Thu hút đầu tư trực tiếp nước ngoài từ hiệp hội các quốc gia Đông Nam Á vào các ngành dịch vụ tại Việt Nam trong bối cảnh triển khai cam kết hội nhập cộng đồng kinh tế ASEAN

ổn định và phát triển của thị trường. Hệ thống tài chính hoạt động như một đơn vị phân bổ nguồn lực và cung cấp thông tin, cũng như hỗ trợ giảm bớt các chi phí cho doanh nghiệp. Walsh và Yu (2010) đã tìm thấy tác động tích cực của phát triển tài chính đến FDI vào ngành dịch vụ. Tuy nhiên, nghiên cứu của Kaliappan và cộng sự (2015) lại không cho rằng yếu tố này có ảnh hưởng đến dòng vốn FDI trên. Biến này được kỳ vọng sẽ có tác động cùng chiều đến dòng vốn FDI vào ngành dịch vụ từ ASEAN vào Việt Nam.

TERTIARY – tỷ lệ người có trình độ giáo dục cao đẳng hoặc đại học/tổng số lao động tại nước nhận đầu tư được sử dụng để biểu thị trình độ lao động. Nhìn chung, các dự án đầu tư đòi hỏi thâm dụng vốn, tri thức và kỹ năng cần nguồn lao động có tay nghề cao nhằm đáp ứng với những thay đổi nhanh chóng về nhu cầu dịch vụ, cải tiến chất lượng cung cấp dịch vụ. Nhiều nghiên cứu chỉ ra trình độ lao động cao có tác động tích cực đến thu hút FDI vào ngành dịch vụ (như Yean và cộng sự (2018), Bhasin (2014), Ramasamy & Yeung (2010)). Tuy nhiên, nhiều nghiên cứu cũng chỉ ra trình độ lao động không có tác động đáng kể đến thu hút FDI ngành dịch vụ (như Walsh & Yu (2010), Yin và cộng sự (2010)). Nghiên cứu này sử dụng lao động có trình độ giáo dục cao đẳng hoặc đại học trên tổng lao động làm đại diện cho lực lượng lao động có kỹ năng và trình độ. Biến này được kỳ vọng sẽ có mối quan hệ tích cực với dòng vốn FDI vào ngành dịch vụ.

GROWTH – tăng trưởng GDP các năm được sử dụng để biểu thị tiềm năng thị trường. Tăng trưởng kinh tế nhanh chóng tạo ra gia tăng nhu cầu trong nước và cơ hội kinh doanh cho các doanh nghiệp nước ngoài. Vì FDI là một cam kết dài hạn, tiềm năng thị trường tương lai nhiều hứa hẹn tại các nước sở tại sẽ là một yếu tố quan trọng thu hút các MNEs đầu tư. Trong ngành dich vụ, Yin và cộng sự (2014) đã tìm thấy mối quan hệ tích cực giữa triển vọng tăng trưởng và mức độ sẵn sàng đầu tư của các doanh nghiệp nước ngoài. Trong nghiên cứu này, quy mô thị trường dự kiến có mỗi quan hệ cùng chiều với dòng vốn FDI vào ngành dịch vụ. Nên chỉ thêm 1 số nghiên cứu

OPEN – Mức độ mở cửa thương mại – thường được biểu thị bằng tỷ lệ thương mại xuất nhập khẩu trên tổng GDP. Hoạt động thương mại quốc tế thường được coi

là một chỉ số quan trọng đánh giá độ mở thị trường của một quốc gia. Một số lý thuyết cho rằng độ mở thương mại đóng vai trò tích cực đối với FDI định hướng xuất khẩu; trong khi đó, đối với FDI định hướng tìm kiếm thị trường, độ mở thương mại lại có tác động tiêu cực (Lauridsen 2002). Nói cách khác, tác động của độ mở thương mại đối với các loại hình đầu tư khác nhau là khác nhau. Trong ngành dịch vụ, đa số các nghiên cứu chỉ ra tác động tích cực của độ mở thương mại với FDI (Kolstad & Villanger (2004), Ramasamy & Yeung (2010), Abdul và cộng sự. (2018), Kafait (2018). Nghiên cứu của Yin và cộng sự (2018) lại chỉ ra tác động theo chiều ngược lại. Trong nghiên cứu này, mức độ mở cửa thị trường được kỳ vọng có mối quan hệ cùng chiều với dòng vốn FDI vào ngành dịch vụ.

INFRA – tỷ lệ người có điện thoại di động trên tổng dân số được sử dụng để đo lường cho biến cơ sở hạ tầng. Cơ sở hạ tầng cũng là một yếu tố phổ biến khi nghiên cứu về thu hút FDI. Một nền kinh tế có cơ sở hạ tầng hoàn thiện và phát triển được kỳ vọng sẽ thu hút được nhiều nhà đầu tư FDI vào ngành dịch vụ (Walsh & Yu (2010), (Ramasamy & Yeung (2010), Kaliappan và cộng sự (2015), Kafait (2018)... Do việc nắm bắt tất các các khía cạnh của cơ sở hạ tầng trong một biến để tính toán là tương đối khó khăn, cùng với đặc thù của ngành dịch vụ và sự sẵn có của dữ liệu, nghiên cứu này sử dụng tỷ lệ người có điện thoại di động trên tổng dân số để biểu thị cho sự phát triển của cơ sở hạ tầng tại nước sở tại. Cơ sở hạ tầng được kỳ vọng có mối quan hệ cùng chiều với dòng vốn FDI vào ngành dịch vụ.

PS – Chỉ số tổng hợp đo biến chất lượng thể chế - chính trị. Dunning (2000) đã chỉ ra các yếu tố thuộc về thể chế đang ngày càng khẳng định vai trò quan trọng trong quá trình hút đầu tư bởi các MNEs đang dần chuyển mục đích từ tìm kiếm thị trường và khai thác tài nguyên sang tính hiệu quả đầu tư ở các nước sở tại. Nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã chứng minh chất lượng thể chế có tác động đến FDI, tuy nhiên vẫn còn nhiều tranh luận về chiều hướng tác động của yếu tố thể chế này (Chiappini, 2014; Lucke & Eicher, 2015). Globerman & Shapiro (2002) cho rằng chất lượng thể chế đóng vai trò như yếu tố cản trở FDI đối với các nền kinh tế nhỏ nhưng lịa có tác dụng khuyến khích đối với các nhà đầu tư lớn. Trong nghiên cứu này, chất lượng thể chế được thể hiện qua chỉ số tổng hợp của the global economy

bao gồm chất lượng luật pháp, chỉ số tham nhũng, chuyển giao quyền lực của Chính phủ, ổn định chính trị....và được kỳ vọng có tác động ngược chiều đến FDI.

AEC – Biến giả AEC được sử dụng để đánh giá tác động của Hội nhập AEC đến FDI từ ASEAN đến FDI từ ASEAN vào các ngành dịch vụ Việt Nam – lấy mốc thời gian năm 2015. Biến này được kỳ vọng sẽ có tác động cùng chiều đến dòng vốn FDI này.

PHỤ LỤC 12: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH

Phụ lục 12.1: Thống kê mô tả các biến nghiên cứu

Variable

Obs	Mean	Std. Dev.		Min	Ma
FDI EXR OPEN FDIX GROWTH	109 109 109 109 109	5.99e+08 5191.976 76.81922 11.57975 4.621125	1.28e+09 6406.449 54.9291 5	.1		3000
TERTIARY INFRA	109
PS

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 247 trang tài liệu này.

Phụ lục 12.2: Bảng ma trận tương quan giữa các biến

Variable

Obs	Mean	Std. Dev.	Min	Max
FDI	109	5.99e+08	1.28e+09	30000	6.27e+09
EXR	109	5191.976	6406.449	.1742147	17235.2
OPEN	109	76.81922	54.92912	18.40752	228.9938
FDIX	109	-11.57975	5.916743	-31.54032	-2.32744
GROWTH	109	4.621125	2.988498	-2.508353	14.52564
TERTIARY	109	33.29332	13.49484	5.67855	52.74175
INFRA	109	109.289	39.0043	12.77406	186.1586
PS	109	.2350873	.028186	.1922474	.3563347
INF	109	-3.021865	3.337873	-24.99718	1.260506
AEC	109	.2568807	.4389311	0	1

Phụ lục 12.3: Kết quả hồi quy theo Pooles OLS

Source	SS	df	MS
Model	1.0633e+20	9	1.1814e+19
Residual	7.1281e+19	99	7.2001e+17
Total	1.7761e+20	108	1.6445e+18

Number of obs	=	109
F(9, 99)	=	16.41
Prob > F	=	0.0000
R-squared	=	0.5987
Adj R-squared	=	0.5622
Root MSE	=	8.5e+0

> 8

FDI

Coef.	Std. Err.	t	P>\|t\|	[95% Conf.	Interval]
EXR	85966.94	38835.64	2.21	0.029	8908.613	163025.3
OPEN	4218050	4572256	0.92	0.358	-4854297	1.33e+07
FDIX	5.83e+07	2.90e+07	2.01	0.047	788717.3	1.16e+08
GROWTH	4689483	3.46e+07	0.14	0.892	-6.40e+07	7.34e+07
TERTIARY	3.78e+07	1.03e+07	3.68	0.000	1.74e+07	5.82e+07
INFRA	288680.8	3539119	0.08	0.935	-6733699	7311061
PS	3.29e+09	4.01e+09	0.82	0.413	-4.66e+09	1.12e+10
INF	-9.32e+07	3.09e+07	-3.02	0.003	-1.54e+08	-3.19e+07
AEC	9.89e+08	1.94e+08	5.11	0.000	6.05e+08	1.37e+09
_cons	-2.12e+09	1.27e+09	-1.67	0.097	-4.63e+09	3.92e+08

Phụ lục 12.4: Kết quả hồi quy FEM cho dữ liệu

Fixed-effects (within)

regression	Number of obs			=	109
Group variable: firm					Number of groups			=	7
R-sq:	within	=	0.3355	Obs	per	group:	min	=	14
	between	=	0.0646				avg	=	15.6
	overall	=	0.0080				max	=	16
					F(9,93)	=			5.22
corr(u_i, Xb)		= -0.6267			Prob > F	=			0.0000

FDI

Coef.	Std. Err.		t P>\|t\|		[95% Conf.	Interval]
EXR	184424.9	72065.25		2.56 0.012		41317.57	327532.2
OPEN	-3.24e+07	1.18e+07		-2.75 0.007		-5.58e+07	-9020193
FDIX	1.05e+08	3.91e+07		2.68 0.009		2.70e+07	1.82e+08
GROWTH	-1.21e+07	3.70e+07		-0.33 0.745		-8.55e+07	6.14e+07
TERTIARY	9.07e+07	3.62e+07		2.50 0.014		1.88e+07	1.63e+08
INFRA	-2594932	3884196		-0.67 0.506		-1.03e+07	5118311
PS	5.23e+08	4.61e+09		0.11 0.910		-8.63e+09	9.67e+09
INF	-7.26e+07	3.27e+07		-2.22 0.029		-1.37e+08	-7704410
AEC	9.89e+08	1.89e+08		5.24 0.000		6.15e+08	1.36e+09
_cons	6.68e+07	1.73e+09		0.04 0.969		-3.37e+09	3.51e+09
sigma_u	1.405e+09
sigma_e	8.245e+08
rho	.74383808	(fraction	of	variance due	to	u_i)

F test that all u_i=0: F(6, 93) = 1.97 Prob > F = 0.0772

Phụ lục 12.5: Kết quả hồi quy REM cho dữ liệu

Random-effects GLS regression Number of obs = 109

Group variable: firm Number of groups = 7

R-sq:

		Obs	per	group:
within	=	0.2642			min	=	14
between	=	0.9875			avg	=	15.6
overall	=	0.5987			max	=	16

Wald chi2(9) = 147.68

corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000

FDI

Coef.	Std. Err.		z P>\|z\|		[95% Conf.	Interval]
EXR	85966.94	38835.64		2.21 0.027		9850.492	162083.4
OPEN	4218050	4572256		0.92 0.356		-4743407	1.32e+07
FDIX	5.83e+07	2.90e+07		2.01 0.044		1491219	1.15e+08
GROWTH	4689483	3.46e+07		0.14 0.892		-6.31e+07	7.25e+07
TERTIARY	3.78e+07	1.03e+07		3.68 0.000		1.77e+07	5.79e+07
INFRA	288680.8	3539119		0.08 0.935		-6647865	7225227
PS	3.29e+09	4.01e+09		0.82 0.411		-4.56e+09	1.12e+10
INF	-9.32e+07	3.09e+07		-3.02 0.003		-1.54e+08	-3.27e+07
AEC	9.89e+08	1.94e+08		5.11 0.000		6.10e+08	1.37e+09
_cons	-2.12e+09	1.27e+09		-1.67 0.094		-4.60e+09	3.62e+08
sigma_u	0
sigma_e	8.245e+08
rho	0	(fraction	of	variance due	to	u_i)

Phụ lục 12.6: Kiểm định рhương sаi sаi số thау đổi và hiện tượng tự tương quаn

Phụ lục 12.7: Kiểm định Hausman

Phụ lục 12.8: Kiểm định phương sai sai số thay đổi qua các thực thể trong REM

Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects

FDI[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t]

Estimated results:

Var sd = sqrt(Var)

FDI 1.64e+18 1.28e+09

e 6.80e+17 8.25e+08

u 0 0

Test: Var(u) = 0

chibar2(01) = 0.00

Prob > chibar2 = 1.0000

Phụ lục 12.9: Kiểm định tương quаn chuỗi trоng mô hình RЕM

Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation

F( 1, 6) = 17.301

Prob > F = 0.0059

PHỤ LỤC 13: CHÍNH SÁCH TỶ GIÁ CỦA VIỆT NAM QUA CÁC GIAI ĐOẠN

Giai đoạn

Cơ chế áp dụng

Đặc điểm chính sách tỷ giá

Trước năm 1989

Cơ chế nhiều tỷ giá

 Chính sách tỷ giá thị trường tự do tồn tại cùng với tỷ giá Nhà nước.

 Trong hệ thống tỷ giá tồn tại 3 tỷ giá chính thức.

1989-

1990

Ngân hàng Nhà nước neo tỷ giá tại biên độ đã được điều chỉnh

 Tỷ giá chính thức được quy định là (OER).

 OER được Ngân hàng Nhà nước điều chỉnh căn cứ trên các tín hiệu lạm phát, lãi suất, tỷ giá thị trường tự do và cán cân thanh toán.

 Tỷ giá giao dịch được thiết lập trong biên độ +/-5%.

 Giai đoạn này việc sử dụng ngoại tệ được kiểm soát vô cùng nghiêm ngặt.

1991-

1993

Neo tỷ giá trong biên độ

 Việc sử dụng ngoại tệ được kiểm soát chặt chẽ hơn bao giờ hết.

 Thành lập một quỹ dự trữ ngoại tệ góp phần ổn định tỷ giá.

 Thành lập hai sàn giao dịch ngoại tệ tại TP HCM và Hà Nội. Ngân hàng Nhà nước can thiệp sâu rộng hoạt động trên hai sàn.

 Tỷ giá ngân hàng thương mại dao động thấp hơn 0,5% so với mức mà tỷ giá chính thức đã quy định.

1994-

1996

Cơ chế tỷ giá neo cố định

 Thị trường ngoại hối liên ngân hàng được hình thành.

 Tỷ giá chính thức (OER) chính thức được hình thành căn cứ trên tỷ giá liên ngân hàng.

 Tỷ giá tại ngân hàng thương mại dao động trong biên độ +/-5%. Cuối năm 1996 biên độ tăng lên +/-1%.

 OER giữ mức 11.1000 VND/USD.

1997-

1998

Neo tỷ giá với biên độ được điều chỉnh

 Biên độ tỷ giá ở Ngân hàng thương mại so với OER nới rộng từ

+-1% – +-5%. Cuối năm 1997 tăng từ +-5%-+-10%. Sau đó năm 1998 lại được hạ xuống không quá 7%.

 Tháng 2/1998, OER được điều chỉnh lên 11.800 VND/USD và 12.998 VND/USD.

1999-

2000

Cơ chế tỷ giá cố định

 Biên độ tỷ giá giảm còn không quá 0,1% tại các Ngân hàng thương mại.

 OER điều chỉnh ổn định mức 14.000VND/USD.

2001-

2007

Cơ chế tỷ giá có điều chỉnh

 OER điều chỉnh từ 14.000VND/USD (Năm 2001) tăng lên

16.100 VND/USD (Năm 2007).

 Biên độ tỷ giá ở các ngân hàng thương mại tăng lên từ +-0,25% và +-0.5%.

2008 –

2013

Cơ chế tỷ giá được điều chỉnh

 OER được điều chỉnh từ mức 16.100 VND/USD tăng lên 16.500 VND/USD chạm đỉnh năm 2011 là 18.932 VND/USD.

 Biên độ tỷ giá được điều chỉnh từ +-0.75% lên +-2% và đến năm 2011 là +-3%.

2013

đến nay

Chính sách ổn định tỷ giá

 Tỷ giá vẫn duy trì ổn định ở mức +-0,5%.

 Dự trữ ngoại hối hơn 90 tỷ USD.

(Nguồn: Ngân hàng Nhà nước Việt Nam, 2021)

220

PHỤ LỤC 14: MỘT SỐ ĐIỀU CHỈNH TRONG LUẬT ĐẦU TƯ CỦA VIỆT NAM

Nội dung

Luật Đầu tư trực tiếp nước ngoài (sửa đổi năm 2000)

Luật Đầu tư (2005)

Luật Đầu tư (2014)

Luật Đầu tư (2020)

Phạm vi

điều chỉnh

Đầu tư trực tiếp nước

ngoài vào Việt Nam

Đầu tư trong và ngoài nước

Thủ tục đăng ký đầu tư

Xóa bỏ lệ phí đăng ký đầu tư

Ban hành danh sách các doanh nghiệp FDI được phép làm đăng ký kinh doanh mà không cần giấy phép đầu tư.

Quy mô vốn dưới 300 tỷ, thời gian 15 ngày;

Quy mô vốn lớn hơn 300 tỷ, thời gian là 30 ngày;

Không quá 45 ngày cho các trường hợp đặc biệt

Tách bạch giữa nội dung đăng ký dự án đầu tư là cấp theo Giấy chứng nhận đăng ký đầu tư. Sau khi được cấp Giấy chứng nhận đầu tư, DN sẽ đăng ký kinh doanh theo quy định của Luật DN điều chỉnh.

Dự án hoặc doanh nghiệp FDI góp vốn 51% vốn điều lệ mới phải xin Giấy chứng nhận đăng ký đầu tư. Thời gian cấp giấy chứng nhận là

15 ngày.

Dự án hoặc doanh nghiệp FDI góp vốn trên 50% vốn điều lệ mới phải xin Giấy chứng nhận đăng ký đầu tư.

Trước khi thành lập tổ chức kinh tế, NĐT nước ngoài phải có dự án đầu tư, thực hiện thủ tục cấp, điều chỉnh Giấy chứng nhận đăng ký đầu tư, trừ trường hợp thành lập doanh nghiệp nhỏ và vừa khởi nghiệp sáng tạo và quỹ đầu tư khởi nghiệp sáng tạo (mục c, Khoản 1, Điều 22)

Đối với dự án đầu tư nước ngoài không thuộc diện chấp thuận chủ trương đầu tư, nhà đầu tư sẽ được cấp Giấy chứng nhận đăng ký đầu tư nếu đáp ứng điều kiện tiếp cận thị trường. (Khoản 2, Điều 38)

Hình thức đầu tư FDI được phép

-Hợp đồng hợp tác kinh doanh;

-100% vốn nước ngoài;

-Liên doanh;

-Hợp đồng hợp tác kinh doanh;

-100% vốn nước ngoài;

-Liên doanh;

-BOT, BTO, BT;

-M&A

-Công ty Cổ phần;

-Các hình thức khác

-Hợp đồng hợp tác kinh doanh;

-100% vốn nước ngoài

-Đầu tư góp vốn

-M&A

-Mua cổ phần

-Hình thức hợp tác công tư PPP

-Các hình thức khác

-Hợp đồng hợp tác kinh doanh;

-100% vốn nước ngoài

-Đầu tư góp vốn

-M&A

-Mua cổ phần

-Hình thức hợp tác công tư PPP

-Các hình thức khác

(Nguồn: Tổng hợp của Cao Phương Thảo, 2020 và tác giả)

Xem tất cả 247 trang.

Ngày đăng: 15/12/2023