiêu Chính phủ và dòng vốn FDI đã khuyến nghị rằng, những quốc gia muốn thu hút đầu tư nước ngoài thì cần phải duy trì mức thuế hợp lý và sử dụng nó để tái đầu tư cho cơ sở hạ tầng, đào tạo nguồn nhân lực hơn là chi cho tiêu dùng. Tuy nhiên, Le và Suruga (2005) nghiên cứu về tác động của chi tiêu Chính phủ, đầu tư FDI lên tăng trưởng và đã cảnh báo nếu chi tiêu Chính phủ quá mức, kế hoạch không hợp lý sẽ có nguy cơ làm giảm dòng vốn đầu tư nước ngoài và cản trở tăng trưởng.
3.2. Khủng hoảng tài chính và FDI
Từ năm 1930 trở lại đây, kinh tế thế giới đã trải qua ít nhất ba lần khủng hoảng với quy mô, cường độ tác động khác nhau, tùy thuộc từng giai đoạn, vào khả năng hội nhập kinh tế quốc tế và chính sách của mỗi quốc gia. Theo Urata (1999), khủng hoảng tài chính ảnh hưởng tiêu cực tới dòng vốn FDI bởi sự bất ổn trong chính sách kinh tế vĩ mô của nước đầu tư cũng như nước tiếp nhận đầu tư. Khủng hoảng ảnh hưởng tới kế hoạch đầu tư của các nước trong dài hạn, làm nhà đầu tư trở nên thận trọng hơn trong khi ra quyết định. Theo UNCTAD (2008), trên toàn cầu chỉ có khoảng 21% doanh nghiệp rót vốn vào các dự án FDI, giảm khoảng 11% so với những năm trước đó. Tuy nhiên, những nghiên cứu thực nghiệm cho thấy sự tác động của khủng hoảng tài chính đến việc thu hút vốn FDI trên mỗi quốc gia hoàn toàn khác nhau.
Athukorala (2003) nghiên cứu thu hút vốn FDI trên các nước khu vực Đông Nam Á cho thấy dòng vốn FDI tương đối ổn định trong thời kỳ khủng hoảng.
Tương tự, Loungani và Razin (2001) nghiên cứu về lợi ích của FDI đối với các nước đang phát triển, các tác giả kết luận rằng FDI có sự co giãn đối với môi trường đầu tư, tuy nhiên khá ổn định trong thời kỳ khủng hoảng tài chính Châu Á năm 1997. Graham và Wada (2000) phân tích chính sách thu hút vốn FDI của Mexico trong gian đoạn 1995 (giai đoạn khủng hoảng tại Mexico), cho thấy dòng vốn chủ
yếu đến từ thị trường Mỹ và khá ổn định, hầu như không bị ảnh hưởng bởi khủng hoảng.
Tuy nhiên, một vài nghiên cứu khác lại khẳng định rằng khủng hoảng tài chính gây cản trở đối với sự luân chuyển dòng vốn FDI. Urata (1999), Edgington và Hayter (2001) phân tích tác động của khủng hoảng tài chính Châu Á năm 1997 tới dòng vốn FDI Nhật Bản đã kết luận rằng, nửa sau năm 1997 dòng vốn này đã giảm mạnh trên thị trường Châu Á, đặc biệt là trong khu vực sản xuất. Tương tự, Hui và Shang Jin (2009) nghiên cứu sự thay đổi dòng vốn FDI trước và sau thời kỳ khủng hoảng, mẫu nghiên cứu gồm 3.823 doanh nghiệp trên 24 quốc gia có nền kinh tế mới nổi. Kết quả cho thấy những doanh nghiệp FDI trở nên khó khăn hơn từ khi xảy ra khủng hoảng. Cùng chủ đề này, Thangavelu et al.
(2009), Ezirim và Muoghalu (2006) cũng chỉ ra rằng khủng hoảng là nguyên nhân chính gây tổn thương nghiêm trọng trong chiến lược thu hút vốn từ nước ngoài trên các quốc gia thuộc khu vực Nam Á và Châu Phi.
3.3. Mô hình kinh tế lượng
Cơ sở xây dựng mô hình cho nghiên cứu này được phát triển và mở rộng từ nghiên cứu của Tieubout (1956) và Adina Dornean et al. (2014), có dạng như sau:
FDIt = α0 + α1FPt + α2Cr*FPt + α3FDIt−1 + εt (1) Trong đó: FDIt, FDIt-1 là vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài tại thời điểm t, t-1. FPt là chính sách tài chính tại thời điểm t, Cr*FPt là biến tương tác thể hiện sự tác động của chính sách tài chính trong giai đoạn khủng hoảng, trong đó Cr là biến đo lường khủng hoảng (biến giả) nhận hai giá trị với 0 không khủng hoảng, 1 ngược lại.
Từ mô hình (1) xây dựng hàm co giãn thể hiện sự thay đổi của FDI đối với sự biến động của chính sách tài khóa như sau. Trong không gian số thực (tập R) xét hàm số:
f(x, k): [0, +∞) → R, f(x, k) = a0 + x(a1 + a2k) (2) Trong đó: f(x, k) là hàm hồi quy từ (1), x là biến chính sách tài khóa, k là biến khủng hoảng nhận hai giá trị 0, 1 và a0 = α0 + α3FDIt−1. Mục đích của chúng ta là xem xét sự thay đổi của FDI đối với sự biến động của chính sách tài khóa với giả định các yếu tố khác không đổi. Do đó, giả sử FDIt−1 = FDI, a1 =
α1, a2 = α2, mặt khác theo Sydsæter và Hammond (2008) thì hàm số co giãn có dạng:
Ex[f(x, k)] = |x(f(x, k))-1df(dx)-1| = x(a0 + x(a1 + a2k))-
1(a1 + a2k)| = |1 − a0(a0 + x(a1 + a2k))-1| (3)
Trong đó: a0 + x(a1 + a2k) ≠ 0 <=> x ≠ a0(a1 + a2k)-1, a1 + a2k ≠ 0. Nếu −a0(a1 + a2k)-1 > 0 thì −a0(a1 + a2k)-1 là một tiệm cận đứng của hàm Ex[f(x,k)]. Vậy miền xác định của Ex[f(x,k)] là Ex[f(x, k)]: [0; −a0(a1 + a2k)-1) U (−a0(a1 + a2k)-1); +∞) → [0; +∞) (4) Từ hàm số (3) và điều kiện (4) có thể xây dựng hàm co giãn của FDI đối với sự thay đổi của chính sách tài khóa trong cả hai giai đoạn khủng hoảng và không khủng hoảng.
4. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu 4.1. Đo lường và mô tả biến nghiên cứu
Để đánh giá ảnh hưởng của chính sách tài khóa tới đầu tư trực tiếp nước ngoài chúng tôi sử phương pháp định lượng, các biến nghiên cứu gồm FDIt (% GDP), chính sách tài khóa (FPt) được đo bởi thu (R), chi tiêu (E) của Chính phủ (% GDP). Biến khủng hoảng (Cr) là biến nhị phân nhận hai giá trị 0 (trước năm 2008) và 1 (giai đoạn khủng hoảng 2008- 2014) (Vũ Quang Việt, 2009). Ngoại trừ biến Cr, các biến còn lại được thu thập theo năm trong giai đoạn 1990-2014 từ các nguồn Ngân hàng Thế giới (World Bank) và Ngân hàng Phát triển Châu Á (ADB).
Phân tích thống kê mô tả nhằm cung cấp những thông tin khái quát về bộ số liệu nghiên cứu. Kết
Bảng 1. Kết quả thống kê mô tả
FDI R E
Mean 6,3835 22,5520 25,1664
Median 6,1411 22,7000 23,5000 Maximum 12,2300 28,3000 38,3000 Minimum 2,7800 13,1000 14,2000 Std. Dev. 2,8129 3,8474 5,4217 Skewness 0,5028 -0,5625 0,7215 Kurtosis 2,1832 3,1443 3,3792 Jarque-Bera 1,7483 1,3402 2,3190 Probability 0,4172 0,5116 0,3136
Observations 25 25 25
FDI 1,0000 ---- ----
R 0,0437 1,0000 ----
E 0,3534 0,7333 1,0000
Nguồn: Tính từ phần mềm Eviews 8.0
quả thống kê Bảng 1 cho biết các biến nghiên cứu được thu thập trong khoảng thời gian 25 năm (1990- 2014). Giá trị độ lệch chuẩn (Std.Dev) cho thấy chi tiêu Chính phủ có biến động lớn hơn so với các biến còn lại, chỉ số độ nhọn của các phân phối (Kurtosis) có sự khác biệt nhưng không đáng kể, ngoại trừ biến FDI có độ nhọn lớn hơn hai biến còn lại. Chỉ số độ lệch (Skewness) của biến R mang giá trị âm điều này cho biết phân phối của chúng lệch về hướng bên trái, phân phối các biến còn lại đều lệch sang phải vì tất cả hệ số độ lệch của chúng đều lớn hơn không.
Mặt khác, kết quả cũng cho thấy thu và chi tiêu Chính phủ có tương quan khá mạnh (hệ số tương quan gần bằng 0,7333). Thống kê Jarque-Bera dùng để kiểm định các biến có phải phân phối chuẩn hay không. Giá trị xác suất (probability) của các biến đều lớn hơn 0,05. Chứng tỏ rằng tất cả các biến nghiên cứu có phân phối chuẩn.
4.2. Kiểm định tính dừng
Nelson và Plosser (1982) cho rằng hầu hết các chuỗi thời gian là không dừng tại bậc I(0), cho nên trước khi phân tích cần phải kiểm định xem chuỗi thời gian có dừng hay không. Tính dừng của chuỗi dữ liệu thời gian có ý nghĩa quyết định hiệu quả phương pháp ước lượng được sử dụng. Nếu chuỗi thời gian không dừng thì giả định của phương pháp OLS (Ordinary Least Square) không thỏa mãn. Theo đó, các kiểm định t hoặc kiểm định F không có hiệu lực (Chris Brooks, 2008).
Kiểm định thông dụng được sử dụng để xem xét tính dừng của chuỗi
thời gian là kiểm định nghiệm đơn vị (Unit root test) và được Augment Dickey-Fuller (ADF) giới thiệu lần đầu vào năm 1979 với mô hình như sau:
a. Mô hình 1: Không có xu thế
(5)
b. Mô hình 2: Có xu thế
(6)
Trong đó: ∆ là sai phân bậc nhất, εt là phần dư (thỏa tính chất nhiễu trắng- white noise) và T là biến xu thế. Giả thuyết kiểm định: H0: β = 0 và H1: β ≠ 0.
Nếu giả thuyết H0 được chấp nhận thì Yt có nghiệm đơn vị, kết luận chuỗi đang xem xét không dừng và ngược lại.
Kết quả trong bảng 2 cho biết, xét trên chuỗi ban đầu (chuỗi gốc), các biến không dừng trong cả hai trường hợp có xu thế và không có xu thế. Ngược lại, đối với chuỗi sai phân bậc 1, hầu hết các chuỗi dừng trong cả hai trường hợp không có xu thế và có xu thế.
4.3. Xác định bậc trễ thích hợp
Trong phân tích dữ liệu chuỗi thời gian, việc xác định bậc trễ phù hợp có ý nghĩa đặc biệt quan trọng.
Nếu bậc trễ quá dài thì các ước lượng sẽ không hiệu quả, ngược lại nếu quá ngắn thì phần dư của ước lượng không thỏa mãn tính nhiễu trắng làm sai lệch kết quả phân tích.
Căn cứ vào tiêu chuẩn: AIC(Akaike information criterion), SC(Schwart Bayesian criterion) và HQ (Hannan Quinn Information Criterion)cho thấy bậc trễ tối ưu được lựa chọn là bằng 1.
5. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
Kết quả xử lý thống kê của mô hình kinh tế lượng chia thành hai phần. Phần thứ nhất, ước lượng
p
t 0 t-i i t-i t
i=1
ÄY = á +âY + ñ ÄY + å
∑
p
t 0 t-i i t-i t
i=1
ÄY = á +âY + ñ ÄY + ãT + å
∑
Bảng 2. Kết quả kiểm định Augmented Dickey- Fuller (ADF)
Biến
Kiểm định ADF
Chuỗi ban đầu Chuỗi sai phân bậc 1 Không
có xu thế Có xu
thế Không
có xu thế Có xu thế FDI -1,6559 -1,6899 -4,4536** -4,3503**
R -2,5063 -2,1344 -4,1780** -4,4944**
E -2,1917 -3,4108 -5,2701** -5,0746**
Nguồn: Tính từ phần mềm Eviews 8.0, dấu (**) thống kê có ý nghĩa mức 5%
Bảng 3. Kết quả xác định bậc trễ thích hợp
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 -172,9510 NA 885,9140 15,30009 15,44819 15,33734 1 -147,9880 41,24324* 223,4265* 13,91200* 14,50443* 14,06099*
2 -143,1721 6,700397 337,6264 14,27583 15,31259 14,53657 Nguồn: Tính từ phần mềm Eviews 8.0, (*) tiêu chuẩn có bậc trễ tối ưu
mô hình (1) với biến chính sách tài khóa được đo bởi hai biến thu (R) và chi tiêu chính phủ (E). Tuy nhiên, theo kết quả Bảng 1 cho thấy E và R có tương quan khá mạnh và mô hình xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Do đó, việc ước lượng mô hình (1) được tiếp cận theo từng biến riêng biệt. Phần thứ hai, ước lượng hàm co giãn phản ánh biến động của FDI khi biến chính sách tài khóa thay đổi trong hai giai đoạn không khủng hoảng kinh tế và có khủng hoảng kinh tế xảy ra.
Kết quả Bảng 4 cho thấy biến tương tác Cr*Et và Cr*Rt có ý nghĩa thống kê mức 5%. Do đó, có thể khẳng định rằng chính sách tài khóa trong giai đoạn khủng hoảng kinh tế có ảnh hưởng tới nguồn vốn FDI. Hai biến thu và chi tiêu Chính phủ có tác động tiêu cực tới nguồn vốn FDI (biến Rt và Et có ý nghĩa thống kê mức 5%). Hơn nữa, lượng vốn FDI của năm trước cũng là một trong những nhân tố góp phần làm gia tăng dòng vốn này vào năm sau (FDIt-1 có ý nghĩa mức 5%). Theo lý thuyết, nếu tăng chi tiêu Chính phủ thì có thể thu hút đầu tư FDI tăng lên nhưng thực tế trong nghiên cứu này không cho kết quả như vậy. Điều này có thể lý giải là trong cơ cấu chi của Chính phủ chưa hợp lý, còn dàn trải nhiều khoản mục, chưa thật sự ưu tiên chi đầu tư phát triển cơ cở hạ tầng để thu hút FDI.
Kiểm định chẩn đoán của hai mô hình (Diagnostic test) cho thấy mô hình nghiên cứu không vi phạm giả định tự tương quan, phương sai thay đổi và phân phối chuẩn của phần dư. Mặt khác, kiểm định F của hai mô hình có ý nghĩa mức 5%, hệ số xác định tương ứng là R2=0,526199 và 0,492688 ngụ ý rằng mô hình nghiên cứu phù hợp với mẫu 52,6199% và 49,2688% biến động của dòng vốn FDI được giải Bảng 4. Kết quả ước lượng mô hình
Mô hình 1: FDIt = α0 + α1Et + α2Cr*Et + α3FDIt−1 + εt
Variables Coefficient Std. Error T-Statistic Prob.
C 6,459174 2,854233 2,263016 0,0349
Et -0,174125 0,080787 -2,15535 0,0222
Cr*Et 0,069414 0,034619 2,00502 0,0435
FDIt-1 0,629320 0,183209 3,434987 0,0026
Diagnostic test
R2 0,526199** 0,00159
Normality test 5,392293 0,06746
Serial correlation: LM test 0,643022 0,5374
Heteroscedasticity: ARCH 0,619042 0,4402
Mô hình 2: FDIt = β0 + β1Rt + β2Cr*Rt + β3FDIt−1 + γt
Variables Coefficient Std. Error T-Statistic Prob.
C -0,326445 3,162858 -0,103212 0,9188
Rt -0,116905 0,043322 -2,698476 0,0390
Cr*Rt 0,022159 0,010933 2,026799 0,0427
FDIt-1 0,655751 0,188033 3,487430 0,0023
Diagnostic test
R2 0,492688** 0,00306
Normality test 3,996046 0,1356
Serial correlation: LM test 0,745034 0,4888
Heteroscedasticity: ARCH 0,378846 0,5448
Nguồn: Kết quả từ Eviews 8.0, dấu (**) chỉ thống kê có ý nghĩa mức 5%
Bảng 5. Hàm co giãn của FDI đối với biến E
Giai đoạn khủng hoảng Giai đoạn không khủng hoảng Ex[f(x, k)]: [0; 100.035) U (100.053; +∞) Ex[f(x,k)]: [0; 60.168) U (60.168; +∞) Ex[f(x, k)]= |1 − 10.4766(10.4766 − 0.40471x)-1| Ex[f(x, k)]= |1 − 10.4766(10.4766 − 0.174125x)-1|
Ex[f(50.03)] = 1 Ex[f(30.08)] = 1
Nguồn: Tính toán dựa trên kết quả Bảng 4 và phương trình (3), (4)
thích bởi các biến độc lập.
Đồ thị trong Hình 2 cho thấy biến động của dòng vốn FDI đối với chi tiêu Chính phủ trong giai đoạn khủng hoảng kinh tế chậm hơn trong giai đoạn không có xảy ra khủng hoảng. Thời kỳ không khủng hoảng, nếu chi tiêu chính phủ vượt 30,08% GDP thì co giãn của FDI lớn hơn 1. Nghĩa là trong giai đoạn không khủng hoảng nếu chi tiêu chính phủ thay đổi
∆(x) đơn vị x ≥ 30,08 thì lượng vốn FDI thay đổi lớn hơn ∆(x) (đơn vị). Trái lại trong thời kỳ khủng hoảng thì con số này lên tới 50,03% GDP.
Tương tự đối với chi tiêu Chính phủ, đồ thị trong Hình 3 cũng cho thấy trong giai đoạn khủng hoảng kinh tế biến động của dòng vốn FDI đối với thu chính phủ chậm hơn so với giai đoạn không khủng hoảng. Thật vậy, nếu trong giai đoạn khủng hoảng thu chính phủ vượt quá 20,38% GDP thì co giãn của FDI sẽ lớn hơn 1. Nhưng trong thời kỳ không khủng hoảng thì tình huống này xảy ra khi thu của Chính phủ lớn 16,51% GDP. Nghĩa là trong giai đoạn không khủng hoảng nếu thu Chính phủ thay đổi
∆(x) đơn vị x ≥ 16,51 thì lượng vốn FDI thay đổi lớn hơn ∆(x) (đơn vị).
Vậy, phản ứng của vốn FDI với chính sách tài khóa trong thời kỳ khủng hoảng chậm hơn so với thời kỳ không khủng hoảng. Qua đó cũng cho thấy trong thời kỳ khủng hoảng tài chính xảy ra thì chính sách tài khóa vẫn chưa thật sự đủ mạnh, chưa phát huy hết hiệu quả trong việc thu hút dòng vốn FDI.
6. Kết luận
Kết quả phân tích tác động của chính sách tài khóa
đến đầu tư trực tiếp nước ngoài trong giai đoạn khủng hoảng cho thấy, khủng hoảng tài chính ảnh hưởng tiêu cực lên dòng vốn FDI và phản ứng của vốn FDI đối với chính sách tài khóa trong thời kỳ khủng hoảng chậm hơn so với thời kỳ không khủng hoảng. Kết luận này tương tự nghiên cứu của Hajkova et al. (2006). Từ kết quả nghiên cứu với kỳ vọng thu hút nguồn vốn FDI trong thời gian tới hiệu quả hơn chúng tôi gợi ý những chính sách sau:
Thứ nhất, từ kết quả xử lý mô hình 1 (Bảng 4) cho thấy hệ số biến Et âm, nghĩa là nếu gia tăng Et thì FDI sẽ giảm. Do đó trong bối cảnh khủng hoảng kinh tế xảy ra Chính phủ không nên khuyến khích áp dụng chính sách tài khóa mở rộng (tức giảm thuế và tăng chi tiêu) để thu hút FDI mà cần phải gián tiếp thông qua bằng những phương thức khác; tư vấn hỗ trợ pháp lý trong suốt hoạt động dự án, cung cấp các gói can thiệp để hỗ trợ những ngành hoặc thị trường như cơ sở hạ tầng, đào tạo nghề nâng cao chất lượng nguồn nhân lực, nâng cao năng suất lao động đặc biệt là chú trọng phát triển lực lượng lao động có kỹ năng.
Thứ hai, khủng hoảng tài chính gây ảnh hưởng tiêu cực tới dòng vốn FDI bởi sự bất ổn trong chính sách kinh tế vĩ mô. Do đó để thu hút FDI trong bối cảnh khủng hoảng Chính phủ cần tiếp tục cải thiện môi trường đầu tư bao gồm thể chế chính sách, chính sách pháp luật phải đồng bộ, rõ ràng có tính thực thi cao ở tất cả các cấp và cần phổ biến chính sách đường lối của Nhà nước đến các nhà đầu tư đảm bảo thông tin chính xác nhất với độ trễ nhỏ nhất.
Thứ ba, đối với chính sách tài khóa trong những Bảng 6. Hàm co giãn của FDI đối với biến R
Giai đoạn khủng hoảng Giai đoạn không khủng hoảng Ex[f(x, k)]: [0; 40.74) U (40.74; +∞) Ex[f(x,k)]: [0; 33.016) U (33.016; +∞) Ex[f(x, k)]= |1 − 3.8598(3.8598 − 0.0947x)-1| Ex[f(x, k)]= |1 − 3.8598(3.8598 − 0.116905x)-1|
Ex[f(20.38)] = 1 Ex[f(16.51)] = 1
Nguồn: Tính toán dựa trên kết quả Bảng 4 và phương trình (3), (4)
TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Adina Dornean, Dumitru- Cristian Oanea (2014). “The impact of financial policy on FDI in the context of crisis: Evidence from Central and Easterm European Countries”. Procedia Economics and Finance 15, pp. 407-413.
2. Asian Development Bank. “Key indicators for Asian and the Pacific”. Retrievied 10 February, 2015 from http://adb.org/publi- cations/series/key-indicators-for-asia-and-the-pacific.
3. Athukorala, P. C. (2003). “ Foreign direct investment in crisis and recovery: Lessson from the 1997- 1998 Asian crises”. Aus-
xem tiếp trang
69
tralian economic history review 43(2), pp. 197-213.
4. Bellak, C., Damijan, J., & Leibrecht, M. (2009). “Infrastructure endowment and corporate income taxes as determinants of foreign direct investment in Central and Eastern European countries”.The World Economy, 32, 267–290.
5. Clausing, K. A., & Dorobantu, C. L. (2005). “Re-entering Europe: Does European Union candidacy boost foreign direct invest- ment?”.Economics of Transition, 13,77–103.
6. Chris Brooks (2008). “Introductory Econometrics for Finance”. Second Edition, Cambridge University Press.
7. Chương trình hỗ trợ đối thoại chiến lược Việt Nam- EU ( 2014). “Tài chính phát triển cho Việt Nam: Đáp ứng các thách thức mới”.Việt Nam và phái đoàn Liên minh châu Âu tại Việt Nam và Bộ Kế hoạch và Đầu tư ấn hành.
8. Đỗ Thiên Anh Tuấn (2014).“Chính sách tài khóa”. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright.
9. Edgington, D. W., Hayter, R. (2001). “Japanese foreign direct investment and the Asian financial crisis”.Geoforum 32(1), pp.103-120.
10. Ezirim, C. B., Moughalu, M. I. (2006). “Exchange rate determination, foreign direct investment burden and external debt crisis in less developed countries: Negerian experiece”. International journal of business and economics perspectives 1(1), pp. 1-15.
11. Graham, E. M., Wada, E. (2000). “ Domestic reform, trade and investiment liberalization, financial crisis and foreign direct investment in to Mexico”. The world economy 23(6), pp. 777-797.
12. Goodspeed, T., Vazquez, J. M., & Zhang, L. (2006). Are other government policies more important than taxation in attracting FDI? Andrew young school of policy studies.Research Paper Series(working paper 28), pp. 56–63.
13. Hajkova, D. Nicoletti, G.Vartia, L.,Yoo, K. (2006). “Taxation, Business environment and FDI location in OECD countries”.
Working paper No 102, pp. 13-20.
14. Hui, T., Shang- Jin, W. (2009). “The composition matters: Capital flows and liquidity crush during a global economic crisis International Money Fund”. IMF working papers, No. 09, pp. 164-170.
15. IEO-IMF (2003). “Foreign direct invest in emerging market countries”. Report of working group of the capital markets consul- tative group (CMCG)
16. Le, M., Suruga, T. (2005). “Foreign direct investment, public expenditure and economic growth: empirical evidence for the period 1970-2001”. Applied economics letters, vol. 12, No 1, pp. 45-49.
17. Loungani, P., Razin, A. (2001). “How benifical is foreign direct investment for developing countries?”.Finance and development 38(2), pp. 6-9.
18. Morriset, J. and Pirnia, N. (1999). “How tax policy and incentives affect foreing direct investment”. A review, The world bank elibrary.
19. Milan Brahmbhatt and Otaviano Canuto (2012). “Fiscal Policy for Growth and Development”. Poverty reduction and eco- nomic management network (prem), World Bank.
20. Ngân Hàng Thế Giới (2014).“Báo cáo đánh giá khu vực tài chính Việt Nam”. Văn phòng phó chủ tịch phụ trách phát triển tài chính và tư nhân ấn hành.
21. Supriyo De (2012). “Fiscal Policy in India: Trends and Trajectory”. Applying Economy, 34 (7), p.877-884.
22. Sydsæter, K., and Hammond, P. (2008). “ Essential mathematics for economic analysis”. 3rd edition, Prentice– Hall, United Kingdom.
23. Tiebout, C., (1956). “A pure theory of local expenditures”. Journal of Political economy, vol. 64, No 05, pp.416-424.
24. Thangavule, S. M., Yong, Y. W, Chongvilaivan, A. (2009). “ FDI, growth and Asian financial crisis: the experience of selected Asian countries”. World economy 32(10), pp. 61-77.
25. UNCTAD (2008). “World Investment Prospects Survey: 2008-2010”. New York and Geneva: United Nations.
26. Urata, S (1999). “The east Asian economic crisis and japanese foreign direct investment in Asia”.ASEME regional economic’
work shop, Bali, Indonesia, September 15-17, pp.1-33.
27. Vũ Quang Việt (2009). “Viet Nam’s economic crisis policy follies and the role of state-owned conglomerates”. Southeast Asian Affairs.
28. World Bank. “Featured Indicators”. Retrievied 10 February, 2015 from http://data.worldbank.org/indicator.
SUMMARY
The impact of fiscal policy on foreign direct investment: evidence from Viet Nam in the context of crisis from 2008 to 2014
The objective ofthispaper istoanalyse the impact of fiscalpolicy on foreign direct investment, evidence from Viet Nam the context of crisis. Furthermore, thanks to the elasticity function, this study examines whether and to what extent the inflow of FDI response before andafter the occurence of a financial crisis. Using the quantitative method for time series, the results of study pinpoint that financial crisis is a negative factor for collecting FDI capital. The response of FDI capital to fiscal policy during crisis is slower thanthe period of non-crisis.
THÔNG TIN TÁC GIẢ Nguyễn Quyết, Thạc sỹ- NCS
Đơn vị công tác: Cao đẳng Tài chính Hải Quan
Lĩnh vực nghiên cứu chính: Toán xác suất thống kê và kinh tế phát triển
Tạp chí tiêu biểu đã có bài viết đăng tải: Tạp chí Khoa học Đại Hoc Mở TP.HCM, Tạp chí Kinh tế Hội nhập, Tạp chí Kinh tế Dự báo, Tạp chí Đại học Công nghiệp, Tạp chí Khoa học Môi trường, Tạp chí Đại học An Giang.
Email: nguyenquyetk16@gmail.com
21. Kilic, E., Lobo, G. J., Ranasinghe, T., & Sivaramakrishnan, K. (2013). The Impact of SFAS 133 on Income Smoothing by Banks through Loan Loss Provisions. The Accounting Review, 88(1), 233-260.
22. Laeven, L., & Majnoni, G. (2003). Loan loss provisioning and economic slowdowns: too much, too late? Journal of Financial Intermediation, 12(2), 178-197. doi: http://dx.doi.org/10.1016/S1042-9573(03)00016-0
23. Leuz, C., Nanda, D., & Wysocki, P. D. (2003). Earnings management and investor protection: an international comparison.
Journal of Financial Economics, 69(3), 505-527.
24. Leventis, S., & Dimitropoulos, P. (2012). The role of corporate governance in earnings management: experience from US banks.
Journal of Applied Accounting Research, 13(2), 161-177. doi: http://dx.doi.org/10.1108/09675421211254858
25. Nguyen Dinh Cung. (2008). Corporate governance in Vietnam: regulations, practices and problems. available at: www. sme-gtz.
org. vn/Download/Component% 20I/ENGLISH/1.% 20RESEARCH% 20AND% 20REPORTS/CORPORATE% 20GOVERNANCE%
20IN% 20VIETNAM. pdf (accessed April 27, 2012).
26. Nguyễn Thị Thu Hiền và Phạm Đình Tuấn. (2014). Factors Affecting the Loan Loss Provision in Vietnamese System of Commer- cial Banks. Journal of Economic Devopment (Tạp chí Phát triển Kinh tế), 222, October 2014, 18.
27. Tran Thi Thanh Tu, Nguyen Hong Son, & Pham Bao Khanh. (2014). Testing the Relationship between Corporate Governance and Bank Performance–An Empirical Study on Vietnamese Banks. Asian Social Science, 10(9), p213.
28. Yasuda, Y., Okuda, S. y., & Konishi, M. (2004). The Relationship Between Bank Risk and Earnings Management: Evidence from Japan. Review of Quantitative Finance and Accounting, 22(3), 233-248.
SUMMARY
A literiture review on earning smoothing in banking industry
This paper provides a literature review on earnings smoothing in banking industry. It discusses on concept of earning smoothing and introduces the model developed by Leuz et al. (2003) which is widely used to evaluate this activity.
Previous researches in banking industry, however, have rarely used this model. They focus mainly on earning smoothing through loan loss provion. But the results of these researches are conflicting, expecially for Asian countries. The paper also provides some directions for future research. Firsly, a review of the measures applied for loan loss provision and earnings before tax and provision can shed a new light in the earnings smoothing of Vietnamese banks. And modifying the model developed by Leuz et al. (2003) to apply for banking sector can help us achieve a deeper understanding of earning smoothing activities.
THÔNG TIN TÁC GIẢ Đào Nam Giang, Thạc sỹ
Nơi công tác: Khoa Kế toán- Kiểm toán, Học viện Ngân hàng
Lĩnh vực nghiên cứu chính: Kế toán- kiểm toán, IFRS/IAS, Chất lượng thông tin kế toán.
Tạp chí tiêu biểu đã có bài viết đăng tải: Tạp chí kế toán- Kiểm toán; Tạp chí Khoa học và Đào tạo Ngân hàng; Tạp chí Nghiên cứu khoa học kiểm toán; Tạp chí Ngân hàng
Email: namgiangriver@gmail.com/giangdn@hvnh.edu.vn
năm gần đây chưa tận dụng hết ưu thế tác động trực tiếp có trọng tâm mà phân bổ dàn trải manh mún và phối hợp thiếu đồng bộ.
Do đó, Nhà nước cần có chiến lược xây dựng và thực thi chính sách tài khóa một cách hợp lý, truyền thông một cách hiệu quả và minh bạch hơn nữa, hạn chế sử dụng các mệnh lệnh hành chính trong thi hành thay vào đó là phải dựa trên công cụ thị trường.
7. Hạn chế và hướng nghiên cứuTương tự như bất kỳ dự án
tiếp theo trang
13
nghiên cứu nào, nghiên cứu này vẫn còn tồn tại một số hạn chế nhất định và những nghiên cứu trong tương lai cần phải khắc phục.Thứ nhất, tính sẵn có của số liệu là một trở ngại đối với các nghiên cứu kinh tế Việt Nam bởi không có số liệu theo chuỗi thời gian đủ dài, tính đáng tin cậy và khả năng có thể tiếp cận trực tiếp được các số liệu đó. Trong nghiên cứu này, số lượng mẫu sử dụng trong phân tích đối với chuỗi thời gian chưa đủ lớn (n=25) dẫn đến kết quả nghiên cứu còn không ít quan ngại. Do vậy, cần có nghiên cứu với số lượng mẫu lớn hơn để một
lần nữa kiểm định kết quả được trình bày trong nghiên cứu này.
Thứ hai, trong mô hình nghiên cứu chỉ xem xét chính sách tài khóa ảnh hưởng đến dòng vốn FDI mà chưa đề cập tới những biến kiểm soát khác như độ mở thương mại, lạm phát, tỷ giá, ổn định chính trị... do đó, kết quả nghiên cứu có thể bị thiên lệch.
Vấn đề này đã gợi ra một hướng nghiên cứu nữa cho những nghiên cứu tiếp theo với kỳ vọng sẽ giải quyết chủ đề này đầy đủ và hoàn thiện hơn. ■
