Tỷ giá và chiến lược vốn FDI của các công ty đa quốc gia

Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011)
586–603

Contents lists available at ScienceDirect

Pacific-Basin Finance
Journal

Tỷ giá và chiến lược vốn FDI của các công ty đa
quốc gia
Bong-Soo Lee

*, Byung S. Min b

a,

a

Department of Finance, College of Business, Florida State University, 311 Rovetta Business Building, Tallahassee, FL
32306, USA
b
Griffith Business School, Department of International Business and Asian Studies, Griffith University, Nathan
Campus, Qld 4111, Australia

Thông tin bài viết

Tóm tắt

Article history:
Received 17 March 2010
Accepted 31 May 2011

Available online 12 June 2011

Chúng tôi kiểm tra vai trò của tỷ giá và bất ổn của tỷ giá
ảnh hưởng đến quyết định đầu tư của các công ty đa quốc
gia, thông qua sử dụng số liệu của Hàn quốc. Các dữ liệu
này mang lại kết quả thực nghiệm phù hợp với thực tế khi
nền kinh tế Hàn quốc đã trải qua các cuộc khủng hoảng
tài chính vào cuối những năm 90. Kết quả cho thấy hành
vi của các nhà đầu tư nước ngoài ở Hàn quốc đã thay đổi
sau cuộc khủng hoảng năm 1997. FDI thay đổi mạnh mẽ,
trước bất ổn tỷ giá kể cả trong mô hình kiểm chứng, trong
khi tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng chưa nhất quán. Thứ hai,
hiệu ứng ảnh hưởng của bất ổn tỷ giá có tính chất dai
dẳng, trong khi ảnh hưởng của tỷ giá chỉ là tạm thời, điều
đó có nghĩa là các công ty đa quốc gia xem bất ổn tỷ giá
đóng vai trò quyết định trong việc đầu tư hơn là sự biến
động của tỷ giá. Thứ ba, có các bằng chứng mạnh mẽ về
mối quan hệ phi tuyến tính giữa sự bất định tỷ giá và FDI,
có thể giải thích rõ lý do tại sao các nghiên cứu hiện lại chỉ
ra các kết quả trong mối quan hệ giữa tỷ giá và FDI

JEL classification:
O5
3
F2
1
F2
3
Từ khóa:
Tỷ giá hối đoái

Khủng hoảng tài
chính
Đầu tư nước ngoài (FDI)
Công ty đa quốc gia (MNEs)
Hàn Quốc

© 2011 Elsevier B.V. All rights
reserved.

1.

Giới thiệu
Các nghiên cứu trước đây cho thấy sự đầu tư của các công ty đa quốc gia ra nước ngoài bị
ảnh hưởng bởi sự thay đổi và bất ổn của tỷ giá. Tuy nhiên, vai trò của tỷ giá và sự bất ổn của tỷ
giá trong quyết định đầu tư FDI vẫn còn nhiều tranh cãi. Trong bài này, chúng tôi kiểm tra lại
vai trò của tỷ giá và sự bất ổn của tỷ giá trong quyết định đầu t ư FDI, sử dụng dữ liệu FDI của
Hàn quốc.
Hàn quốc đã trải qua cuộc khủng hoảng kinh tế nghiêm trọng vào năm 1997 trong cuộc
khủng hoảng chung của châu Á, dẫn đến sự mất giá của đồng tiền so với các loại ngoại tệ khác
cũng như dẫn đến sự gia tăng đáng kể trong độ bất ổn tỷ giá. Được IMF tư vấn, Hàn quốc đã
chuyển sang hệ thống tỷ giá hối đoái thả nổi và loại bỏ hầu như các rào cản về đầu tư nước
ngoài. Sau cuộc khủng hoảng, tầm quan trọng của FDI đã tăng lên đáng kể. Dòng FDI đã tăng
từ 997.7 triệu USD (439.4 dự án) hàng năm trước khủng hoảng (1981 – 1996) lên 10.9 tỉ USD
(2.687 dự án) hàng năm sau khủng hoảng (1997-2006). Tỉ lệ của dòng FDI trong GDP vào
1998 tăng từ 0.3 % trước khủng hoảng lên 3.4% sau khủng hoảng. Do vậy bài học từ Hàn quốc


đã mang lại kết quả thực nghiệm phù hợp thực tế cho việc kiểm tra lại vai trò của tỷ giá và độ
bất ổn tỷ giá đến dòng thay đổi FDI trước và sau khủng hoảng tài chính.
* Corresponding author. Tel.: + 1 850 644 4713.

E-mail addresses: (B.-S. Lee), b.min@griffith.edu.au (B.S. Min).


B.-S. Lee, B.S. Min / Pacific-Basin Finance Journal 19

(2011) 586–603

587

Các nghiên cứu hiện tại về tỉ giá và FDI chủ yếu tập trung vào đầu tư của Nhật Bản và các
công ty đa quốc gia của Mỹ ở Mỹ và châu Âu, sử dụng tỷ giá hoặc bất ổn của tỷ giá. Tuy nhiên,
các nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm về dòng FDI cho thấy có mối quan hệ giữa sự bất ổn
tỷ giá và FDI (Blonigen 1997). Ba đề tài của Froot và Stein (1991), Kogut và Chang (1996) và
Blonigen (1997) phân tích FDI của Nhật Bản ở Mỹ trong những năm 80. Cả Froot và Stein
(1991) và Blonigen (1997) phân tích vai trò của tỷ giá thật, sử dụng dữ liệu tổng hợp ( Froot
và Stein ), trong khi các tác giả sau sử dụng dữ liệu ngành. Kogut và Chang (1996) phân tích
đầu tư của các công ty điện tử Nhật Bản vào Mỹ.
Các kết quả dự đoán của Caves (1989), Swenson (1994) và Klein và các đồng nghiệp
(1994) ủng hộ giả thuyết các dòng FDI được tạo ra bởi sự mất giá của đồng tiền trong nền
kinh tế chính, trong khi các nghiên cứu của Ray (1989) và Healy và Palepu (1993) không ủng
hộ cho giả thuyết này. Cushman (1985, 1988), Goldberg và Kolstad (1995) và Zhang (2004)
ủng hộ lý thuyết sự bất ổn tỷ giá kích thích FDI của Mỹ ở nước ngoài. Ngược lại, Galgau và
Sekkat (2004) cho rằng sự bất ổn tỷ giá của châu Âu có tác động cản trở FDI.
Các nghiên cứu hiện tại vốn FDI của Hàn quốc tập trung vào các yếu tố quyết định truyền
thống như thương mại (Min, 2006; Lee, 1994) và các cuộc đình công liên quan đến tiền lương
(Tcha, 1998). Aguiar và Gopinath (2005) và Pulvino (1998) phân tích dòng FDI ở các quốc gia
châu Á sau cuộc khủng hoảng nhưng tập trung chủ yếu vào hiệu ứng của các vụ thâu tóm mà
không xem xét bất ổn của tỷ giá.
Không giống với các nghiên cứu trước đây, chúng tôi tập trung vào hiệu ứng của cả sự thay
đổi và bất ổn của tỷ giá lên dòng FDI từ các nền kinh tế phát triển tới các nền kinh tế mở nhỏ,

chú ý tới tác động của khủng hoảng tài chính 1997 và sử dụng các phân tích dữ liệu bảng mở
rộng. Đưa ra các bằng chứng tổng hợp trong các nghiên cứu trước đây, chúng tôi nỗ lực tìm ra
các bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa FDI và các biến tỷ giá.
Trong khi hiệu ứng của bất ổn tỷ giá lên quyết định đầu tư của công ty đa quốc gia đã được
tìm ra, bài nghiên cứu này khác với các bài nghiên cứu trước đó ở 3 quan điểm sau. Đầu tiên,
sự bất ổn tỷ giá mà chúng tôi tìm hiểu trong bài nghiên cứu này không phải đ ược gây ra trực
tiếp bởi các chính sách hay các rào cản thương mại1. Hầu hết các nghiên cứu hiện nay giả định
rằng tỷ giá đóng vai trò là cung tiền giữa các nước đầu tư và được đầu tư (Aizenman, 1992;
Devereux & Engel, 2001; Goldberg & Kolstad, 1995; Russ, 2007). Giả định này cho phép các
nhà nghiên cứu tìm hiểu về các hiệu ứng thứ cấp bao gồm các nhu cầu được tạo ra từ sự thay
đổi trong cung tiền, ngược lại sự đột phá trong bài nghiên cứu này chủ yếu là từ niềm tin của
các nhà đầu tư nước ngoài sau cuộc khủng hoảng tài chính khu vực Châu Á. Kawai (2000), cho
rằng nguyên nhân của cuộc khung hoảng tài chính Châu Á là do dòng vốn ra và vào trong khu
vực2. Do đó, bài nghiên cứu của chúng tôi tập trung vào tác động sơ cấp hơn là hiệu ứng thứ
cấp (nhu cầu tiêu dùng) và do đó không có sự thiên vị liên quan đến ước lượng biến nội sinh.
Thứ 2, các nghiên cứu hiện nay liên quan giữa tỷ giá và FDI chủ yếu là ở Mỹ. Bài nghiên
cứu của chúng tôi kiểm định các vấn đề của nền kinh tế nhỏ. Các nghiên cứu lý thuyết về FDI
ở các nền kinh tế mới nổi dường như tập trung vào sự hội nhập dựa vào cơ chế quốc tế hóa
hay là tác động của FDI lên nền kinh tế của quốc gia đi đầu tư (e.g., Braconier et al., 2005;
Enright, 2009; Aybar and Aysun, 2009).
Thứ 3, chúng tôi kiểm tra tác động của sự bất ổn tỷ giá lên quyết định đầu t ư của các công
ty đa quốc gia bằng cách so sánh giữa 2 mẫu phụ: trước (hệ thống tỷ giá cố định) và sau
khủng hoảng tài chính (hệ thống tỷ giá thả nổi). Dựa vào các bằng chứng từ sự thay đổi cấu
trúc trong năm 1997, chúng tôi sử dụng 2 mô hình thực nghiệm để xác định sự thay đổi mang
tính cấu trúc: một mô hình 2 nhóm dữ liệu và một mô hình có biến giả biến khủng hoảng.
Chúng tôi sử dụng 2 cách đo lường FDI: giá trị FDI và tỷ trọng FDI trong GDP. Đối với sự bất ổn
tỷ giá, chúng tôi sử dụng dữ liệu đã được quan sát (thay đổi độ lệch chuẩn trung bình) và dự
đoán dựa vào mô hình GARCH.
Chúng tôi tìm ra rằng, hành vi của các nhà đầu tư nước ngoài ở Hàn Quốc đã thay đổi sau
cuộc khủng hoảng tài chính 1997. Mặc dù các biến tỷ giá (cả sự bất ổn và mức độ) có tác động

đáng kể lên FDI trước cuộc khủng hoảng, chỉ có tác động của sự bất ổn tỷ giá không ngừng
tăng lên. Điều này đúng với các lý thuyết được phát triển dựa trên thực tế gần đây cho rằng
các công ty đa quốc gia xem xét giá trị định hướng bất định trước khi ra quyết định.

1

Tham khảo Mundell (1957), Goldberg and Kolstad (1995), and Cushman (1985) về sự bất ổn tỷ giá liên quan
đến các rào cản thương mại trên thực tế.


2

Sự hồi phục mức tăng trưởng GDP của nền kinh tế cũng hỗ trợ lập luận rằng cuộc khủng hoảng năm 1997 phần lớn là
từ tác động bên ngoài đối với Hàn Quốc.


588

B.-S. Lee, B.S. Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603

Hơn nữa, chúng tôi cũng tìm thấy rằng thời gian ảnh hưởng của bất ổn tỷ giá và mức độ tỷ giá
lên FDI là khác nhau trong đó ảnh hưởng của bất ổn tỷ giá lên FDI là lâu dài, trong khi sự sai
lệch của mức độ tỷ giá chỉ là tạm thời. Không giống với các lý thuyết hiện nay, chúng tôi đã
tìm thấy các bằng chứng mối quan hệ phi tuyến giữa đầu tư và độ bất định. Phát hiện này
đúng với các lý thuyết đầu tư được phát triển gần đây và có thể giải thích được lý do tại sao các
nghiên cứu lý thuyết hiện nay cho kết quả tổng hợp về mối quan hệ về các biến tỷ giá và FDI.
Bài nghiên cứu được trình bày như sau. Phần 2 chúng tôi xem xét lại các nghiên cứu trước
đây. Phần 3 chúng tôi trình bày các mô hình thực nghiệm nghiên cứu về các thay đổi cấu trúc
tiềm năng. Phần 4 chúng tôi mô tả dữ liệu và nguồn gốc của dữ liệu. Phần 5 trình bày và thảo
luận các kết quả thực nghiệm. Phần 6 là phần kết luận.

2.

Các giả thuyết thực nghiệm

2.1

Bất ổn tỷ giá và FDI

Các dự đoán mang tính lý thuyết về các hiệu ứng của sự bất ổn tỷ giá lên dòng FDI là khác
nhau. Dixit và Pindyck (1994,1995), Pindyck (1998), Campa (1993) và Rivoli và Salorio ( 1996 )
tranh luận rằng sự thay đổi về giá trị của các quyền chọn thực, bắt nguồn từ sự bất định bất
ngờ trong kinh doanh của thị trường tài chính là nguồn gốc của FDI. Từ lý thuyết này có thể
suy ra các công ty đa quốc gia có thể không thực hiện FDI nếu sự bất định về tỷ giá tăng lên.
Sự bất ổn tỷ giá dẫn đến sự bất định về tỷ suất sinh lợi, do đó làm tăng giá trị của FDI giữ lại.
Các tranh cải dựa vào lý thuyết này vẫn có giá trị, thậm chí đối với các công ty đa quốc gia
không sợ rủi ro, bởi vì chi phí chìm là nhân tố chính trong việc lựa chọn giá trị của các quyết
định đầu tư.
Ngược lại, Devereux and Engel (2001) cho rằng FDI có thể được tạo ra bởi tỷ giá hối đoái thả
nổi hơn là tỷ giá hối đoái cố định, cụ thể là khi các công ty định giá đầu t ư bằng đồng nội tệ 3.
Điều này đúng với thực tế là chế độ tỷ giá thả nổi nói chung kích thích sự sản xuất, bao gồm
các chi nhánh của các công ty đa quốc gia. Itagaki (1981) chỉ ra rằng sự bất ổn của tỷ giá hối
đoái tăng lên có thể tạo động lực cho các công ty đa quốc gia đầu tư ra nước ngoài như là một
cách để đầu cơ (Theo giá trị tài sản và dòng lợi nhuận từ nước ngoài), ngược lại với bán khống
(Giá trị tài sản nội địa so với nợ nước ngoài) trên bảng cân đối kế toán của họ. Goldberg and
Kolstad (1995) cho rằng sự bất ổn tỷ giá có thể làm tăng mức quan ngại khả năng sản xuất
của các công ty đa quốc gia ở nước ngoài nếu chi phí sản xuất tương quan tích cực với doanh
thu ở thị trường nước ngoài.
Mặc khác, Aizenman and Marion (2004) cho rằng phản ứng của các công ty đa quốc gia đối
với sự bất ổn tỷ giá sẽ khác nhau, trong khi mô hình Russ's (2007) cho rằng phản ứng của các

công ty đa quốc gia đối với bất ổn tỷ giá khác nhau tùy thuộc vào bất ổn này xuất phát từ các
cú sốc của nước đi đầu tư hay là nước được đầu tư.
Như đã thảo luận ở trên, các dự đoán về hiệu ứng của bất ổn tỷ giá lên FDI khác nhau tùy
thuộc vào các giả thuyết. Hiệu ứng này là ngược chiều theo lý thuyết của Dixit-Pindyck và giả
thuyết cấu trúc sản xuất không linh hoạt của Aizenman's (1992). Ngược lại, giả thuyết của
Devereux and Engel's (2001) và Itagaki (1981) là cùng chiều. Tỷ lệ năng lực sản xuất ở nước
ngoài sẽ bị ảnh hưởng đáng kể bởi sự biến động nếu lý thuyết hành vi của các nhà đầu nước
ngoài theo Goldberg and Kolstad's (1995) vẫn còn giá trị.
Trong khi các tranh luận về mối quan hệ của bất ổn tỷ giá và FDI là một mối quan hệ tuyến
tính, các nghiên cứu gần đây đã chỉ ra một mối quan hệ phi tuyến tính. Sarkar (2000) cho thấy
khả năng về mối quan hệ phi tuyến tính trong việc đầu tư sử dụng mô hình thu nhập ngẫu
nhiên, mặc dù ông ta không xem xét hiệu ứng của tỷ giá. Tuy nhiên, Jeanneret (2007) đã đưa ra
mối quan hệ phi tuyến tính hình chữ U xem xét hiệu ứng của cả sự bất ổn tỷ giá và trạng thái
tiền tệ của quyền chọn dự án. Darby et al. (1999) cũng kiểm tra mối quan hệ phi tuyến tính,
tranh luận rằng sự biến động tăng lên sẽ làm tăng hoặc giảm đầu tư tùy thuộc vào cường độ
của sự biến động giá trị của dự án và chi phí cơ hội.
Ngoài sự thay đổi về mức độ của tỷ giá hối đoái, sự biến động của đồng Won so với các
đồng tiền chủ chốt tăng lên sau cuộc khủng hoảng vì sau cuộc khủng hoảng chính phủ Hàn
Quốc chấp nhận hệ thống tỷ giá hối đoái thả nổi vào cuối năm 1997. Ví dụ, biến động trung
bình của đồng Won so với đồng USD sau cuộc khủng hoảng cao hơn 5 lần so với trước khủng
hoảng (xem bảng 1). Giả định rằng tỷ giá hối đoái được quyết định bởi tính chẵn lẻ của tỷ suất
sinh lợi, sự biến động tăng lên ở Hàn Quốc sau cuộc khủng hoảng đã cung cấp cho chúng ta
những cơ sở thích hợp để tìm hiểu về mối quan hệ giữa sự bất ổn tỷ giá và FDI.


3

Quyết định đầu tư của các MNE dựa trên dòng tiền 'nhận thức' trong tiền tệ của họ (tức là nguồn tiền tệ của quốc gia)
được tạo ra bởi các khoản đầu tư nước ngoài. Tuy nhiên, biểu hiện của tỷ giá song phương trong các nghiên cứu thực
nghiệm khác nhau tùy thuộc vào tác giả. Chẳng hạn, Campa (1993) đo tỷ giá bằng cách sử dụng báo giá gián tiếp

(nghĩa là số lượng) đối với các nhà đầu tư, trong khi Goldberg và Kolstad (1995) sử dụng báo giá trực tiếp (tức là báo
giá). Chúng tôi theo Goldberg et al.


B.-S. Lee, B.S. Min / Pacific-Basin Finance Journal 19

2.2

(2011) 586–603

589

Mức tỷ giá và FDI

Nếu thế giới không có các rào cản thương mại và sự thay đổi tỷ giá chỉ phản ánh sự khác
biệt về giá cả giữa các nước, thì lý thuyết ngang giá sức mua sẽ tồn tại và tỷ giá hầu như
không có ảnh hưởng đến quyết định đầu tư của các công ty đa quốc gia. Có 1 bằng chứng thực
nghiệm cho thấy rằng lý thuyết ngang giá sức mua thường không đúng (Taylor và Taylor, 2004,
và các tài liệu tham khảo). Kết quả là sự biến động tỷ giá có thể là một nhân tố quyết định
trong các quyết định đầu tư nước ngoài. Sự thay đổi trong các mức tỷ giá có thể ảnh hưởng đến
quyết định đầu tư của các công ty ở 2 khía cạnh. Thứ nhất, tỷ giá ảnh h ưởng đến thu nhập của
các công ty khi lợi nhuận được quy đổi theo đồng nội tệ. Thứ hai, nó cũng có thể ảnh hưởng
đến nhu cầu của các công ty so với các đối thủ để có được tài sản bằng đồng nội tệ.
Froot and Stein (1991) được mở rộng bởi Klein et al. (2002), tập trung vào vai trò của tỷ giá
và các tranh luận hiệu ứng. Mô hình của họ đáng chú ý là phản ánh sự dịch chuyển của các
dòng vốn quốc tế đối với sự thay đổi trong thu nhập được tạo ra bởi sự bất ổn tỷ giá. Việc đánh
giá tỷ giá đã làm cho các công ty trong nước tích cực mua tài sản ở nước ngoài. Nếu thị trường
vốn không được tích hợp hoàn hảo thì kinh doanh chênh lệch giá không được cho phép, đều
này sẽ làm tăng khả năng mua sắm tài sản của các công ty trong nước có đồng tiền mất giá.
Tương tự như vậy Kogut and Chang (1996) đưa ra lập luận sự thay đổi của tỷ giá là một nhân tố

quan trọng của FDI. Phân tích sự đầu tư vào Mỹ của các công ty điện tử của Nhật vào những
năm 1970 và 1980, họ tranh luận rằng hiệu ứng của sự thay đổi tỷ giá sẽ đ ược tăng lên nếu
các công ty đa quốc gia có khả năng nghiên cứu và phát triển cùng với lịch sử đầu t ư trước đó
ở thị trường nội địa.
Krugman (1998), được mở rộng bởi Aguiar and Gopinath (2005) đã đưa 1 mô hình để giải
thích việc bán tống bán tháo dòng FDI ở các thị trường mới nổi. Mô hình này cho rằng các công
ty bị giới hạn buộc phải bán tài sản ở một mức giá được chiết khấu cho các nhà đầu tư từ các
nước có thu nhập cao, nhà đầu tư có rất nhiều tiền. Một suy luận quan trọng của tranh luận
này đó là độ lệch bất ngờ khỏi mức cân bằng dài hạn của tỷ giá sẽ làm giảm khả năng trì hoãn
sự đầu tư, cũng giống như suy luận của các lựa chọn thực dựa vào giả thuyết FDI (Dixit and
Pindyck, 1994)
Bảng 1
Bất ổn tỷ giá của đồng Won so với các đồng tiền chính trước và sau cuộc khủng hoảng năm 1997.
US
(dollar)
Before
crisis
After crisis

11.46
(7.6)
53.57
(57.9)

Canad
a
(dollar
11.55
(4.1)
42.50

(41.4)

Japa
n
(yen
0.26
(0.2
)
0.46

Singapor
e
(dollar)
9.94
(5.8)
26.84
(31.1)

German
y
(mark)
18.99
(9.2)
33.01
(27.3)

UK
(pound)
62.18
(34.1)

92.80
(93.4)

Franc
e
(franc
5.95
(2.6)
9.80
(8.3)

Swiss
(franc
)
25.94
(12.4
)
40.98

(0.4
(37.4
)
)
Ghi chú: Các con số là giá trị trung bình của tỷ giá hối đoái danh nghĩa sử dụng số liệu hàng tháng cho trước (19811996) và sau cuộc khủng hoảng (1997-2006). Số trong ngoặc đơn là độ lệch chuẩn.


590

B.-S. Lee, B.S. Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603

Bảng 2
Sự thay đổi tỷ giá hối đoái của đồng Won Hàn Quốc so với các đồng tiền chính trước và sau cuộc khủng hoảng
năm 1997.
US
(dollar)
Nominal
Before
exchange rate crisis
After
crisis
Real exchange
Before
rate
crisis
After
crisis

776.0
(60.5)
1152.0
(144.
4)
911.1

Canad
a
(dollar
609.5
(27.9)
824.1

(70.2)
731.5
(90.9)
725.9
(50.4)

Japa
n
(yen
5.33
(1.7
)
9.85

Singapor
e
(dollar)
422.5
(77.8)
682.5
(66.6)
520.9
(40.6)
564.6
(80.9)

German
y
(mark)
411.5

(91.7)
639.7
(80.8)
495.6
(60.3)
548.6
(66.9)

UK
(pound)
1245.7
(87.73)
1890.6
(208.2)
1336.3
(117.7)
1739.8
(179.8)

Franc
e
(franc
127.0
(20.3
)
190.7

Swiss
(franc
)

486.2
(107.
3)
804.3

(1.1
(24.2
(100.
)
)
2)
6.73
152.4
569.2
(116.
(1.3
(17.6
(81.0)
7)
)
)163.1
1051.9
7.78
657.6
(27.9)
(1.2
(20.2
(77.6)
)
)

Ghi chú: Cả tỷ giá hối đoái danh nghĩa và thực đều là giá trị trung bình cho trước (1981-1996) và sau cuộc khủng
hoảng (1997-2006). Con số ở trong ngoặc là độ lệch chuẩn. Đo lường tỷ giá thực tế dựa trên CPI.

Bảng 2 cho thấy tỷ giá của đồng Won Hàn Quốc so với các đồng tiền chủ chốt đã tăng lên.
Ví dụ, tỷ giá của đồng Won so với đồng USD đã tăng sau khủng hoảng và giá trị của đồng Won
giảm khoảng 46% vào đầu tháng 3/1998 so với năm 1996.
So với các thị trường vốn không hoàn hảo, được chỉ định bởi de Jong and de Roon (2005), sự
mất giá của đồng Won so với các đồng tiền chủ chốt sẽ hấp dẫn các nhà đầu t ư nước ngoài ở
Hàn Quốc. Chúng ta đặt giả thuyết là hiệu ứng của sự thay đổi tỷ giá đối với FDI là cùng chiều,
nhưng nguyên nhân thật sự có thể khác trước và sau khủng hoảng, nếu cuộc khủng hoảng là
không dự đoán được, hệ số của tỷ giá trước khủng hoảng là tương quan dương và điều này sẽ
được dẫn dắt bởi thu nhập của các công ty đa quốc gia được quy đổi từ đồng ngoại tệ. Nếu giả
thuyết của Froot and Stein's (1991) kết hợp với Krugman's (1998) là tồn tại, hệ số của tỷ giá
được đo lường bởi số tiền của nước đi đầu tư trên số tiền của nước được đầu tư là một tín hiệu
tích cực sau khủng hoảng.

3.

Các mô hình thực nghiệm

Phân tích dữ liệu bảng có lợi ích khi thu được tham số ước lượng đáng tin cậy trong
trường hợp không quan sát được các biến hiện diện và thiếu vắng biến công cụ tốt. Ngược
lại với các ước tính hiện tại dựa vào dữ liệu chéo hoặc dữ liệu chuỗi thời gian, chúng ta
không thể quan sát ảnh hưởng theo thời gian hoặc theo quốc gia hoặc các hành vi không
đồng nhất cảu các nhà đầu tư nước ngoài có thể ảnh hưởng đến các dòng FDI. Như vậy,
chúng tôi sử dụng một mô hình dữ liệu bảng bao gồm các ảnh hưởng không quan sát được
(Chamberlain, 1984; Wooldridge, 2002) cho phân tích của chúng tôi4:
’

FDI to Koreait =

x β + γEXRATE
it
it

+ξ ;

it

ξit = υi + εit ;
(1)
i là đất nước đi đầu tư và t là thời gian. Tác động không quan sát được υi trong phần dư hỗn
hợp ξit là hiệu ứng cố định cá nhân, và biến ngẫu nhiên này chỉ ra hiệu lực cố định của quốc gia
có thời gian không thay đổi. Thái độ thù địch hoặc thân thiện của công chúng đối với các
doanh nghiệp đa quốc gia (MNEs) kinh doanh ở nước sở tại là một ví dụ về tính không đồng
nhất này. x'it biểu thị một vector các biến độc lập được quan sát thấy theo thời gian, ngoại trừ
biến tỷ giá, EXRATE, và εit biểu thị một sai số thời gian khác không thay đổi theo thời gian.
Bởi vì chúng tôi muốn kiểm định sự thay đổi trong đầu tư của các công ty đa quốc gia ở Hàn
Quốc trước và sau khủng hoảng 1997, chúng tôi mở rộng mô hình 1 bằng 2 cách. Trước hết
chúng tôi ước tính mô hình 1 với 2 nhóm khác nhau (khoảng thời gian):
A
+ γ EXRATEit
A’
FDI to Koreait =
x
+ ξit , if t∈{G1 : before the crisis, 1981−1996},
it
it
β
FDI to Koreait =
’

xβ

it

B

B

+ γ EXRATE + ξit , if
(2)

t∈ {G2 : after the

crisis, 1997−2006},


4

Chúng tôi giả sử hiệu quả đồng nhất của tỷ giá hối đoái trong các ngành do không có dữ liệu FDI ngành.


B.-S. Lee, B.S. Min / Pacific-Basin Finance Journal 19

(2011) 586–603

591

Trong đó biến EXRATE là biến đại diện cho yếu tố tỷ giá bao gồm biến bất ổn tỷ giá và
biến tỷ giá. Chúng tôi ước lượng mô hình 2 với hai nhóm dữ liệu. Một trong những thuận lợi của

sự phân tích 2 nhóm đó là chúng ta có thể so sánh trực tiếp tham số ước tính trước và sau
khủng hoảng
Mở rộng mô hình số 1 bao gồm biến nhị phân cho khủng hoảng tài chính và 1 biến tương
tác:
0

FDI to Koreait = x β + γ
EXRATE
it

+ λ
D

+ δ EXRATE × D + ξ ,
crisi
s

crisis

it

it

Dcrisis
=

{

0, 1,
t∈{1981−1996},

=
t∈{1997−2006},

or

if
if
D crisis

{

1, if t∈
{1997−1998},
0, otherwise:

(3)

Chúng tôi ước lượng mô hình (3) với biến giả biến khủng hoảng. Ưu điểm của mô hình này là
nó có thể tìm ra được FDI bị ảnh hưởng như thế nào bởi kênh tỷ giá EXRATE, mức ý nghĩa thống
kê của hệ số biến tương tác δ ngụ ý ảnh hưởng của tỷ giá đến FDI thông qua cuộc khủng
hoảng5. Ngược lại λ cho thấy ảnh hưởng trực tiếp của khủng hoảng đối với FDI 6. Một ưu điểm
khác của mô hình thứ 3 là chúng tôi có thể tìm ra thời gian kéo dài của khủng hoảng ảnh
hưởng đến FDI thông qua các biến giả Dcrisis.

4.

Dữ liệu

Dữ liệu bao gồm 8 nguồn FDI chủ yếu của Hàn quốc từ 3 vùng lãnh thổ của Thế giới: Mỹ,
Canada ở Bắc Mỹ, Nhật Bản và Singapore ở Châu Á, và Đức, Vương quốc Anh, Pháp và Thụy Sỹ

ở châu Âu. Phần đóng góp trung bình của 8 nước trong tổng FDI vào Hàn quốc vào khoảng
76%. Hình số 1 cho thấy, đầu tư của Mỹ và Nhật dẫn đầu FDI mặc dù phần FDI của Nhật đã suy
giảm từ giữa những năm 1980, trong khi đầu tư của Mỹ dao động khoảng 32%.
Để khắc phục những dự đoán không chính xác, chúng ta sử dụng 2 loại biến FDI: giá trị FDI
(FDI_REAL) được tính bằng logarithm tự nhiên của FDI danh nghĩa (đô la Mỹ) đã chuyển đổi
năm 1995 với giá trị không đổi, và tỷ trọng FDI của mỗi quốc gia (i) vào GDP của Hàn Quốc
(FDI_GDPK), đo bằng FDI (i)/GDP Hàn Quốc. Phần biến được nghiên cứu bởi Goldberg and
Kolstad (1995), những người đã chứng tỏ rằng thị phần của các công ty trong nước ở thị trường
nước ngoài là một hàm của biến tỷ giá.
Chúng tôi đo lường biến động tỷ giá chủ yếu bằng 2 phương pháp khác nhau. Trước tiên,
chúng tôi lấy độ lệch chuẩn trung bình của tỷ giá danh nghĩa trong thời kỳ 2 tháng,
VOLATILITY_SDM. Sau đó chúng tôi tính toán độ lệch chuẩn bằng mô hình GARCH để có đ ược tỷ
suất sinh lợi của tỷ giá, chúng tôi cũng tính được biến tỷ giá bình phương để xác định mối quan
hệ phi tuyến tính khi sự đầu tư bất ổn.
Chúng tôi sử dụng 2 tỷ giá khác nhau trong mối quan hệ với dữ liệu cân bằng. Một là tỷ giá
danh nghĩa, EXRATE_N, được tính bởi số đơn vị tiền tệ của nước được đầu tư trên đơn vị của
nước đi đầu tư, và thứ hai là tỷ giá hối đoái thực, EXRATE_REAL, được đo lường bằng cách điều
chỉnh tỷ giá danh nghĩa bằng tỷ lệ của chỉ số CPI.

5

Như một trọng tài cho thấy, phương pháp khác biệt trong khác biệt là một cách khác để kiểm tra 'hiệu ứng nhân
quả'. Hơn nữa, phương pháp hồi quy gián đoạn và phương pháp hồi quy gián đoạn thường được sử dụng các phương
pháp thay thế cho hiệu quả nhân quả. Tuy nhiên, việc xác định tỷ lệ co (trung bình) để đạt được hiệu quả đòi hỏi một số
lượng lớn các quan sát (ngang) (Angrist, 2001), ngoài khả năng sẵn có trong trường hợp của chúng ta. Chúng tôi
muốn đưa ra hai quan sát sau đây liên quan đến mối quan tâm về xu hướng ước tính có thể có liên quan đến sự đảo
ngược quan hệ nhân quả. Thứ nhất, cuộc khủng hoảng ở Hàn Quốc được coi là ngoại sinh (Kawai, 2000), trong khi sự
tranh cãi về nguồn gốc (tức là Thái Lan) có thể được thảo luận. Điều này đúng cho việc kích hoạt cuộc khủng hoảng.

Việc phục hồi hình chữ V của các nền kinh tế trong khu vực cũng ủng hộ lập luận này. Điều này ngụ ý rằng luồng FDI
không gây ra cuộc khủng hoảng. Thay vào đó, điều ngược lại là đúng. Và chủ đề chính của bài báo này là để kiểm tra
vai trò của biến động tỷ giá và các mức độ trong việc xác định đầu tư của các doanh nghiệp đa quốc gia (MNEs) đầu tư
(FDI) sử dụng dữ liệu của Hàn Quốc. Như chúng ta đã mô tả trong phần giới thiệu, sự không đồng nhất này phân biệt
mẫu của chúng ta khỏi hầu hết các nghiên cứu hiện tại liên quan đến biến động tỷ giá gây ra bởi các cú sốc cung tiền.
Thứ hai, cuộc khủng hoảng đã gây ra sự mất giá mạnh (khoảng 46% vào đầu tháng 3 năm 1998 so với mức năm
1996) của đồng Won Hàn Quốc so với các đồng tiền chính. Sau sự thay đổi hệ thống tỷ giá đối với hệ thống đầu tư, FDI
có thể góp phần đánh giá cao thắng lợi của Hàn Quốc. Theo nghĩa này, FDI có thể tác động ngược lại đến tỷ giá hối
đoái. Tuy nhiên, sự đảo chiều của giá trị đồng Won Hàn Quốc trong thị trường vốn sau khủng hoảng chủ yếu do lãi suất
cao kéo dài theo khuyến nghị của IMF.
6
Tổng tác động của giai đoạn khủng hoảng nên bao gồm tác động thứ hai, được đo bằng δ EXRATE.


592

B.-S. Lee, B.S. Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603

Tỷ
tr
ọn
g
tr
on
g
tổ
ng
đầ
u
tư

F
DI

Big 8

1.2
US
Japan

1
0.8
0.6
0.4
0.2
0

Năm
Fig. 1. Tài liệu này thể hiện sự chia sẻ của 8 quốc gia nguồn FDI lớn (tổng cộng) và Mỹ và Nhật Bản về FDI trong
dòng chảy vào Hàn Quốc. Big 8 bao gồm Hoa Kỳ, Canada, Nhật Bản, Singapore, Đức, Anh, Pháp và Thụy Sĩ.

Dữ liệu có được từ các nguồn khác nhau. Gía trị của FDI được lấy từ các con số tính bằng
USD được cung cấp bởi chính phủ Hàn Quốc, và chỉ số CPI được lấy từ tài liệu Thống kê tài
chính quốc tế (IFS), được cung cấp bởi quỹ tiền tệ quốc tế IMF. Biến tỷ giá có được từ Đại Học
British Columbia (Pacific Exchange Rate Service).
Thêm vào đó chúng ta sử dụng nhiều biến giải thích khác nhau nh ư là thành phần của x it
trong (1) ~ (3). Các con số thương mại được lấy từ hiệp hội thương mại Hàn Quốc. Dữ liệu các
cuộc đình công được tính toán để nắm bắt cả yếu tố đẩy và kéo theo tỷ lệ tổng số cuộc đình
công mỗi năm (được bình thường hoá bởi số lượng công nhân) ở các nước đầu tư cho những
người ở nước sở tại. Tương tự, chênh lệch tiền lương, WAGE_DIFF, được tính bằng tỷ lệ tiền lương
từ chỉ số lương được thể hiện trong số liệu năm 1995 ở các quốc gia nguồn, chia cho mức lương

trong nền kinh tế chủ nhà. Dữ liệu thô cho biến số lao động là từ Niên giám thống kê lao động
(YLS) do Tổ chức Lao động Quốc tế đưa ra.
Để kiểm soát hiệu quả các hiệp ước đầu tư song phương, BIT, đối với dòng FDI (Tobin and
RoseAckerman, 2005, 2006; Neumayer and Spess, 2005, chúng tôi cũng sử dụng hiệp ước đầu
tư song phương của Hàn Quốc với các nước OECD. Các thương vụ sát nhập và mua bán là một
loại FDI quan trọng từ cuối những năm 1990 (Evenett, 2003; Rossi and Volpin, 2005). Dữ liệu
của chúng tôi cũng bao gồm tỷ suất sinh lợi của thị trường cổ phiếu được tính bởi những thay
đổi trong chỉ số giá chứng khoán của Hàn Quốc (KOSPI), thể hiện bằng cách sử dụng các giá trị
năm 1995 làm cơ sở. Các rủi ro về chính trị là nhân tố quan trọng của FDI (Clark, 1997). Các rủi
ro về chính trị là một rủi ro về đầu tư quan trọng đối với các công ty đa quốc gia, bao gồm hai
chỉ số: chỉ số ổn định của chính phủ, GS, và chỉ số ưu đãi đầu tư, IP. Những biến kiểm soát khác
bao gồm xuất khẩu của Hàn Quốc, EXPORT; nhập khẩu từ nước đầu tư, IMPORT; tổng số thương
mại/GDP của Hàn Quốc, OPENNESS; sai phân trong tần số của tranh chấp lao động,
STRIKE_RATIO; chênh lệch tiền lương giữa các nước đầu tư và Hàn Quốc, WAGE_DIFF; GDP bình
quân thực của Hàn Quốc, CGDP; và sản lượng cho mỗi nhân viên tại Hàn Quốc, OUTPUT. Theo
Swenson (1994) chúng tôi sử dụng sự khác biệt của thuế thu nhập doanh nghiệp (cao nhất)
giữa các nước đầu tư và các nước đi đầu tư là một biến kiểm soát TAX_DIFF. Tất cả dữ liệu danh
nghĩa trong bài này được chuyển sang các thuật ngữ sử dụng CPI. Trong bảng 3, chúng tôi tổng
hợp các định nghĩa và các nguồn của tất cả các biến chúng tôi sử dụng.

5.

Kết quả thực tế

5.1 Kết quả ban đầu.
Giả thuyết không (H0) của i.i.d. những sai sót chống lại sự hiện diện của hiệu ứng riêng lẻ bị từ
chối ở mức độ biểu hiện 1% bởi bản dịch thử nghiệm trong bài kiểm tra F của Breusch-Pagan LM,
ủng hộ mạnh mẽ sự lựa chọn của chúng ta về mô hình tác động không ai để ý.
Trong khi bài kiểm tra Hausman hỗ trợ các mô hình hiệu ứng cố định (FE) và mô hình ngẫu
nhiên (RE) tùy thuộc vào các mô hình mô tả, bài báo này tập trung vào mô hình RE vì hai lý do

sau đây. Thứ nhất, chúng tôi giả định rằng υi là một phần tử ngẫu nhiên đặc biệt của nguyên tố, và
như các nguồn FDI lớn ở Hàn Quốc, tám quốc gia được lựa chọn ngẫu nhiên từ một số dân lớn.
Thứ hai, mô hình ước lượng của chúng tôi bao gồm các biến hồi quy không thay đổi nhiều theo
thời gian.


B.-S. Lee, B.S. Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–
603

59
3

Bảng 3
Tóm tắt dữ liệu.
Variable
FDI
Exchange Rate Level
Exchange Rate
Volatility

Mean
FDI_REAL
FDI_GDPK
EXRATE_N
EXRATE_REAL
VOLATILITY_SDM

Std. Dev.

Min

6.6

2.1

−0.6

8.9
6.9
7.1
28.0

15.4
4.1
3.8
38.3

0
0.9
1.2
1.7

Max

Obs

10.
5
85.
9

23.
1
21.
4
340.0

201
208
208
208
208


VOLATILITY
BIT
GS
IP
KOSPI
EXPORT
IMPORT
OPENNESS
STRIKE_RATIO
WAGE_DIFF
TAX_DIFF
CGDP
OUTPUT

1.4
10.1
7.6

7.6

0.55
3.6
1.1
1.0

0.22
3.3

0.48
1.3

−0.99
0.4

3.3
1.9
24.5

1.3
1.4
104.6

−0.03
−2.0
0

−6.7
5.40

10.6
1.7

10.8
11.6
5.1
0.6

0.55
6
5.9
6

−22.8
−24.2
2.8
0.7

4.07
15
10
9.7
1.46
5.9
5.8
4.8
924.3
64.
3
26

19.
3
2.8

208
176
152
152
207
208
208
111
196
207
176
192
208

Ghi chú: Các định nghĩa bao gồm các biến số và nguồn của chúng là FDI_REAL (log của FDI thực trong nghìn đô la, MOCIE), FDI_GDPK
(FDI/GDP_Korea, MOCEI), EXRATE_N (Số đơn vị Won trên mỗi loại ngoại tệ chia cho 100, Pacific Exchange Rate Service), EXRATE_REAL
(Tỷ giá danh nghĩa được điều chỉnh bởi CPI, Pacific Exchange Rate Service), VOLATILITY_SDM (độ lệch chuẩn trung bình của tỷ giá
danh nghĩa trong thời kỳ 2 tháng, Pacific Exchange Rate Service), VOLATILITY (Dự báo sự khác biệt theo ước tính của GARCH (1,1)
nhân với 100, Mô hình Ước tính), BIT (Số lượng các hiệp ước đầu tư song phương của Hàn Quốc với các nước OECD, Neumayer and
Spess (2005), GS (Chỉ số Độ ổn định của Chính phủ dao động từ 0 (rủi ro cao) đến 12 (rủi ro thấp),Neumayer and Spess (2005)), IP (Chỉ
số ưu đãi đầu tư dao động từ 9 (rủi ro cao) đến 12 (rủi ro thấp), Neumayer and Spess (2005)), KOSPI (chỉ số giá chứng khoán của Hàn
Quốc (chỉ số thị trường), BOK và KSSB), EXPORT (log của xuất khẩu sang nước đầu tư FDI trị giá $ triệu), BOK và KTA), IMPORT (log của
nhập khẩu từ nước đầu tư FDI trị giá $ triệu, BOK và KTA), OPENNESS (tổng số thương mại/GDP của Hàn Quốc, BOK và KTA),
STRIKE_RATIO (Ngày không làm việc ở nước đầu tư FDI/ngày không làm việc ở Hàn Quốc (cả hai đều được chuẩn hóa bởi số lượng việc
làm, YLS), WAGE_DIFF (chênh lệch tiền lương giữa các nước đầu tư và Hàn Quốc, YLS), TAX_DIFF (khác biệt của thuế thu nhập doanh
nghiệp giữa các nước đầu tư và Hàn Quốc, Business School, University of Michigan (interactive D.B.), CGDP (GDP bình quân thực,

Penn World Table 2006), OUTPUT (GDP thực/mỗi lao động, IFS và YLS). MOCIE đề cập đến Bộ Thương mại, Công nghiệp và Năng lượng
Hàn Quốc; BOK đề cập đến việc Ngân hàng trung ương Hàn Quốc; KSSB đề cập đến Ủy ban giám sát chứng khoán của Hàn Quốc, 1997;
KTA đề cập đến Hiệp hội Thương mại Hàn Quốc; YLS đề cập đến Niên giám Thống kê Lao động công bố bởi Tổ chức Lao động Quốc tế; IFS
đề cập đến Thống kê Tài chính Quốc tế do IMF phát hành.

Các bài nghiên cứu của Augmented Dicky-Fuller và Phillip-Perron cho thấy sự hiện diện của một đơn vị
gốc cho hầu hết các biến số kinh tế vĩ mô, bao gồm tất cả các tỷ giá hối đoái, các biến số thương mại và
GDP bình quân đầu người. Các bài kiểm tra đơn vị cốt lõi mang lại kết quả hỗn hợp cho biến FDI. Chúng tôi
không thể bác bỏ giả thuyết không của một đơn vị gốc cho ln (FDI thực), trong khi chúng tôi bác bỏ giả
thuyết không về tỷ trọng FDI trong GDP của Hàn Quốc ở mức có ý nghĩa thông thường. Tuy nhiên, nghiệm
đơn vị của giả thuyết không bị từ chối ở mức năm phần trăm cho các biến Ln (FDI thực) và EXPORT. Kết quả
là, chúng tôi phân biệt tất cả các biến nghiệm đơn vị nhưng sử dụng dữ liệu cấp cho các dữ liệu còn lại.
Ngoài ra, với tính chất chung của các thuật ngữ sai số trong (1)-(3), chúng tôi báo cáo các sai sót
chuẩn trong ước lượng có tính mạnh mẽ đối với hiệp phương sai và tự tương quan.
5.2 Kết quả ước lượng cho toàn bộ giai đoạn lấy mẫu.
Chúng tôi nhận thấy rằng Hàn Quốc đã trải qua cuộc khủng hoảng tài chính vào năm 1997 trong làn
sóng của cuộc khủng hoảng tài chính châu Á cùng với sự sụp đổ của giá trị của đồng Won Hàn Quốc đối với
các ngoại tệ chính. Do đó, như là một bước mở đầu, chúng tôi kiểm tra khả năng không đồng nhất của các
đồng tiền chung trước và sau cuộc khủng hoảng bằng cách tiến hành thử nghiệm Chow cho mô hình với sự
bất ổn tỷ giá, kết quả được báo cáo trong Bảng 4. Giả thuyết không về sự thiếu vắng của thay đổi cấu trúc bị
từ chối vì lợi ích của mô hình hai nhóm không đồng nhất bằng tất cả các bài kiểm tra Chow cho các mô
hình khác nhau bằng cách sử dụng các đo lường khác nhau về bất ổn tỷ giá: dữ liệu quan sát (nghĩa là di
chuyển sai số chuẩn trung bình, tính biến động) hoặc dự báo sự khác biệt theo mô hình GARCH,
VOLATILITY_GARCH. Giả thuyết không hợp lệ cũng bị từ chối bởi bài kiểm tra Chow cho mô hình bao gồm
cả biến động bình phương, VOLATILITY_GARCH^2, ở mức độ ý nghĩa thông thường. Do đó, chúng tôi ước
tính hai nhóm (trước và sau cuộc khủng hoảng năm 1997)
594

B.-S. Lee, B.S. Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603

Bảng 4
Kết quả của bài kiểm tra Chow về thay đổi cấu trúc các thông số trước và sau cuộc khủng hoảng tài chính năm 1997 (dữ liệu biến động tỷ giá)
Exchange Rate Volatility

Real FDI as Dependent Variable

VOLATILITY_SDM

χ (12)= 29.55
2
p Nχ = 0.003
2
χ (12)= 23.92
2
p Nχ = 0.02
2
χ (12)= 22.62
2
p Nχ = 0.03

VOLATILITY_GARCH
VOLATILITY_GARCH^2

2

FDI Share in GDP_KOREA as Dependent
Variable
2
χ (12)= 92.07
2

p Nχ = 0.000
2
χ (12)= 88.4
2
p Nχ = 0.000
2
χ (12)= 88.3
2
p Nχ = 0.000

Ghi chú: Các biến hồi quy bao gồm các biến đổi có khả năng thay đổi (tức là VOLATILITY_SDM, VOLATILITY_GARCH và các dạng bậc hai),
GS, KOSPI, XUẤT, NHẬP KHẨU, OPENNESS, STRIKE_RATIO, WAGE_DIFF, TAX_DIFF, CGDP, BIT và các bi ến tương tác giữa các biến hồi
quy và nhóm giả (khủng hoảng D).

Chúng tôi cũng kiểm tra một nghiệm đơn vị trong các biến cho cả trước và sau cuộc khủng hoảng tài
chính. Chúng tôi không thể từ chối nghiệm đơn vị của giả thuyết H0 trong hầu hết các biến số kinh tế vĩ
mô, bao gồm cả tỷ giá hối đoái danh nghĩa và tỷ suất thực, dữ liệu th ương mại, FDI thực và dữ liệu liên
quan đến GDP, đặc biệt là trước khủng hoảng. Tuy nhiên, nghiệm đơn vị của giả thuyết H 0 trong FDI thực


tế và các biến số xuất khẩu bị từ chối cho giai đoạn hậu khủng hoảng. Nghiệm đơn vị của giả thuyết H0
trong biến động tỷ giá cũng bị loại bỏ ở mức độ biểu hiện thông thường. Do đó, chúng tôi sử dụng giá trị
thực của FDI (FDI_REAL), tỷ giá (EXRATE_N, EXRATE_REAL), IMPORT, OPENNESS, CGDP, OUTPUT và KOSPI cho cả
trước và sau cuộc khủng hoảng, nhưng tỷ lệ FDI không khác biệt trong GDP của Hàn Quốc (FDI_GDPK),
biến động tỷ giá (EXRATE_SD, EXRATE_SDM) và phần còn lại của các biến cho cả hai khoảng thời gian.
Việc không xuất hiện của biến EXPORT sau cuộc khủng hoảng không rõ ràng, mặc dù nghiệm đơn vị của giả
thuyết H0 trước khi cuộc khủng hoảng không bị từ chối. Do đó, chúng tôi sử dụng sự khác nhau của biến
7
EXPORT trước khủng hoảng, nhưng cả hai đều có sự khác biệt và không khác biệt sau EXPORT
5.3 Sự bất ổn của tỷ giá hối đoái

Sau khi nhận thấy rằng độ tin cậy của các hệ số ước tính sử dụng biến động quan sát sẽ giảm xuống
khi các biến kiểm soát còn thiếu khác cũng rất quan trọng trong việc giải thích FDI, chúng tôi ước tính
mô hình hai nhóm bao gồm một số biến số kiểm soát 8. Các kết quả ước tính trong bảng 5 xác định chiến
lược đầu tư của các MNE chủ yếu ở Hàn Quốc đã thay đổi khi sự bất ổn tỷ giá tăng lên sau cuộc khủng
hoảng. Chúng tôi đo lường bất ổn tỷ giá như độ lệch chuẩn trung bình với thời gian hai tháng,
VOLATILITY_SDM. Tất cả các hệ số của biến bất ổn tỷ giá có ý nghĩa thống kê và có tương quan ngược
chiều sau cuộc khủng hoảng (cột 2). Trước khủng hoảng, tương quan cùng chiều nhưng không có ý nghĩa
thống kê (cột 1).
Sự khám phá này phù hợp với ít nhất hai giả thuyết khác nhau. Thứ nhất, theo giả thuyết dựa trên
quyền chọn thực (Pindyck, 1998, Dixit and Pindyck, 1994, Campa, 1993), sự bất ổn tiền tệ làm chậm sự
xâm nhập của các tập đoàn đa quốc gia vì sự bất ổn làm tăng giá trị quyền chọn thực liên quan đến việc
chờ đợi do hạn chế chi phí chìm cần thiết để sản xuất ở nước ngoài. Sự bất định về tỷ giá đã tăng lên kể từ
cuộc khủng hoảng tài chính châu Á năm 1997, một phần do việc áp dụng tỷ giá hối đoái ở tất cả các
nước gặp khủng hoảng, ngoại trừ Malaysia (Kawai, 2000)
Thứ hai, sự suy giảm tín nhiệm của người tiêu dùng do sự bất ổn về thu nhập có thể là lý do. Gupta et
al. (2007) cho thấy các nền kinh tế thu hút được dòng vốn nước ngoài trong những năm trước khủng
hoảng hoặc tăng vay nợ nước ngoài trong cuộc khủng hoảng có xu hướng chậm lại trong thời gian khủng
hoảng. Các tài liệu hiện tại cho rằng sự thất bại trong giám sát và kiểm soát doanh nghiệp dẫn đến các
vấn đề quản lý, trong đó một mức đầu tư không hiệu quả và tỉ lệ nợ/vốn cao đang tồn tại ở các nước bị
khủng hoảng, bao gồm Hàn Quốc (Borensztein và Lee, 1999; Corsetti Et al, 1999). Trong thực tế, Hàn
Quốc đã có sự tăng trưởng âm 6,9% trong năm 1998, mặc dù sau đó là một sự phục hồi nhanh chóng
trong tốc độ tăng trưởng. Với việc giảm quy mô thị trường, cùng với rủi ro tỷ giá tăng, các nhà đầu tư
nước ngoài có thể đã trì hoãn quyết định đầu tư. Ngoài ra, chúng ta có thể giải thích kết quả như gợi ý
rằng sự bất ổn tỷ giá cao hơn có thể làm giảm lợi ích mong đợi chắc chắn tương đương, được sử dụng trong
NPV dự kiến của các quyết định đầu tư hiện tại.
7

Do kết quả kiểm tra gốc của đơn vị đối với biến EXPORT, chúng tôi ước tính các mô hình sử dụng cả hai biến EXPORT khác biệt
và không khác biệt trong thời kỳ hậu khủng hoảng. Chúng ta đã tìm ra ít thay đổi trong kết quả ước tính.
8

Chúng ta bắt đầu với việc ước lượng mô hình hai nhóm bằng cách sử dụng biến tỷ giá hối đoái quan sát được như là một hồi quy
đơn, không kể các biến giải thích khác. Ưu điểm của việc sử dụng dữ liệu tỷ giá hối đoái thực hiện là có thể trực tiếp sử dụng các khái
niệm thống kê như độ lệch tiêu chuẩn. Các kết quả ước lượng dựa trên mô hình hai nhóm sử dụng giá trị thực của FDI (FDI_REAL)
như biến phụ thuộc và bất ổn tỷ giá (tức là EXRATE_SD hoặc EXRATE_SDM) như một hồi quy đơn. Biến bất ổn cho thấy một hệ số âm có
ý nghĩa chỉ sau khủng hoảng mà là một kết quả không đáng kể trước khủng hoảng. Kết quả này là đúng để đo lường sự bất ổn tỷ giá
(tức là, EXRATE_SD và EXRATE_SDM). Điều này ngụ ý rằng hành vi đầu tư của MNEs bị ảnh hưởng tiêu cực bởi sự biến động gia tăng
sau cuộc khủng hoảng tài chính năm 1997 ở Hàn Quốc. Đầu ra có sẵn theo yêu cầu.


B.-S. Lee, B.S. Min / Pacific-Basin Finance Journal 19

(2011) 586–603

595

Bảng 5
Kết quả ước lượng mô hình hai nhóm sử dụng biến động tỷ giá.
Variable
Dependent variable is FDI_REAL
GDP
Before Crisis
VOLATILITY_SDM
EXPORT
IMPORT
OPENNESS

0.002
0.4604
−2.132
0.015

0.011
0.9911

After
Crisis
−0.003
0.0477
0.163
0.052
−0.444
0.3203

−0.016
0.409
0.001
0.229

−0.028
0.8201
0.343
0.00

TAX_DIFF

−0.005
0.157

WAGE_DIFF

−0.013

0.7517

−0.013
0.5864
0.003
0.9672

GS

0.281
0.0759

0.367
0.0114

BIT

−0.097
0.1847
Yes
100
0.33 (0.32)

STRIKE_RATIO

IP

Dependent variable is FDI share in Korea's
Before Crisis

After Crisis

0.052
0.5536

−0.038

−5.053
0.4064
0.026
0.995
−0.046
0.3353
−0.011
0.2032
0.081
0.5178
−0.7
0.4029
0.83
0.1315

0.1169
21.166
0.0445
3.69
0.5142
0.798
0.4767
−0.281

0.7244
0.635
0.2951
0.011
0.9876
0.702
0.856

−0.258
−0.617 0.4297
1.482
0.004
0.4893
Time Effects
Yes
Yes
Yes
N
48
104
48
2
0.44
0.12(0.1
0.26(0.12)
R
(0.45)
2)
Ghi chú: Hiệu ứng thời gian và các hằng số không được hiển thị. R2 thể hiện trong toàn nhóm (tổng thể) hệ số xác định.
Giá trị P theo hệ số dựa trên các sai số có hiệu lực tương đối và sai số tự tương quan. Hằng số không được hiển thị.

Thay vì giá trị thực của FDI (FDI_REAL), chúng tôi tiếp tục xem xét mối quan hệ giữa FDI và
bất ổn tỷ giá bằng cách sử dụng tỷ lệ FDI trong GDP của Hàn Quốc như là một biến phụ thuộc
thay thế, có kết quả ước tính cũng được trình bày trong Bảng 5 (cột 3 Và 4). Kết quả ở các cột 3
và 4 phù hợp với kết quả ở các cột 1 và 2 trong Bảng 5, trong đó các hệ số của các biến số bất
ổn tỷ giá có tương quan ngược chiều sau khủng hoảng, trong khi đó chúng không có ý nghĩa
thống kê và tương quan cùng chiều trước khủng hoảng. Tuy nhiên, chúng ta nhận thấy rằng các
hệ số tương quan ngược chiều của sự biến động tỷ giá có ý nghĩa thống kê sau cuộc khủng
hoảng, và sức mạnh giải thích cho mô hình chia sẻ FDI thấp hơn đáng kể so với mô hình
FDI_REAL, được thể hiện bằng sự suy giảm đáng kể về R 2s đối với FDI Chia sẻ mô hình cả trước
và sau cuộc khủng hoảng. Điều này hàm ý rằng biến số chia sẻ FDI có liên quan mật thiết đến
sự biến động của tỷ giá và các biến giải thích khác. 9

5.4 Một cuộc điều tra thêm về vai trò của sự bất ổn tỷ giá
Với các quan sát được mô tả ở trên, bây giờ chúng tôi điều tra biến động mối quan hệ FDI
tương lai. Thứ nhất, chúng tôi xem xét kênh ảnh hưởng của sự bất ổn tỷ giá ảnh hưởng đến FDI
như thế nào. Nó ảnh hưởng trực tiếp đến FDI. Hoặc kết hợp với ảnh hưởng của cuộc khủng
hoảng tài chính? Như đã thảo luận trong phần mô hình, Phần 3, một trong những giá trị của mô
hình giả thay đổi so với mô hình hai nhóm là nó cho phép chúng tôi điều tra sự tương tác giữa
bất ổn tỷ giá và khủng hoảng tài chính.

9

Xin lưu ý rằng cả hai biến số IP và GS đang thay thế rủi ro chính trị của đầu tư quốc tế.


596

B.-S. Lee, B.S. Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603

Bảng 6
Giá trị trung bình của biến động tỷ giá được đo bằng phương sai có điều kiện.
US
Dollar

Canadia
n Dollar

Japanese
Yen

Before
Crisis
After
Crisis

Singapor
e Dollar

0.012
0.0124
0.0142
0.0126
7
0.015
0.0146
0.0143
0.0144
9
Ghi chú: Dự đoán sự khác biệt có điều kiện dựa trên ước tính GARCH.

Yt = 0.0236 + εt
2

σ = 0.015 +
2

0.221ε

Germa
n Mark
0.014
2
0.016
3

Britis
h
Pound
0.013
4
0.016
4

Franc
e
Franc
0.014
3
0.016
4

Switzerland
Franc
0.0145
0.0163

−0.287
t−

σ

2

t−

(0.23)

(0.00) (0.11)

Trong đó, Yt là tốc độ thay đổi liên tục trong tỷ giá (i.e., ln(exchange rate, t) – ln(exchange rate, t-1)) và các
sai số trong các dấu ngoặc đơn là các sai số chuẩn.

Thứ hai, chúng tôi cũng phân tích tính phi tuyến tiềm năng trong biến động mối quan
hệ FDI, như được mô tả trong Phần 2. Để giải quyết mối quan ngại này, chúng ta cần bao
gồm biến biến động bình phương (VOLATILITY^2) trong mô hình ước lượng sau khi xác định
độ cong sử dụng sơ đồ không tham số (tức là LOWESS)10. Phân tích dựa trên sự chuyển đổi
tỷ giá được quan sát là thuận tiện vì người ta có thể sử dụng các khái niệm thống kê như
độ lệch chuẩn hoặc biến thiên trực tiếp như một sự thay thế cho biến động. Tuy nhiên, độ
lệch chuẩn bình phương là sai theo định nghĩa. Hơn nữa, bản chất của sự bất ổn là bản
chất không thể chấp nhận được. Do đó, chúng tôi sử dụng phương sai dự đoán của tỷ giá

hối đoái từ mô hình GARCH của chúng tôi như một sự thay thế cho tỷ giá được quan sát.
Bảng 6 cho thấy các giá trị trung bình của biến động không quan sát được (tiềm ẩn) này
đối với giai đoạn hậu khủng hoảng cao hơn so với thời điểm trước khủng hoảng. Mô hình
thay đổi biến động này phù hợp với các kết quả trong Bảng 1, sử dụng các giá trị trung
bình của sự biến động tỷ giá được quan sát thấy.
Trong Bảng 7, chúng tôi báo cáo các kết quả ước tính của mô hình biến giả bằng cách
sử dụng phương sai có điều kiện như một thước đo của sự bất ổn tỷ giá. Biến phụ thuộc là
cùng một giá trị thực của FDI (FDI_REAL) như trước. Hai cột đầu tiên của báo cáo bảng ước
tính bao gồm biến bất ổn. Để điều tra mối quan hệ đầu tư bất định phi tuyến, cột 3-4 báo
cáo ước tính bao gồm biến bất ổn và bình phương của nó. Chúng tôi xác định biến nhị
phân khác nhau, tùy thuộc vào thời gian dự kiến của tác động của cuộc khủng hoảng.
Trong mô hình hiệu quả dài hạn, CRISIS97_06 biểu thị 1 nếu thời gian thuộc về giai đoạn
khủng hoảng tài chính và 0 nếu không. Đây là để đo lường ảnh hưởng lâu dài của cuộc
khủng hoảng. Trong mô hình ngắn hạn, CRISIS97_98 là 1 nếu thời gian thuộc về 19971998 và 0 nếu không. Đây là để kiểm tra tác động trực tiếp của cuộc khủng hoảng tài
chính trong những giai đoạn hỗn loạn.
Chúng ta quan sát thấy từ Bảng 7 rằng hiệu ứng biến động dường như chiếm ưu thế
trong một thời gian, vì các bất ổn và các biến tương tác chỉ có ý nghĩa đối với mô hình dài
hạn (LR) (cột 1 và 3). Mối quan hệ ngược chiều giữa bất ổn tỷ giá và FDI trong dòng chảy
được thể hiện thông qua một ảnh hưởng tương tác với cuộc khủng hoảng tài chính trong
mô hình dài hạn (CRISIS97_06 * VOLATILITY). Tuy nhiên, ảnh hưởng trực tiếp của
VOLATILITY, được đo bằng phương sai có điều kiện, đã bị che khuất. Nó chỉ có ý nghĩa
trong mô hình LR (các cột 1 và 3). Tuy nhiên, dấu hiệu của hệ số chi phí là hỗn hợp, tùy
thuộc vào việc chúng ta có VOLATILITY^2 hay không. Hệ số ước tính của biến số biến
động này là âm và có ý nghĩa ở mức thông thường khi mô hình bao gồm biến biến động
bình phương, trong khi biến này có ý nghĩa không đáng kể với một dấu hiệu d ương khi mô
hình loại trừ biến động bình phương bình phương. Lý thuyết FDI dựa trên lựa chọn chỉ ra
rằng các MNE sẽ chỉ đầu tư nếu giá trị hiện tại của một dự án vượt quá mức độ quan trọng,
do sự không chắc chắn. Dixit (1989) đã miêu tả hành vi đầu t ư của MNE này như là sự trù
tính FDI.
Chúng ta cũng quan sát thấy biến bất ổn bình phương có ý nghĩa dương trong mô hình

dài hạn (cột 3), nó hỗ trợ mối quan hệ phi tuyến giữa độ bất định và đầu t ư của Sarkar
(2000). Sarkar (2000) đề xuất một mối quan hệ phi tuyến giữa sự bất định và FDI do đó độ
bất định cao hơn thay đổi xác suất rằng ngưỡng của đầu tư gây ra sẽ đạt được trước ngày
cụ thể. Biến tương tác giữa độ bất ổn và các biến nhị phân cho cuộc khủng hoảng là tiêu
cực đáng kể đối với mô hình LR (tức là mô hình nhị phân cho mô hình '97 -'06), nh ưng
không phải cho mô hình SR ('97 -'98). Điều này hàm ý rằng tác động tiêu cực của sự bất


ổn (nghĩa là tăng giá trị chờ đợi khi sự bất định tăng lên theo lý thuyết lựa chọn thực tế
được đề xuất) là liên tục và cần được hiểu kết hợp với những ảnh hưởng của cuộc khủng
hoảng. Giải thích này được hỗ trợ bởi hệ số ước tính ước tính của biến số khủng hoảng,
điều này chỉ có ý nghĩa trong mô hình LR.
10

Chúng tôi đánh giá cao đề xuất của trọng tài.


B.-S. Lee, B.S. Min / Pacific-Basin Finance Journal 19

(2011) 586–603

597

Bảng 7
Kết quả ước lượng mô hình biến giả với biến bất ổn nhưng không bao gồm tỷ lệ tỷ giá (biến phụ thuộc là FDI_REAL).
Variable
VOLATILITY

Model1: Long Run
Effect1

0.549
0.0986

Model1: Short Run
Effect
0.164
0.3411

VOLATILITY^2
CRISIS97_06

1.878
0.0378

CRISIS97_06*VOLATILITY −0.670
0.0351
CRISIS97_98
CRISIS97_98*VOLATILITY
EXPORT
IMPORT
OPENNESS
STRIKE_RATIO
CGDP
TAX_DIFF
WAGE_DIFF
KOSPI
GS
BIT
N
2

R

Model2: Long Run
Effect
−1.384

Model2: Short Run
Effect
−0.700

0.0195
0.489
0.0008
2.416
0.0067

0.4841
0.192
0.3942

−1.124
0.0012
1.927
0.2516

1.533
0.4186

−1.665
0.234

−1.390
0.3625

−0.624
0.4103
0.449
0.3615
0.003
0.7663

−0.826
0.355
0.628
0.2506
0.002
0.8057

−0.465
0.564
0.292
0.5755
−0.001
0.9142

−0.764
0.4087
0.61
0.2717
0.002

0.7666

−0.002
0.0238
0.643
0.0176
0.019
0.3124
0.02
0.5341
0.292
0.2068
0.452
0.0019
0.13
0.0575
150
0.55 (0.33)

−0.003
0.022
0.635
0.073
0.02
0.2756
0.052
0.1654
0.371
0.0015
0.626

0.00
0.181
0.00
150
0.53 (0.32)

−0.002
0.024
0.624
0.0538
0.019
0.3113
0.025
0.487
0.16
0.4986
0.495
0.0042
0.127
0.0543
150
0.55 (0.35)

−0.002
0.0196
0.616
0.1044
0.02
0.2742
0.053

0.1717
0.262
0.1572
0.622
0.00
0.173
0.00
150
0.53 (0.32)

Ghi chú: Hằng số không được trình bày. R2 đề cập đến trong nhóm (tổng thể) R2. Sự biến động được tính bằng
sigma^2 từ ước tính GARCH. Giá trị P theo hệ số dựa trên các sai số tiêu chuẩn hiệu quả và không liên quan đến hiệu
suất. Hằng số không được hiển thị.

Để điều tra mối liên hệ phi tuyến giữa đầu tư và sự bất định trong tương lai, chúng tôi
bao gồm các biến số bất ổn tỷ giá cũng như các biến tỷ giá hối đoái trong mô hình biến
giả, có kết quả ước tính được trình bày trong Bảng 8. Chúng tôi thấy rằng ảnh hưởng của
sự bất ổn gia tăng dường như ảnh hưởng đến hành vi đầu tư của MNEs theo thời gian như
được chỉ ra bởi các yếu tố quan trọng của các biến tương tác trong mô hình hiệu quả LR
(tức là các cột 1 và 3). Các kết quả cũng hỗ trợ phi tuyến tính trong mối quan hệ đầu tư
bất định trong mô hình hiệu quả LR (cột 3). Hệ số co giãn của biến VOLATILITY chỉ có ý
nghĩa khi chúng ta xem xét độ không đảm bảo này, cùng với biến số VOLATILITY^2, bất
kể mô hình xác định. Điều này ngụ ý rằng sự bất ổn phải được hiểu rõ hơn trong mối quan
hệ phi tuyến giữa FDI và sự bất định. Các kết quả cũng cho thấy sự phi tuyến tính trong
mối quan hệ đầu tư bất định cần phải được giải thích với một số thời gian, xem xét thực tế
rằng việc thực hiện đầu tư nước ngoài thường mất thời gian. Thêm vào đó, lưu ý rằng biến
tỷ giá hối đoái không có ý nghĩa trong bất kỳ mô hình nào chúng ta xem xét trong Bảng
811

598

B.-S. Lee, B.S. Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603

Bảng 8
Kết quả ước lượng mô hình biến giả thay đổi với biến động và mức độ tỷ giá (biến phụ thuộc là FDI_REAL).
Variable

Model1: Long Run
Effect

Model1: Short
Run Effect

Model2: Long Run
Effect

Model2: Short
Run Effect

EXRATE_N
(Exchange rate level)
VOLATILITY

0.026
0.8645
0.539
0.1108

0.167

0.1674
0.179
0.3117

0.071
0.618

0.193
0.1262
−0.876
0.3807
0.235
0.3006

CRISIS97_06

1.863
0.0361

−1.480
0.03
0.506
0.0013
2.394
0.0066

CRISIS97_06*VOLATILITY

−0.652
0.0574

−1.091
0.0037

VOLATILITY^2

CRISIS97_98

2.809
0.105

2.467
0.194

CRISIS97_98*VOLATILITY

−2.463
0.106

−2.252
0.166

EXPORT
IMPORT
OPENNESS
STRIKE_RATIO
CGDP
TAX_DIFF
WAGE_DIFF
KOSPI

GS
BIT
N
2
R

−0.613
0.3967
0.442
0.3551
0.003
0.7687

−0.777
0.3608
0.589
0.2664
0.002
0.8004

−0.427
0.58
0.268
0.6041
0.00
0.9759

−0.694
0.433
0.561

0.2975
0.003
0.7546

−0.002
0.0054
0.676
0.0438
0.019
0.3131
0.019
0.6003
0.298
0.1744
0.454
0.0013
0.129
0.0704
150
0.56 (0.34)

−0.002
0.0215
0.766
0.0596
0.021
0.2421
0.048
0.1902
0.448

0.0002
0.667
0.00
0.185
0.00
150
0.54 (0.32)

−0.002
0.0068
0.714
0.0394
0.019
0.3067
0.022
0.5795
0.172
0.4431
0.504
0.0027
0.124
0.0737
150
0.56 (0.35)

−0.002
0.0194
0.762
0.0659
0.021

0.2383
0.048
0.2069
0.326
0.0529
0.669
0.00
0.176
0.00
150
0.54 (0.33)

Ghi chú: Hằng số không được trình bày. R2 đề cập đến trong nhóm (tổng thể) R2. Sự biến động được tính bằng
sigma^2 từ ước tính GARCH. Giá trị P theo hệ số dựa trên các sai số tiêu chuẩn hiệu quả và không liên quan đến hiệu
suất. Hằng số không được hiển thị.

5.5 Một cuộc điều tra tiếp theo về vai trò của tỷ giá.
Ở bước sơ bộ, chúng tôi kiểm tra sự thay đổi cấu trúc trong mô hình khi chúng ta sử dụng
các biến tỷ giá. Kết quả kiểm định của Chow trong Bảng 9 ủng hộ mạnh mẽ sự thay đổi c ơ cấu
và mô hình hai nhóm bất kể lựa chọn các biến phụ thuộc và các biến tỷ giá hối đoái.
Trong trường hợp bất ổn tỷ giá, chúng tôi ước tính mô hình hai nhóm sử dụng dữ liệu tỷ giá
hối đoái. Tương tự như trường hợp bất ổn tỷ giá, kết quả ước lượng của mô hình FDI thực tế,
được báo cáo trong Bảng 10, hỗ trợ hành vi đầu tư của MNEs thay đổi sau cuộc khủng hoảng.
Hơn nữa, kết quả

11

Chúng tôi kiểm tra tác động độ trễ của tỷ giá hối đoái (tức là mức độ) bằng cách bao gồm sự khác biệt đầu tiên
giữa tỷ giá và các biến bình phương của nó. Tuy nhiên, không có biến số nào có ý nghĩa ở mức thông thường. Thống
kê Chi-square (2) là 0.02, và do đó nó không thể từ chối giá trị 0 giả thuyết H0 của hai định mức tài chính. Để tiết kiệm

không gian, chúng tôi không báo cáo các kết quả ước lượng chi tiết, có sẵn từ các tác giả.


B.-S. Lee, B.S. Min / Pacific-Basin Finance Journal 19

(2011) 586–603

599

Bảng 9
Kết quả bài kiểm tra của Chow về thay đổi cơ cấu các thông số trước và sau cuộc khủng hoảng tài chính 1997 (dữ liệu
tỷ giá hối đoái).
Tỷ giá

FDI thực dưới dạng biến phụ thuộc

Tỷ lệ FDI trên GDP_Hàn Quốc dưới dạng biến phụ
thuộc
2
2
χ (13)=
χ (13)=
2
2
48.35 p>χ
102.63 p>χ
=
0.000
=
0.000

Tỷ giá thực
2
2
χ (13)=
χ (13)=
2
2
42.06
p>χ
102.52
p>χ
Ghi chú: Phương trình hồi quy bao gồm các biến mức tỷ giá (như là EXRATE_N và EXRATE_REAL),
GS, KOSPI, XUẤT, NHẬP
KHẨU,
OPENNESS, STRIKE_RATIO, WAGE_DIFF, TAX_DIFF, CGDP, BIT và các bi ến tương tác giữa các biến hồi quy và nhóm
giả.
Tỷ giá danh nghĩa

ngụ ý một mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá và FDI. Hình thức bậc hai của biến này chỉ có ý
nghĩa ở mức biểu hiện thông thường sau khủng hoảng (cột 2 và 4). Kết quả này đúng với việc
sử dụng cả bất ổn tỷ giá hối đoái danh nghĩa (EXRATE_N^2) và bất ổn tỷ giá thực
(EXRATE_REAL^2).
Giả thuyết về sự giàu có (Froot và Stein, 1991) cho thấy rằng các quốc gia bị ảnh hưởng bởi
sự chênh lệch giá trị của đồng tiền quốc gia từ giá trị cân bằng của nó sẽ thu hút nhiều đầu tư
nước ngoài hơn. Do các thị trường tài chính toàn cầu không hoàn hảo và có sự chênh lệch về
giá cả, lý thuyết cho rằng việc đánh giá đồng tiền của nước này làm tăng khả năng thương
lượng của các MNEs so với đối thủ địa phương. Thực tế, nhiều doanh nghiệp nợ nần của Hàn
Quốc bị những rắc rối về thanh khoản nghiêm trọng sau cuộc khủng hoảng chủ yếu là do lãi
suất thị trường tăng cao theo chế độ của IMF và giảm sự tin tưởng của người tiêu dùng (Kawai,
2000).

Một giải thích khác theo hướng tiêu cực về sự bất ổn tỷ giá hối đoái danh nghĩa
(EXRATE_N^2) và bất ổn tỷ giá thực (EXRATE_REAL^2) sẽ là các biến đại diện cho bất ổn tỷ lệ hối
đoái. Sau đó, kết quả này phù hợp với những điều được quan sát ở trên bằng các biện pháp
khác về bất ổn tỷ giá như VOLATILITY_SDM.12
Trong Bảng 11, chúng tôi báo cáo các kết quả ước lượng cho mô hình giả định khủng hoảng
bằng cách sử dụng dữ liệu mức tỷ giá hối đoái.13 Kết quả ước tính chỉ ra một số sự thật thú vị
về mối quan hệ giữa chuyển động tỷ giá (mức độ) và dòng chảy FDI. Trái ngược với mô hình hai
nhóm dữ liệu, tỷ giá hối đoái (cả danh nghĩa, EXRATE_N, và thực, EXRATE_REAL) đã trở nên
quan trọng 'trong suốt' cuộc khủng hoảng (cột 2 và 4). Điều này cho thấy một sự suy giảm
mạnh mẽ giá trị của đồng Won Hàn Quốc chỉ thu hút FDI trong thời gian khủng hoảng. Các
biến tỷ giá này không còn có ý nghĩa vào cuối năm 2006 (các cột 1 và 3). Điều này là liên tục
bất kể việc đo lường mức độ tỷ giá (i.e., bao gồm cả danh nghĩa, EXRATE_N, và thực,
EXRATE_REAL). Kết quả này phù hợp với giả thuyết bán tống bán tháo FDI của Krugman
(1998) và Aguiar và Gopinath (2005). Lý thuyết cho rằng các quốc gia chịu sự chênh lệch
tỷ giá hối đoái gây ra sự gia tăng đầu tư nước ngoài.
Điều thú vị là sự mất giá này dường như đã ảnh hưởng đến dòng chảy FDI mà không có
những tác động xung quanh, như được chỉ ra bởi các yếu tố không xác định của biến tương
tác giữa tỷ giá hối đoái và mô phỏng khủng hoảng. Kết quả này là ý nghĩa để xác định mô
hình. Biến số biến giả khủng hoảng có mức ý nghĩa 5% trong ngắn hạn (cột 2), nhưng ở
mức 10% vào cuối năm 2006 (cột 1). Điều này cho thấy một hiệu ứng giảm dần của sự
khủng hoảng mà gần như kết thúc vào cuối năm 2006. Điều này nghĩa là

12

Để kiểm tra tính hiệu quả của các kết quả của chúng tôi, chúng tôi đã tiến hành ước lượng sử dụng FDI trên GDP
của Hàn Quốc dưới dạng các biến phụ thuộc với cùng một vector của các biến hồi quy. Kết quả ước lượng cũng
tương tự như trong Bảng 10 mặc dù mức ước tính của hệ số ước tính của biến số tỷ giá giảm. Để tiết kiệm không
gian, chúng tôi không báo cáo kết quả.
13
Chi phí của RE này so với mô hình FE là để hạn chế 'tất cả' các biến độc lập để không tương quan với υi. Russ (2007)

cũng chỉ ra vấn đề nội sinh có thể xảy ra trong mối quan hệ tỷ giá - FDI trong một khung cân bằng chung. Mặc dù mô
hình của chúng tôi phần lớn dựa trên mô hình cân bằng một phần, chúng tôi kiểm tra tính hợp lệ của ước tính của chúng
tôi theo hai cách sau. Đầu tiên, liên quan đến sự tương quan có thể giữa các biến hồi quy và tính không đồng nhất cá
thể, Mundlak (1978), được bổ sung bởi Chamberlain (1984), gợi ý mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên có tương quan (RE).
Chúng tôi không nhận thấy bất kỳ biến nào bị bỏ qua theo thời gian là đáng kể bất kể các mô hình ước lượng khác
nhau. Thứ hai, chúng tôi tiến hành các ước tính bằng cách sử dụng các biến số công cụ để cho phép tính nội sinh của
các biến hồi quy trong phương trình. Có hai bước chính cho cách tiếp cận biến đổi công cụ này. Thứ nhất, chúng tôi
khác biệt tất cả các biến trong phương trình để loại bỏ tính không đồng nhất. Thứ hai, chúng ta tạo ra các biến số trong
hệ thống để tránh sự thiên lệch nội sinh (Arellano, 2003; Wooldridge, 2002). Các ước tính tổng thể hỗ trợ các kết quả


của chúng tôi, mặc dù mức độ biểu hiện thống kê của tỷ giá hối đoái trở nên mạnh mẽ hơn và chỉ số thống kê của biến tỷ
giá biến động giảm xuống.


600

B.-S. Lee, B.S. Min / Pacific-Basin Finance Journal 19 (2011) 586–603

Bảng 10
Kết quả ước lượng mô hình hai nhóm sử dụng tỷ giá hối đoái (biến phụ thuộc là FDI_Real).
Biến số

Trước khủng hoảng

Sau khủng hoảng

EXRATE_N

0.045

−0.038

0.8367

0.8078

0.116

−0.025

0.4117

0.0691

EXRATE_N^2

EXRATE_REAL

EXRATE_REAL^2

EXPORT

Trước khủng hoảng

Sau khủng hoảng

0.06

−0.08

0.7465

0.6634

0.081

−0.028

0.5055

0.0846

−2.164

0.152

−2.204

0.153

0.0123

0.0824

0.01

0.0767

0.044

−0.444

0.071

−0.443

0.9646

0.3324

0.9429

0.3282

OPENNESS

−0.004
0.7798

−0.055
0.6342

−0.015
0.4224

−0.048
0.6695

STRIKE_RATIO

0.001

0.345

0.001

0.345

0.3009

0

0.1958

0

TAX_DIFF

−0.005
0.2275

−0.015
0.5391

−0.005
0.2251

WAGE_DIFF

−0.018

0.035

−0.018

0.55

0.6991

0.5583

0.6748

0.154

−0.459

0.0771

0.095

−0.033

0.229

−0.095

−0.244

0.4466

0.1561

0.2153

0.0165

0.276

0.376

0.0786

0.0052

IMPORT

IP

BIT

GS

−0.01
5
0.534
0.038

Time Effects

Yes

Yes

Yes

Yes

N

100

48

100

48

0.34(0.33)

0.47(0.47)

0.34(0.33)

0.47(0.47)

R

2

Ghi chú: R2 thể hiện trong toàn nhóm (tổng thể) hệ số xác định. Giá trị P theo hệ số dựa trên các sai số tiêu chuẩn hiệu
quả và không liên quan đến hiệu suất. Hằng số không được hiển thị.

sự sai lệch đó của tỷ giá chỉ như là một yếu tố quyết định của FDI và có hiệu quả trong
ngắn hạn, trái với những ảnh hưởng liên tục của sự bất ổn tỷ giá được thảo luận ở phần
5.4.
Kết quả cũng chỉ ra rằng mức độ ảnh hưởng của khủng hoảng và tỷ giá hối đoái ảnh
hưởng đến dòng chảy FDI không chỉ độc lập (nghĩa là không thông qua các thuật ngữ
tương tác) mà còn theo các hướng ngược lại. Tỷ giá hối đoái có tác động cùng chiều đến
FDI trong ngắn hạn, cho thấy sự mất giá của đồng won trong năm 1997-98 thu hút FDI.
Ngược lại, mỗi lần khủng hoảng lại có ảnh hưởng ngược chiều. Dòng chảy FDI thực tế là
kết quả ròng của hai lực bù đắp này. Kết quả này có thể cung cấp một đầu mối cho thấy
không có khả năng phát hiện ảnh hưởng của tỷ giá đối với FDI trong ước lượng 2 nhóm.
6. Tóm tắt và kết luận.
Trong bài báo này, chúng tôi đã xem xét lại vai trò của bất ổn tỷ giá và mức độ trong
việc xác định các khoản đầu tư của các doanh nghiệp đa quốc gia (MNE) sử dụng số liệu
của Hàn Quốc, đã trải qua một cuộc khủng hoảng tài chính nghiêm trọng vào khoảng năm
1997. Kinh nghiệm của Hàn Quốc độc đáo ở chỗ, sau cuộc khủng hoảng tài chính, Hàn
Quốc đã trải qua một sự mất giá đáng kể của đồng tiền của mình cùng với một sự gia
tăng đáng kể trong sự biến động của nó. Như vậy, kinh nghiệm của Hàn Quốc cung cấp


môi trường thực tế để kiểm tra lại vai trò của cả hai gồm sự bất ổn tỷ giá và mức độ trong
việc xác định đầu tư trực tiếp nước ngoài.
Với các bằng chứng khác nhau trong các nghiên cứu trước, chúng tôi đặc biệt quan tâm đến
việc xác định những bằng chứng thực nghiệm mạnh mẽ về mối quan hệ giữa FDI và các biến
tỷ giá. Với những bằng chứng mạnh mẽ về thay đổi cơ cấu năm 1997, chúng tôi sử dụng hai
mô hình thực nghiệm để giải quyết sự thay đổi cơ cấu: một mô hình hai nhóm dữ liệu và một
mô hình biến giả khủng hoảng. Chúng tôi sử dụng hai biện pháp cho FDI: giá trị FDI và tỷ trọng

của nó so với GDP. Đối với bất ổn tỷ giá, chúng tôi sử dụng cả dữ liệu đã quan sát được (nghĩa
là di chuyển độ lệch chuẩn trung bình) và dự báo dựa trên mô hình GARCH.


B.-S. Lee, B.S. Min / Pacific-Basin Finance Journal 19

(2011) 586–603

601

Bảng 11
Kết quả ước tính của mô hình mô phỏng khủng hoảng bằng cách sử dụng mức tỷ giá (biến phụ thuộc là FDI_REAL).
Biến số

Model1: Tác động
dài hạn

Model2: Tác
động ngắn hạn

EXRATE_N

0.962
0.4737
9.029
0.0861
0.421
0.8858

2.049

0.0505

CRISIS97_06
CRISIS97_06*EXRATE_N

Model1’: Tác động
dài hạn

9.109
0.1016

CRISIS97_98

− 8.933
0.0301

CRISIS97_98*EXRATE_N

− 1.383
0.7629

EXRATE_REAL

−8.886
0.0315

0.465
0.6189
1.093
0.7504

CRISIS97_06
CRISIS97_98*EXRATE_REAL
EXPORT

Model2’: Tác
động ngắn hạn

1.741
0.0382

−1.016
0.8451
−2.72
0.7075
3.949
0.3093

− 5.22
0.5259
6.845
0.1394

−2.823
0.6942
4.024
0.2977

−5.469
0.5091

6.891
0.1414

OPENNESS

−0.024
0.5906

− 0.098
0.0296

−0.024
0.5798

−0.094
0.0324

STRIKE_RATIO

−0.01
0.1413
4.171
0.6097
0.249
0.1384
0.275
0.4573
4.998
0.0226
2.979

0.0874
0.196
0.6036
152
0.31(0.21)

− 0.009
0.2031
0.942
0.9093
0.261
0.1236
0.574
0.1654
7.194
0.0093
5.614
0.0048
1.075
0.0145
152
0.31(0.20)

−0.01
0.1107
4.043
0.6107
0.246
0.1395
0.275

0.4398
4.864
0.0256
2.926
0.0839
0.195
0.5931
152
0.31(0.21)

−0.01
0.1769
0.533
0.945
0.257
0.1269
0.534
0.1872
6.973
0.0109
5.393
0.0068
1.104
0.0143
152
0.31(0.20)

IMPORT

CGDP

TAX_DIFF
WAGE_DIFF
KOSPI
GS
BIT
N
2
R

Ghi chú: R2 thể hiện trong toàn nhóm (tổng thể) hệ số xác định. Giá trị P theo hệ số dựa trên các sai số tiêu chuẩn hiệu
quả và không liên quan đến hiệu suất. Hằng số không được hiển thị.

Những kết luận chính của chúng tôi có thể được tóm tắt như sau. Thứ nhất, hành vi của các
nhà đầu tư nước ngoài ở Hàn Quốc thay đổi sau cuộc khủng hoảng năm 1997. Các hệ số của
các biến số tỷ giá (tức là sự bất ổn và mức độ) chỉ có ý nghĩa sau cuộc khủng hoảng, nhưng
không đáng kể trước khủng hoảng. Sự thay đổi trong FDI để đáp ứng sự bất ổn của tỷ giá là
mạnh mẽ, trong khi đó mức tỷ giá khá hỗn hợp. Sự phát triển gần đây của lý thuyết FDI dựa
trên lý thuyết lựa chọn thực cũng hàm ý rằng MNEs sẽ xem xét giá trị trỉ hoãn đầu tư do bất định
trong quá trình ra quyết định.
Thứ hai, thời gian tác động của sự bất ổn tỷ giá và mức độ FDI là khác nhau. Sự tương tác
giữa biến giả khủng hoảng và bất ổn tỷ giá là rất quan trọng trong thời gian dài, trong khi sự
tương tác giữa biến giả và mức tỷ giá hối đoái không có ý nghĩa trong ngắn hạn hoặc về lâu
dài. Tuy nhiên, mức tỷ giá có ý nghĩa trong ngắn hạn. Điều này ngụ ý rằng hiệu quả của sự bất
ổn tỷ giá đối với FDI là liên tục, trong khi đó sự sai lệch về mức độ chỉ là tạm thời, cho thấy
MNEs xem bất ổn là một yếu tố quyết định "tổng quát" hơn của việc đầu tư nước ngoài không
cân đối mức tỷ giá.