Tiểu luận môn tài chính quốc tế paper 3 tỷ giá hối đoái và chiến lược FDI của các công ty đa quốc gia

MÔN: TÀI CHÍNH QUỐC TẾ

PAPER 3
TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ CHIẾN LƯỢC FDI CỦA CÁC CÔNG TY ĐA QUỐC GIA

GVHD : TS. NGUYỄN HỮU TUẤN
Lớp

: Tài chính K19 VB2

Nhóm thực hiện : NHÓM 8
1.

ĐẶNG THỊ LỰC

2.

CAO THÚY HƯỜNG

3.

VÕ THỊ PHƯƠNG THÚY

1


TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ CHIẾN LƯỢC FDI CỦA CÁC CÔNG TY ĐA QUỐC GIA
Bong – Soo Lee, Byung S.Min
Giới thiệu
Các nghiên cứu trước đây đã chỉ ra rằng các khoản đầu tư xuyên biên giới của các công ty đa
quốc gia (MNEs) bị ảnh hưởng bởi độ bất ổn của tỷ giá hối đoái. Tuy nhiên, có nhiều quan điểm về

mối tương quan giữa tỷ giá hối đoái và độ bất ổn của nó trong việc xác định đầu tư trực tiếp nước
ngoài (FDI). Trong paper này, chúng tôi xem xét lại mối tương quan của mức tỷ giá và độ bất ổn của
tỷ giá hối đoái trong việc xác định FDI thông qua việc sử dụng dữ liệu về FDI tại Hàn Quốc.
Hàn Quốc đã trải qua một cuộc khủng hoảng tài chính nghiêm trọng vào khoảng năm 1997, đây
là một phần trong cuộc khủng hoảng tài chính ở Châu Á, dẫn tới sự mất giá đáng kể đồng nội tệ so
với các ngoại tệ quan trọng và gia tăng đáng kể độ bất ổn của tỷ giá hối đoái. Theo khuyến nghị của
IMF, Hàn Quốc đã chuyển sang chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi và loại bỏ hầu hết các hạn chế đầu tư
nước ngoài. Sau cuộc khủng hoảng, tầm quan trọng của FDI đã tăng đáng kể. Dòng vốn FDI đã tăng
từ 997,7 triệu đô la Mỹ/năm (439,4 dự án) trước khủng hoảng (1981-1996) lên 10,9 tỷ đô la Mỹ/năm
(2,687 dự án) sau cuộc khủng hoảng (1997-2006). Cụ thể, tỷ trọng FDI trong GDP năm 1998 tăng từ
0,3% (trước khủng hoảng) lên 3,4% (sau khủng hoảng). Với sự phát triển này, Hàn Quốc được xem là
môi trường điển hình cho việc xem xét lại vai trò của mức tỷ giá và độ bất ổn của tỷ giá hối đoái
trong sự thay đổi nguồn vốn FDI bằng cách so sánh các mối tương quan trước và sau khủng hoảng tài
chính.
Các nghiên cứu hiện tại về tỷ giá hối đoái và FDI sử dụng cả mức tỷ giá và độ bất ổn của tỷ giá
hối đoái chủ yếu tập trung vào các khoản đầu tư của các công ty đa quốc gia Nhật Bản và Hoa Kỳ tại
thị trường Hoa Kỳ và EU. Tuy nhiên, các lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm về FDI đã tạo ra sự hỗ
trợ không đồng nhất cho liên kết giữa độ bất ổn của tỷ giá và FDI (Blonigen 1997). Ba báo cáo
nghiên cứu của Froot và Stein (1991), Kogut và Chang (1996) và Blonigen (1997) phân tích FDI của
Nhật Bản tại Hoa Kỳ trong những năm 1980. Cả Froot và Stein (1991) và Blonigen (1997) đều phân
tích vai trò của tỷ giá hối đoái thực nhưng Froot và Stein sử dụng dữ liệu tổng hợp, trong khi đó,
Blonigen sử dụng dữ liệu theo ngành. Kogut và Chang (1996) thì phân tích đầu tư của các doanh
nghiệp điện tử Nhật Bản tại Hoa Kỳ.
Các kết quả mang tính ước lượng của Caves (1989), Swenson (1994) cũng như Klein và cộng
sự (1994) ủng hộ đề xuất rằng dòng vốn FDI được thúc đẩy thông qua sự giảm giá của đồng nội tệ,
trong khi đó các nghiên cứu của Ray (1989) và Healy và Palepu (1993) không ủng hộ đề xuất này.
Cushman (1985, 1988), Goldberg và Kolstad (1995) và Zhang (2004) ủng hộ lý thuyết cho rằng độ
bất ổn của tỷ giá kích thích FDI của Mỹ ở nước ngoài. Ngược lại, Galgau và Sekkat (2004) nhận thấy
rằng độ bất ổn trong tỷ giá hối đoái của EU gây cản trở đến dòng vốn FDI.
Các nghiên cứu hiện tại về FDI tại Hàn Quốc tập trung vào các yếu tố mang tính quyết định

thông thường như thương mại (Min, 2006; Lee, 1994) và các cuộc đình công do lương (Tcha, 1998).
Aguiar và Gopinath (2005) và Pulvino (1998) phân tích FDI ở một số nước châu Á sau khủng hoảng
nhưng tập trung chủ yếu vào ảnh hưởng của tính thanh khoản trong những thương vụ mua lại mà
không tính đến các biến số tỷ giá.
1.

2


Trái ngược với các nghiên cứu trước, chúng tôi tập trung vào tác động của độ bất ổn trong tỷ giá
hối đoái đối với FDI của cả các nền kinh tế đã phát triển và các nền kinh tế mở - nhỏ, trong đó đặc
biệt chú ý đến tác động của cuộc khủng hoảng tài chính năm 1997 và sử dụng phân tích dữ liệu bảng
mở rộng. Dựa trên các bằng chứng khác nhau trong các nghiên cứu trước, chúng tôi nỗ lực để tìm ra
bằng chứng thực nghiệm xác đáng về mối quan hệ giữa FDI và các biến số tỷ giá.
Trong khi tác động của độ bất ổn tỷ giá hối đoái tác động lên quyết định đầu tư của các doanh
nghiệp đa quốc gia (MNEs) đã được nghiên cứu, paper này khác với các nghiên cứu hiện tại trong ba
quan điểm sau đây. Thứ nhất, độ bất ổn của tỷ giá mà chúng ta điều tra trong báo cáo này không phải
do những chính sách bất ngờ hay bởi các rào cản thương mại hiện tại gây ra. Hầu hết các nghiên cứu
hiện tại đều cho rằng tỷ giá hối đoái có tính chất nội sinh như là một chức năng cung tiền tương đối
giữa các quốc gia nguồn và nước tiếp nhận (Aizenman, 1992; Devereux và Engel, 2001; Goldberg và
Kolstad, 1995; Russ, 2007). Giả định này cho phép các nhà nghiên cứu đưa ra các hiệu ứng thứ cấp
bao gồm các cú sốc do sự thay đổi trong cung tiền. Ngược lại, những cú sốc trong paper này phần lớn
là do sự tự tin của các nhà đầu tư quốc tế trong cuộc khủng hoảng tài chính khu vực ở Châu Á. Kawai
(2000) đã nêu ra nguyên nhân cuộc khủng hoảng tài chính ở Châu Á dẫn đến việc tăng nhanh nguồn
vốn trong khu vực. Do đó, báo cáo của chúng tôi tập trung vào những hiệu ứng bậc nhất chứ không
phải là hiệu ứng thứ cấp (ví dụ: nhu cầu tiêu dùng) và do đó không có sự ước tính thiên vị nào liên
quan đến một biến nội sinh.
Thứ hai, các nghiên cứu hiện tại về mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và FDI phần lớn nói về
trường hợp của Hoa Kỳ. Nghiên cứu của chúng tôi xem xét vấn đề cho một nền kinh tế mở - nhỏ. Các
tài liệu về FDI ở các nền kinh tế mới nổi có xu hướng tập trung vào việc hội nhập theo chiều dọc dựa

trên khuôn khổ sở hữu truyền thống - địa điểm - nội bộ hoá hoặc tác động của FDI đối với các nền
kinh tế nước sở tại (như Braconier và cộng sự, 2005; Enright, 2009; Aybar and Aysun, 2009).
Thứ ba, chúng tôi điều tra tác động của bất ổn tỷ giá đối với quyết định đầu tư của các công ty
đa quốc gia so sánh giữa hai mẫu nhỏ: trước (hoặc theo chính sách tỷ giá cố định) và sau khủng
hoảng tài chính (hoặc theo chính sách tỷ giả thả nổi). Với những bằng chứng rõ ràng về sự thay đổi
cơ cấu năm 1997, chúng tôi sử dụng hai mô hình thực nghiệm để đề cập đến sự thay đổi cơ cấu: mô
hình hai nhóm và mô hình biến giả. Chúng tôi sử dụng hai kiểu đo lường FDI: mức FDI và tỷ lệ của
nó trong GDP. Đối với độ bất ổn của tỷ giá, chúng tôi sử dụng cả dữ liệu quan sát được (nghĩa là di
chuyển sai số chuẩn trung bình) và dự báo dựa trên GARCH.
Chúng tôi thấy rằng hoạt động của các nhà đầu tư nước ngoài ở Hàn Quốc đã thay đổi sau cuộc
khủng hoảng năm 1997. Mặc dù các biến số tỷ giá (tức cả độ bất ổn và mức tỷ giá) có ảnh hưởng
đáng kể đến FDI trước khủng hoảng, nhưng chỉ có tác động của độ bất ổn tỷ giá còn duy trì mạnh mẽ.
Điều này phù hợp với lý thuyết quyền chọn thực được phát triển gần đây với nội dung các công ty đa
quốc gia sẽ xem xét các giá trị không chắc chắn trong quá trình ra quyết định. Hơn nữa, chúng ta thấy
rằng thời gian tác động của mức tỷ giá và độ bất ổn tỷ giá lên FDI là khác nhau do ảnh hưởng của độ
bất ổn tỷ giá đối với FDI là bền vững, trong khi đó sự xê dịch của mức tỷ giá chỉ là tạm thời. Trái
ngược với những tài liệu hiện tại, chúng ta đã có bằng chứng xác đáng về sự phi tuyến trong mối
quan hệ giữa sự không chắc chắn và đầu tư. Kết quả này phù hợp với sự phát triển gần đây của lý
thuyết đầu tư quyền chọn và có thể làm sáng tỏ lý do tại sao tài liệu hiện tại cho thấy kết quả phức
hợp về mối quan hệ giữa các biến số tỷ giá và FDI.

3


Paper này được tổ chức như sau. Trong Phần 2, chúng tôi sẽ xem xét lại tài liệu để đưa ra các lý
thuyết thực nghiệm. Trong Phần 3, chúng tôi trình bày các mô hình thực nghiệm của chúng tôi có tính
đến những thay đổi cơ cấu tiềm năng: mô hình hai nhóm và mô hình biến giả. Trong Phần 4, chúng
tôi mô tả dữ liệu và nguồn dữ liệu. Trong Phần 5, chúng tôi trình bày và thảo luận các kết quả thực
nghiệm. Trọng tâm của chúng tôi là kiểm tra sự vững mạnh của các phát hiện quan trọng của chúng
tôi. Chúng tôi kết luận trong Phần 6.

2.
Các lý thuyết thực nghiệm
2.1. Độ bất ổn của tỷ giá và FDI
Các dự báo mang tính lý thuyết về tác động của độ bất ổn tỷ giá đối với dòng FDI rất đa dạng.
Dixit và Pindyck (1994, 1995), Pindyck (1998), Campa (1993) và Rivoli và Salorio (1996) cho rằng
giá trị thay đổi của các quyền chọn thực xuất phát từ sự bất trắc kinh tế trong thị trường tài chính và
là động lực thúc đẩy FDI . Một ý nghĩa của lý thuyết này là: các công ty đa quốc gia - dựa vào chi
phí chìm trong các chi phí cố định tại nước sở tại - có thể giữ lại FDI nếu không chắc chắn về việc tỷ
giá tăng lên. độ bất ổn trong tỷ giá dẫn đến sự không chắc chắn về khả năng thu hồi vốn, do đó làm
tăng giá trị của nguồn FDI đang trì hoãn. Lý luận dựa trên lý thuyết quyền chọn này có giá trị ngay cả
đối với các công ty đa quốc gia trung lập có nguy cơ rủi ro vì chi phí chìm là yếu tố quyết định giá trị
lựa chọn của việc nắm giữ đầu tư.
Ngược lại, Devereux và Engel (2001) cho rằng dòng FDI có thể dễ dàng xâm nhập hơn dưới
chính sách tỷ giá thả nổi thay vì chính sách tỷ giá cố định, đặc biệt khi các doanh nghiệp đầu tư vào
đồng nội tệ. Điều này phù hợp với thực tế là các chế độ thả nổi thường kích thích sản xuất của tất cả
các doanh nghiệp, bao gồm các công ty con của các công ty đa quốc gia. Itagaki (1981) cho thấy sự
gia tăng bất ổn tỷ giá có thể thúc đẩy các công ty đa quốc gia đầu tư ra nước ngoài như là một cách để
phòng ngừa rủi ro (bằng giá trị tài sản và luồng sinh lời từ nước ngoài) chống lại thế giá xuống (giá trị
tài sản nội địa so với nợ nước ngoài) trên bảng cân đối kế toán. Goldberg và Kolstad (1995) cho thấy
độ bất ổn trong tỷ giá có thể làm tăng hiệu suất của các công ty đa quốc gia nằm ở nước ngoài nếu chi
phí sản xuất tương quan cùng chiều với thu nhập từ các thị trường nước ngoài này.
Mặt khác, Aizenman và Marion (2004) đề xuất rằng các công ty đa quốc gia sẽ phản ứng khác
nhau đối với độ bất ổn tỷ giá tùy thuộc vào các cú sốc thực hay danh nghĩa, trong khi mô hình cân
bằng tổng quát của Russ (2007) cho thấy phản ứng của các công ty đa quốc gia đối với độ bất ổn này
sẽ khác nhau tùy thuộc vào việc bất ổn này phát sinh từ các cú sốc ở nước ngoài hay ở chính nước đó.
Như đã đề cập ở trên, dự đoán tác động của bất ổn tỷ giá đối với FDI là khác nhau tùy thuộc vào
từng giả thuyết. Ảnh hưởng có thể là tiêu cực theo lý thuyết quyền chọn của Dixit-Pindyck và/hoặc
giả thuyết về tính linh hoạt trong cấu trúc sản xuất của Aizenman (1992). Ngược lại, nó sẽ là tích cực
theo giả định của Devereux và Engel (2001) về định giá theo thị trường và/hoặc giả thuyết bảo vệ lợi
nhuận của Itagaki (1981). Mức hiệu suất ở nước ngoài cũng sẽ gia tăng theo sự gia tăng bất ổn của tỷ

giá theo lý thuyết Goldberg và Kolstad (1995) về hoạt động của nhà đầu tư nước ngoài không thích
rủi ro.
Trong khi vẫn còn những tranh cãi về mối quan hệ tuyến tính giữa độ bất ổn của tỷ giá và FDI,
các nghiên cứu gần đây lại cho thấy khả năng tồn tại một mối quan hệ phi tuyến. Sarkar (2000) cho
thấy mối quan hệ phi tuyến giữa đầu tư không chắc chắn với mô hình thu nhập ngẫu nhiên, mặc dù
ông không xem xét một cách rõ ràng ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái. Tuy nhiên, Jeanneret (2007) cho
thấy sự phi tuyến mang hình chữ U sau khi xem xét tác động của cả độ bất ổn trong tỷ giá và mối
4


quan hệ giữa cổ phiếu và lựa chọn giá thực hiện của dự án. Darby và cộng sự (1999) cũng xem xét
mối quan hệ phi tuyến này và lập luận rằng sự gia tăng bất ổn sẽ làm tăng hoặc giảm đầu tư, phụ
thuộc phần lớn vào mức độ bất ổn, giá trị còn lại của dự án và chi phí cơ hội.
Bên cạnh sự thay đổi về tỷ giá hối đoái, độ bất ổn của đồng Won Hàn Quốc so với các đồng tiền
mạnh đã gia tăng sau cuộc khủng hoảng do chính phủ Hàn Quốc áp dụng cơ chế tỷ giá hối đoái thả
nổi vào cuối năm 1997. Ví dụ, độ bất ổn trung bình của đồng Won so với đồng đô la Mỹ sau cuộc
khủng hoảng cao gấp gần năm lần so với trước khủng hoảng (xem Bảng 1). Giả định rằng tỷ giá hối
đoái phần lớn được xác định bởi sự chẵn lẻ của tỷ lệ lãi suất không rõ ràng, độ bất ổn gia tăng tại Hàn
Quốc sau cuộc khủng hoảng cung cấp cho chúng ta những tài liệu phù hợp để điều tra mối quan hệ
giữa độ bất ổn của tỷ giá và FDI.
2.2. Mức tỷ giá và FDI
Nếu thị trường không có rào cản thương mại và các biến động tỷ giá chỉ đơn giản là phản ánh sự
chênh lệch giá cả giữa các quốc gia, sức mua tương đương thực sẽ được duy trì và tỷ giá hối đoái sẽ ít
ảnh hưởng đến quyết định đầu tư của các công ty đa quốc gia. Có rất nhiều bằng chứng thực nghiệm
lại cho thấy sức mua tương đương thường giảm xuống (theo Taylor và Taylor, 2004 và các tài liệu
tham khảo). Do đó, độ bất ổn tỷ giá có thể là một yếu tố quyết định đầu tư nước ngoài. Sự thay đổi về
mức tỷ giá có thể ảnh hưởng đến việc ra quyết định của các công ty đa quốc gia ở hai khía cạnh. Thứ
nhất, tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đến lợi nhuận kinh doanh của các công ty đa quốc gia khi lợi nhuận
thu về được chuyển đổi sang tiền tệ của quốc gia họ. Thứ hai, nó cũng có thể ảnh hưởng đến yêu cầu
hiệu quả của các công ty đa quốc gia so với các đối thủ cạnh tranh trong nước để thu được tài sản thể

hiện bằng đồng nội địa.
Lý thuyết của Froot và Stein (1991), sau đó được mở rộng bởi Klein et cộng sự (2002), tập
trung vào vai trò của tỷ giá hối đoái và tranh luận về hiệu ứng tài sản. Mô hình của họ ghi nhận sự
phản ứng của các biến động trong dòng vốn quốc tế dẫn đến những thay đổi về tài sản được tạo ra bởi
các dao động tỷ giá. Việc đánh giá tỷ giá tăng cường khả năng đấu giá của một công ty trong nước để
mua tài sản ở một quốc gia khác. Nếu thị trường vốn không tự do hoàn toàn và không cho phép kinh
doanh chênh lệch giá tự do, thì sự giàu có và quyền thương lượng kết quả này sẽ làm tăng khả năng
mua lại tài sản thể hiện bằng sự giảm giá tiền tệ. Tương tự như vậy, Kogut và Chang (1996) cho thấy
rằng bất ổn tỷ giá là một yếu tố quyết định dòng FDI. Phân tích sự đầu tư của các hãng điện tử Nhật
Bản vào Hoa Kỳ trong những năm 1970 và 1980, họ cho rằng hiệu quả của việc chuyển đổi tỷ giá sẽ
tăng lên nếu các công ty đa quốc gia có khả năng nghiên cứu và phát triển (R & D) cùng với lịch sử
đầu tư trước đây của họ ở nước sở tại.
Lý thuyết của Krugman (1998), sau đó được mở rộng bởi Aguiar và Gopinath (2005), đề xuất
một mô hình giải thích dòng FDI bán tống tại các thị trường mới nổi. Mô hình này cho thấy các
doanh nghiệp có tính thanh khoản hạn chế buộc phải bán tài sản giảm giá cho các nhà đầu tư từ các
quốc gia có thu nhập cao. Một ý nghĩa quan trọng của lập luận bán phá giá này là sự thay đổi đột ngột
của tỷ giá từ mức cân bằng dài hạn của nó làm giảm tính chậm trễ của đầu tư, tương tự như giả thuyết
FDI dựa trên quyền chọn thực (ví dụ như Dixit và Pindyck, 1994).
Bảng 1:
Độ bất ổn của tỷ giá đồng Won so với các đồng tiền mạnh khác trước và sau khủng hoảng 1997
Hoa Kỳ
($)

Canada
($)

Nhật
(Yên)

Singapore

($)

Đức
(mark)

UK
(pound)

Pháp
(franc)

Thụy Sỹ
(franc)

5


Trước
khủng
hoảng

11.46

11.55

0.26

9.94

18.99

62.18

5.95

25.94

(7.6)

(4.1)

(0.2)

(5.8)

(9.2)

(34.1)

(2.6)

(12.4)

Sau
khủng
hoảng

53.57

42.50

0.46

26.84

33.01

92.80

9.80

40.98

(57.9)

(41.4)

(0.4)

(31.1)

(27.3)

(93.4)

(8.3)

(37.4)

Lưu ý: các con số là giá trị trung bình của tỷ giá hối đoái danh nghĩa sử dụng dữ liệu hàng tháng

trước khủng hoảng (1981-1996) và sau khủng hoảng (1997-2006). Con số trong ngoặc là độ lệch
chuẩn.
Bảng 2:
Bất ổn tỷ giá hối đoái của đồng Won so với các đồng tiền tiền mạnh trước và sau cuộc khủng hoảng
năm 1997.
US
(dollar)
Tỷ
giá
danh
nghĩa

Tỷ
giá
thực

Canada
(dollar)

Nhật
(yen)

Singapore
(dollar)

Đức (mark)

UK
(pound)

Pháp
(franc)

Thụy Sỹ
(franc)

Trước
khủng
hoảng

776.0

609.5

5.33

422.5

411.5

1245.7

127.0

486.2

(60.5)

(27.9)

(1.7)

(77.8)

(91.7)

(87.73)

(20.3)

Sau
khủng
hoảng

1152.0

824.1

9.85

682.5

639.7

1890.6

190.7

(144.4)

(70.2)

(1.1)

(66.6)

(80.8)

(208.2)

(24.2)

Trước
khủng
hoảng

911.1

731.5

6.73

520.9

495.6

1336.3

152.4

569.2

(116.7)

(90.9)

(1.3)

(40.6)

(60.3)

(117.7)

(17.6)

(81.0)

Sau
khủng
hoảng

1051.9

725.9

7.78

564.6

548.6

1739.8

163.1

657.6

(27.9)

(50.4)

(1.2)

(80.9)

(66.9)

(179.8)

(20.2)

(77.6)

(107.3)

804.3
(100.2)

Lưu ý: cả tỷ giá hối đoái danh nghĩa và tỷ giá hối đoái thực đều là những giá trị trung bình trước

khủng hoảng (1981-1996) và sau khủng hoảng (1997-2006). Con số ở trong ngoặc là độ lệch
chuẩn. Đo lường tỷ giá hối đoái thực dựa trên chỉ số CPI.
Bảng 2 cho thấy tỷ giá hối đoái của đồng Won so với tất cả các đồng tiền mạnh trên thế giới đều
tăng lên. Ví dụ tỷ giá hối đoái so với đô la Mỹ đã tăng mạnh vào thời điểm bắt đầu cuộc khủng hoảng
và giá trị của đồng Won đã giảm khoảng 46% vào đầu tháng 3 năm 1998 so với mức năm 1996.
Với các thị trường vốn tích hợp không hoàn hảo trên khắp các quốc gia được Jong and de Roon
(2005) chỉ ra, sự sụp đổ giá trị của đồng nội tệ (won) đối với các ngoại tệ mạnh sẽ thu hút nhiều hơn
nữa đầu tư nước ngoài vào Hàn Quốc. Chúng tôi giả thuyết rằng sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái tác
động tích cực đến dòng FDI, nhưng có thể khác nhau trước và sau cuộc khủng hoảng. Nếu cuộc
khủng hoảng không thể được dự đoán trước, dấu hiệu của hệ số tỷ giá hối đoái trước khủng hoảng sẽ
là tích cực và điều này chủ yếu do lợi nhuận kinh doanh của các công ty đa quốc gia được chuyển đổi
6


từ ngoại tệ khấu hao. Nếu sự kết hợp lý thuyết về ảnh hưởng của sự giàu có của Froot và Stein (1991)
với giả thuyết về bán tống của Krugman (1998) có giá trị, tỷ giá hối đoái được xác định bằng tỷ lệ
đồng nội tệ so đối với mỗi đồng ngoại tệ của quốc gia nguồn sẽ có ý nghĩa thống kê với một dấu hiệu
tích cực, đặc biệt là sau cuộc khủng hoảng, khi các doanh nghiệp nội địa phải đối mặt với tình trạng
thiếu tính thanh khoản nghiêm trọng.
3. Mô hình thực nghiệm

Phân tích dữ liệu bảng rất cần thiết để có được các ước lượng nhất quán với sự hiện diện của các
biến đã bỏ qua và khi không có các biến số cụ thể. Ngược lại với các ước tính hiện tại dựa vào dữ liệu
chéo hoặc dữ liệu chuỗi thời gian, chúng ta lưu ý rằng không quan sát ảnh hưởng không thay đổi theo
thời gian, các yếu tố quốc gia hay hoạt động không đồng nhất của các nhà đầu tư nước ngoài (khó
quan sát được) có thể ảnh hưởng đến các luồng FDI. Như vậy, chúng tôi sử dụng mô hình dữ liêu
bảng để đảm bảo tồn tại các biến không quan sát (Chamberlain, 1984; Wooldridge, 2002) trong phân
tích của chúng tôi:
FDI vào Hàn quốcit = x’itβ + γEXRATEit + ξit
ξit = υi + εit ;

(1)

Trong đó:
Chỉ số i: quốc gia nguồn riêng lẻ (đơn vị chéo) và chỉ số t: thời gian. Tác động không quan sát được
υi ở phần dư ξit trong hiệu ứng cố định (fixed effect, FE) theo đơn vị chéo, và là biến ngẫu nhiên trong
hiệu ứng cố định theo thời gian. Thái độ thù địch hoặc thân thiện của công chúng đối với các công ty
đa quốc gia kinh doanh ở nước sở tại là một ví dụ về tính không đồng nhất này. xit biểu thị một vector
các biến độc lập được quan sát theo thời gian, ngoại trừ biến tỷ giá hối đoái, biến EXRATE, và εit biểu
thị một sai số khác không quan sát được.
Vì chúng ta dự định xem xét những thay đổi trong đầu tư của công ty đa quốc gia ở Hàn Quốc
trước và sau cuộc khủng hoảng tài chính năm 1997 với dự đoán về sự thay đổi về cơ cấu năm 1997,
chúng tôi mở rộng mô hình (1) theo hai cách. Trước tiên, chúng tôi ước tính cùng một mô hình (1)
cho hai nhóm khác nhau (khoảng thời gian):
FDI vào Hàn Quốcit = x’itβA + γAEXRATEit + ξit , nếu t € {G1; trước khủng hoảng,1981-1996}
B

(2)

B

FDI vào Hàn Quốcit = x’itβ + γ EXRATEit + ξit , nếu t € {G2; sau khủng hoảng, 1997-2006}

Trong đó biến EXRATE đại diện cho tỷ giá hoặc bất ổn tỷ giá. Chúng tôi gọi mô hình (2) là mô
hình hai nhóm. Một trong những ưu điểm của việc phân tích mô hình hai nhóm này là chúng tôi có
thể trực tiếp so sánh các thông số ước tính trước và sau cuộc khủng hoảng tài chính.
Sự mở rộng khác của mô hình (1) bao gồm một biến nhị phân cho cuộc khủng hoảng tài chính và một
biến tương tác giữa các EXRATE và biến nhị phân này:
FDI vào Hàn Quốcit = x’itβ + γEXRATEit + λDcrisis + δEXRATE × Dcrisis+ ξit
D crisis=

0; nếu t Є {1981−1996};
1; nếu t Є {1997−2006};

hoặc Dcrisis =

1; nếu t Є{1997−1998};
0; khác

(3)

7


Chúng tôi gọi mô hình (3) này là mô hình biến giả. Ưu điểm của mô hình này là nó có thể
nghiên cứu cách mà EXRATE ảnh hưởng đến FDI như thế nào. Một hệ số có ý nghĩa thống kê của
biến tương tác δ ngụ ý rằng biến EXRATE ảnh hưởng đến dòng vốn FDI qua các sự kiện khủng
hoảng. 5 Ngược lại, ý nghĩa của λ cho thấy một ảnh hưởng trực tiếp của sự kiện khủng hoảng vào
dòng vốn FDI (ảnh hưởng của FDI lên FDI). 6 Một giá trị quan trọng khác của mô hình (3) là chúng
ta có thể
nghiên cứu quá trình ảnh hưởng của EXRATE lên FDI bằng cách định nghĩa khác là D crisis.
4. Dữ liệu
Dữ liệu từ tám quốc gia có nguồn FDI lớn của Hàn Quốc ở ba vùng khác nhau trên thế giới: Mỹ
và Canada ở Bắc Mỹ, Nhật Bản và Singapore ở Châu Á, Đức, Anh, Pháp và Thụy Sĩ ở châu Âu. Tỷ
trọng trung bình FDI của 8 quốc gia trong tổng số FDI vào Hàn Quốc là khoảng 76% trong giai đoạn
lấy mẫu. Hình. 1 cho thấy sự đầu tư của Mỹ và Nhật Bản dẫn đến dòng vốn FDI chảy vào, mặc dù tỷ
trọng của Nhật Bản đã giảm từ giữa những năm 1980, trong khi đầu tư của Mỹ dao động quanh mức
32%.
Để gia tăng sự chắc chắn trong những đánh giá, chúng tôi sử dụng hai loại biến FDI: FDI thực
(FDI_REAL), được đo bằng logarit tự nhiên của FDI danh nghĩa (đô la Mỹ) được chuyển đổi vào

năm 1995 với giá trị bất biến, và tỷ trọng FDI của các quốc gia riêng lẻ rong GDP của Hàn Quốc
(FDI_GDPK), được đo bằng FDI (i) / GDP Hàn Quốc. Tỷ trọng của biến được thúc đẩy bởi Goldberg
và Kolstad (1995) , những người chứng minh được rằng tỷ trọng khả năng sản xuất nằm trong thị
trường nước ngoài là một hàm của bất ổn tỷ giá hối đoái.
Chúng tôi đo lường độ bất ổn tỷ giá chủ yếu bằng hai phương pháp khác nhau. Phương pháp thứ
nhất, chúng tôi dùng dao động trung bình của độ lệch chuẩn của độ bất ổn tỷ giá danh nghĩa với một
thử nghiệm trong khoảng thời gian hai tháng,VOLATILITY_SDM. Phương pháp thứ hai, chúng tôi
tính toán phương sai dự báo từ ước tính của GARCH (1,1) xoay quanh bất ổn tỷ giá. Chúng tôi cũng
tính toán độ bất ổn của biến tỷ giá hối đoái để kiểm định sự phi tuyến trong mối quan hệ đầu tư không
chắc chắn.
Chúng tôi sử dụng hai tỷ giá song phương khác trong mối tương quan với dữ liệu không đổi.
Một là tỷ giá danh nghĩa, EXRATE_N, được tính bằng số lượng đơn vị tiền tệ nước chủ nhà trên đơn
vị tiền tệ quốc gia xuất khẩu. Tỷ giá còn lại là tỷ giá thực, EXRATE_REAL, được đo bằng cách điều
chỉnh chỉ số danh nghĩa theo tỷ lệ tỷ giá còn lại CPI.

8


Hình 1. Những con số này thể hiện 08 quốc gia có nguồn FDI lớn và Mỹ, Pháp trong dòng FDI vào
Hàn Quốc. 08 quốc gia lớn bao gồm Mỹ, Canada, Nhật, Singapore, Đức, Anh, Pháp và Thụy Sĩ.
Dữ liệu thu được từ nhiều nguồn khác nhau. Giá trị của FDI được lấy từ các con số thể hiện FDI
bằng đô la Mỹ được cung cấp bởi chính phủ Hàn Quốc, và chỉ số CPI là theo thống kê tài chính quốc
tế (IFS), được tạo ra bởi Quỹ Tiền tệ Quốc tế IMF. Độ bất ổn tỷ giá được lấy từ trường Đại học
British Columbia.
Bên cạnh đó, chúng tôi sử dụng một số biến (kiểm soát) như các thành phần của xit trong (1) ~
(3). Thương mại hóa các con số này là từ Hiệp hội Thương mại Hàn Quốc (Thương mại Thống
kê). Dữ liệu cho các cuộc đình công lao động được tính toán để nắm bắt được cả hai yếu tố thúc đẩy
và lôi kéo tỷ lệ tổng số cuộc đình công mỗi năm (với số lượng lao động bình thường) ở những quốc
gia xuất khẩu cho tới những người ở nước sở tại. Tương tự, sự khác biệt về mức lương,WAGE_DIFF,
được tính bằng tỷ lệ tiền lương từ chỉ số lương được thể hiện trong năm dữ liệu năm 1995 của các

quốc gia xuất khẩu 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) được xuất bản bởi Tổ chức Lao động quốc tế.
Để kiểm soát hiệu quả của các hiệp định đầu tư song phương, BIT, trong dòng chảy FDI ( Tobin
và Rose-Ackerman, 2005, 2006; Neumayer và Spess, năm 2005 , chúng tôi cũng bao gồm số lượng
hiệp định song phương của Hàn Quốc, hiệp ước với các quốc gia OECD. Các vụ sáp nhập và mua
bán xuyên quốc gia là một loại hình FDI quan trọng kể từ cuối những năm 1990 ( Evenett,
2003; Rossi và Volpin, năm 2005 ). Cơ sở dữ liệu của chúng tôi bao gồm thị trường chứng khoán trở
lại, được đo bằng những thay đổi trong Chỉ số giá cổ phiếu Hàn Quốc (KOSPI), chúng được thể hiện
bằng cách sử dụng các giá trị năm 1995 làm cơ sở. Rủi ro chính trị là một yếu tố quyết định quan
trọng của FDI ( Clark, 1997 ). Rủi ro chính trị, như một rủi ro đầu tư quan trọng đối với Đầu tư nước
ngoài của MNE, bao gồm hai chỉ số: chỉ số ổn định của chính phủ, GS và chỉ số tường thuật đầu tư,
IP. Các biến số kiểm soát khác bao gồm xuất khẩu của Hàn Quốc sang các nước xuất khẩu, EXPORT;
nhập khẩu từ các quốc gia xuất khẩu, IMPORT; Tổng số thương mại / GDP của Hàn Quốc,
OPENNESS; khác biệt về tần số trong các tranh chấp lao động,STRIKE_RATIO; Chênh lệch tiền
9


lương giữa các nước xuất khẩu và Hàn Quốc, WAGE_DIFF; GDP thực trong bình quân đầu người
của Hàn Quốc, CGDP; Và đầu ra cho mỗi lao động tại Hàn Quốc, OUTPUT. Theo Swenson (1994) ,
chúng tôi bao gồm các khác biệt trong mức thuế suất cao nhất (cao nhất) giữa các quốc gia xuất khẩu
và quốc gia tiếp nhận như là một biến số kiểm soát bổ sung, TAX_DIFF. Tất cả các dữ liệu mang tính
định trong nghiên cứu này được chuyển thành các thuật ngữ thực bằng CPI. Trong Bảng 3, Chúng tôi
tóm tắt các định nghĩa và nguồn cho tất cả các biến chúng tôi sử dụng trong nghiên cứu này.
5. Kết quả thực nghiệm
5.1. Kết quả sơ bộ
Giả thuyết H0 về phân phối iid của phần dư được chấp nhận trong mức ý nghĩa thống kê 1%
trong kiểm định Breusch-Pagan LM, kết quả này hỗ trợ mạnh mẽ sự lựa chọn của mô hình có biến
không quan sát được.
Trong khi kiểm định Hausman hỗ trợ lựa chọn mô hình hiệu ứng cố định (FE) và mô hình ngẫu
nhiên (RE) tùy thuộc vào các mô hình mô tả, Nghiên cứu lựa chọn mô hình RE vì hai lý do sau

đây. Thứ nhất, chúng tôi xem υ i là một yếu tố ngẫu nhiên cụ thể, và xem quốc gia xuất khẩu có FDI
lớn tại Hàn Quốc là tám quốc gia được chọn ra ngẫu nhiên từ số đông. Thứ hai, mô hình ước lượng
của chúng tôi bao gồm các biến hồi quy, những biến mà không thay đổi nhiều theo thời gian.
Bảng 3:
Tập hợp dữ liệu
Biến

Mean

Std. Dev.

Min

Max

Obs

FDI

6.6
8.9
6.9
7.1
28.0
1.4
10.1
7.6
7.6
0.22
3.3

3.3
1.9
24.5
−6.7
5.40
10.6
1.7

2.1
15.4
4.1
3.8
38.3
0.55
3.6
1.1
1.0
0.48
1.3
1.3
1.4
104.6
10.8
11.6
5.1
0.6

−0.6
0
0.9

1.2
1.7
0.55
6
5.9
6
−0.99
0.4
−0.03
−2.0
0
−22.8
−24.2
2.8
0.7

10.5
85.9
23.1
21.4
340.0
4.07
15
10
9.7
1.46
5.9
5.8
4.8
924.3

64.3
26
19.3
2.8

201
208
208
208
208
208
176
152
152
207
208
208
111
196
207
176
192
208

FDI_thực
FDI_GDPK
Độ bất ổn tỷ giá
EXRATE_N
EXRATE_thực
Độ bất ổn tỷ giá hối đoái VOLATILITY_SDM

VOLATILITY
Hiệp định đầu tư song phương
GS
IP
KOSPI
Xuất khẩu
Nhập khẩu
Độ mở thương mại
Tỷ lệ đình công
Khác biệt về tiền lương
Khác biệt về thuế
CGDP
Đầu ra

Các kiểm định Augmented Dicky-Fuller và Phillip-Perron cho thấy sự hiện diện của nghiệm
đơn vị 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. kết quả kiểm định nghiệm đơn vị có kết quả không thống nhất cho
biến FDI. Chúng ta không thể từ chối giả thuyết (chấp nhận) không có giá trị nghiệm đơn vị cho ln
(FDI thực), trong khi chúng ta bác bỏ giả thuyết không có giá trị nghiệm đơn vị cho biến tỷ lệ FDI/
10


GDP của Hàn Quốc trong mức ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, giả thuyết không có nghiệm đơn vị bị từ
chối ở mức ý nghĩa 5% cho biến ln (FDI thực) và xuất khẩu. Với kết quả này các biến có nghiệm đơn
vị cần chuyển sang dạng sai phân, tuy nhiên chúng tôi vẫn sử dụng dữ liệu gốc cho phần xử lý dữ
liệu.
Ngoài ra, đưa ra tính chất chung của phần sai số trong mô hình (1) - (3), chúng tôi trình bày sai
số chuẩn để thực hiện kiểm chứng hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan.
5.2. Kết quả ước tính cho toàn bộ giai đoạn lấy mẫu
Chúng tôi nhận thấy rằng Hàn Quốc đã trải qua cuộc khủng hoảng tài chính khoảng năm 1997

trong làn sóng khủng hoảng tài chính châu Á kèm theo sự sụp đổ về giá trị đồng Won của Hàn Quốc
so với đồng ngoại tệ. Vì thế, như một bước chuẩn bị, chúng tôi xem xét khả năng không đồng nhất
của các hệ số trước và sau cuộc khủng hoảng bằng việc tiến hành các thử nghiệm Chow cho mô hình
với độ bất ổn tỷ giá hối đoái, kết quả này được thể hiện trong Bảng 4 . Giả thuyết H0 không có sự
thay đổi cấu trúc bị từ chối trong kiểm định Chow ở tất cả các mô hình với biến bất ổn tỷ giá được đo
lường theo nhiều cách khác nhau bất ổn(tức là, độ lệch chuẩn tính theo giá trị trung bình,
VOLATILITY_SDM) hoặc bất ổn tình theo phương sai của phần dư trong mô hình GARCH,
VOLATILITY_GARCH. Các giả thuyết H0 không có thay đổi cấu trúc cũng bị bác bỏ bởi kiểm định
Chow cho mô hình bao gồm cả biến đột biến độ phất ổn bình phương, VOLATILITY_GARCH^ 2,
trong mức ý nghĩa thống kê. Kết quả là, chúng tôi ước tính hai nhóm một cách riêng biệt (trước và
sau cuộc khủng hoảng 1997).
Bảng 4
Kết quả của kiểm định Chow trong việc thay đổi cấu trúc trước và sau khủng hoảng tài chính năm
1997
Bất ổn của tỷ giá hối đoái

FDI thực như 1 biến độc lập

Đột biến_SDM

χ2(12)=29.55
P > χ2=0.003
χ2(12)=23.92
P > χ2=0.02
χ2(12)=22.62
P > χ2=0.03

Đột biến_GARCH
Đột biến_GARCH^2

Tổng FDI trong GDP Hàn Quốc như 1 biến độc lập
χ2(12)=92.07
p > χ2=0.000
χ2(12)=88.4
p > χ2=0.000
χ2(12)=88.3
p > χ2=0.000

Chúng tôi cũng kiểm tra gốc đơn vị trong các biến cho cả trước và sau cuộc khủng hoảng tài
chính. Chúng tôi không thể loại bỏ gốc đơn vị vô giá trị ở hầu hết các biến kinh tế vĩ mô, bao gồm cả
tỷ giá hối đoái danh nghĩa và thực tế, dữ liệu thương mại, FDI thực và dữ liệu liên quan đến GDP, đặc
biệt là trước khi cuộc khủng hoảng. Tuy nhiên, sự vô giá trị của đơn vị gốc trong biến FDI thực và
xuất khẩu bị loại bỏ cho giai đoạn hậu khủng hoảng. Sự vô giá trị của đơn vị gốc trong biên độ dao
động tỷ giá hối đoái cũng bị loại bỏ tại mức ý nghĩa thông thường. Kết quả là, chúng ta sử dụng giá
trị thực khác nhau của FDI (FDI_REAL), thay đổi mức tỷ giá (EXRATE_N, EXRATE_REAL), biến
IMPORT, sự mở cửa, CGDP, OUTPUT, và KOSPI cho cả trước và sau cuộc khủng hoảng, nhưng sự
không khác biệt của FDI trong GDP Hàn Quốc (FDI_GDPK), độ bất ổn tỷ giá hối đoái
(EXRATE_SD, EXRATE_SDM) và phần còn lại của các biến dành cho cả hai giai đoạn. Sự phi tuyến
11


của biến xuất khẩu EXPORT sau cuộc khủng hoảng là không rõ ràng, mặc dù sự vô giá trị của một
đơn vị gốc trước cuộc khủng hoảng không bị từ chối. Do đó, chúng tôi sử dụng biến xuất khẩu
EXPORT khác trước khủng hoảng, nhưng cả hai biến xuất khẩu EXPORT khác và không khác nhau
sau khủng hoảng. 7
5.3. Độ bất ổn của tỷ giá hối đoái
Với chú ý rằng độ tin cậy của hệ số ước lượng sử dụng biến bất ổn quan sát được giảm thiểu
đến mức mà các biến kiểm soát khác cũng rất quan trọng trong việc giải thích FDI, chúng tôi ước
lượng mô hình hai biến bao gồm một số các biến kiểm soát. 8 kết quả được dự tính trong Bảng 5
khẳng định rằng chiến lược đầu tư của MNEs ở Hàn Quốc đã thay đổi khi độ bất ổn của tỷ lệ giao

dịch tăng lên sau cuộc khủng hoảng. Chúng tôi đo lường độ bất ổn tỷ giá hối đoái như là tiêu chuẩn
trung bình dịch chuyển độ lệch với một khoảng thời gian hai tháng, VOLATILITY_SDM. Tất cả các
hệ số của các biến bất ổn trở nên có ý nghĩa thống kê với dấu hiệu tiêu cực sau cuộc khủng hoảng (cột
2). Trước cuộc khủng hoảng, dấu hiệu của các hệ số bất ổn không đáng kể (cột 1).
Phát hiện này là phù hợp với ít nhất hai giả thuyết khác nhau. Thứ nhất, theo tùy chọn dựa trên giả
thuyết ( Pindyck, 1998; Dixit và Pindyck, 1994; Campa, 1993 ), bất ổn tiền tệ trì hoãn sự xâm nhập
của các công ty đa quốc gia vì độ bất ổn làm gia tăng giá trị tùy chọn liên quan đến sự chờ đợi trước
khi phát sinh các chi phí chìm cần thiết khi sản xuất ở nước ngoài. Tỷ giá hối đoái không chắc chắn
đã tăng kể từ cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á năm 1997, một phần do sự ra đời của tỷ giá hối
đoái thả nổi của tất cả các quốc gia, những nước đã trải qua cuộc khủng hoảng, ngoại trừ Malaysia
( Kawai, 2000 ).

Bảng 5
Kết quả của kiểm định Chow sử dụng độ bất ổn tỷ giá hối đoái
Biến

Biến phụ thuộc là FDI_REAL

Biến phụ thuộc là FDI share trong GDP Hàn Quốc

12


Trước khủng hoảng

Biến số_SDM
Xuất khẩu
Nhập khẩu
Độ mở thương mại
Tỷ lệ đình công_

Khác biệt về thuế
Khác biệt về tiền lương

Sau khủng hoảng

0.002
0.4604
−2.132
0.015
0.011
0.9911
−0.016
0.409
0.001
0.229
−0.005
0.157
−0.013
0.7517

−0.003
0.0477
0.163
0.052
−0.444
0.3203
−0.028
0.8201
0.343
0.00

−0.013
0.5864
0.003
0.9672

0.281
0.0759
−0.097
0.1847
Có
100
0.33 (0.32)

0.367
0.0114
−0.258
0.004
Có
48
0.44 (0.45)

IP
GS
Hiệp định đầu tư song phương
Tác động của thời gian
N
R2

Trước khủng hoảng

Sau khủng hoảng

0.052
0.5536
−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

−0.038
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

−0.617 0.4297
Có
104
0.12(0.12)

1.4820.4893
Có
48
0.26(0.12)

Ghi chú: Tác động của thời gian và hằng số không được hiển thị. R2 biểu thị trong nhóm (tổng
thể) hệ số xác định. Giá trị P dưới hệ số được xác định dựa trên các lỗi . Hằng số không được hiển thị.

13


Thứ hai, việc mất niềm tin của người tiêu dùng do sự gia tăng không chắc chắn của dòng thu
nhập có thể là lý do. Gupta và cộng sự (2007) chỉ ra rằng nền kinh tế trải qua dòng vốn trong những
năm trước khủng hoảng hoặc sự gia tăng gánh nặng nợ nước ngoài trong suốt cuộc khủng hoảng có
nhiều khả năng chậm lại trong cuộc khủng hoảng. Các tài liệu hiện có cho rằng sự sai lầm trong việc
giám sát và kiểm soát doanh nghiệp dẫn đến vấn đề quản lý, trong đó một mức độ quá lớn đầu tư kém
hiệu quả và tỷ lệ nợ trên vốn cổ phần cao là nguyên nhân tồn tại của những quốc gia khủng hoảng,
trong đó có Hàn Quốc ( Borensztein và Lee, 1999; Corsetti và công sự, 1999 ). Trên thực tế, Hàn
Quốc trải qua sự tăng trưởng 6,9 % trong năm 1998, mặc dù điều này được theo sau bởi một tốc độ

tăng trưởng phục hồi nhanh chóng. Sau khi ghi nhận việc giảm quy mô thị trường, cùng với sự gia
tăng rủi ro tỷ giá hối đoái, các nhà đầu tư nước ngoài có thể bị trì hoãn quyết định đầu tư của
họ. Ngoài ra, chúng tôi có thể giải thích kết quả như gợi ý rằng bất ổn tỷ giá hối đoái cao hơn có thể
đã giảm một cách chắc chắn lợi nhuận dự kiến tương đương, được sử dụng trong NPV kỳ vọng của
các quyết định đầu tư hiện hành.
Thay vì giá trị FDI thực (FDI_REAL), chúng tôi tiếp tục kiểm định mối quan hệ giữa FDI và độ
bất ổn tỷ giá hối đoái sử dụng tỷ lệ FDI trong GDP của Hàn Quốc như là một biến phụ thuộc thay thế,
biến mà kết quả ước lượng cũng được thể hiện trong Bảng 5 (cột 3 và 4). Các kết quả trong cột 3 và 4
là phù hợp với những người ở cột 1 và 2 trong Bảng 5 trong đó các hệ số của các biến bất ổn tỷ giá
hối đoái trở thành tiêu cực sau cuộc khủng hoảng, trong khi họ là không đáng kể tích cực trước cuộc
khủng hoảng. Tuy nhiên, chúng tôi nhận thấy rằng các hệ số tiêu cực của độ bất ổn tỷ giá hối đoái là
khá nhẹ đáng sau cuộc khủng hoảng, và khả năng giải thích cho mô hình tỷ trọng FDI là thấp hơn
đáng kể hơn so với các mô hình FDI_REAL, nó thể hiện bằng một sự suy giảm đáng kể trong R2 s
cho mô hình tỷ trọng FDI cả trước và sau khủng hoảng. Điều này ngụ ý rằng biến tỷ trọng FDI là
lỏng lẻo liên quan đến bất ổn tỷ giá hối đoái và biến giải thích khác.
5.4. Một cuộc điều tra sâu hơn về vai trò của độ bất ổn tỷ giá hối đoái
Được trang bị với các quan sát mô tả ở trên, bây giờ chúng tôi điều tra các mối quan hệ bất ổn
FDI. Trước hết, chúng ta xem xét các kênh ảnh hưởng của độ bất ổn tỷ giá hối đoái đến dòng vốn
FDI. Liệu nó có ảnh hưởng trực tiếp đến dòng 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
biến giả so với mô hình hai biến là nó cho phép chúng tôi điều tra tương tác giữa độ bất ổn tỷ giá hối
đoái và cuộc khủng hoảng tài chính.
Bảng 6
Kết quả ước lượng của mô hình hai biến sử dụng độ bất ổn tỷ giá hối đoái.

Mỹ
Canada
Dollar Dollar

Nhật

Yen

Singapore Đức
Dollar
Mark

Anh
Pound

Pháp
Franc

Thụy Sĩ
Franc

14


Trước khủng hoảng
Sau khủng hoảng

0.0127 0.0124
0.0159 0.0146

0.0142
0.0143

0.0126
0.0144

0.0142
0.0163

0.0134 0.0143 0.0145
0.0164 0.0164 0.0163

Lưu ý: Dự đoán của phương sai có điều kiện được dựa trên ước tính GARCH sau:
Y t = 0,0236 + ε t
σ2 = 0.015 + 0.221 ε2 t-1 - 0.287 σ 2 t-1
(0.00) (0.11)
(0.23)

Y t liên tục thay đổi tỷ giá hối đoái (ví dụ, ln (tỷ giá hối đoái, t) - ln (tỷ giá hối đoái, t-1)) và số
liệu trong ngoặc là độ lệch chuẩn.
Thứ hai, chúng tôi cũng phân tích sự phi tuyến trong mối quan hệ bất ổn FDI, như mô tả trong
Phần 2 . Để giải quyết thắc mắc này, chúng ta cần phải bao gồm một bình phương độ lệch
(VOLATILITY ^ 2) trong mô hình ước lượng sau khi chúng tôi xác nhận một phi tham số (ví dụ,
LOWESS). 10 Các phân tích dựa trên bất ổn tỷ giá hối đoái là quan sát thuận tiện vì người ta có thể sử
dụng các khái niệm thống kê chẳng hạn như độ lệch chuẩn hay biến trực tiếp như là một chuẩn mực
cho độ bất ổn. Tuy nhiên, tiêu chuẩn bình phương độ lệch là biến theo định nghĩa. Hơn nữa, bản chất
của độ bất ổn là không quan sát được. Do đó, chúng tôi sử dụng phương sai dự đoán thay đổi tỷ giá
hối đoái từ ước tính GARCH như một thay thế cho tỷ giá hối đoái quan sát. Bảng 6 cho thấy giá trị có
ý nghĩa của bất ổn không quan sát được (tiềm ẩn) cho giai đoạn sau khủng hoảng là cao hơn so với
trước khủng hoảng. Mô hình của sự thay đổi biên độ dao động là phù hợp với những phát hiện
trong Bảng 1 , những cái mà sử dụng các giá trị trung bình của bất ổn tỷ giá hối đoái quan sát được.
Trong Bảng 7 , chúng tôi thể hiện kết quả ước lượng của mô hình biến giả sử dụng phương sai
có điều kiện như một thước đo của bất ổn tỷ giá hối đoái. Biến phụ thuộc là giá trị thực của FDI
(FDI_REAL). Hai cột đầu tiên của bảng chỉ bao gồm các biến bất ổn. Để điều tra các mối quan hệ
đầu tư phi tuyến không chắc chắn, cột 3-4 cho thấy báo cáo bao gồm các biến bất ổn và bình phương
của nó. Chúng ta định nghĩa các biến nhị phân khác nhau tùy thuộc vào thời gian dự kiến về hậu quả

của cuộc khủng hoảng. Trong mô hình ảnh hưởng lâu dài, CRISIS97_06 biểu thị là 1 nếu thời gian
thuộc giai đoạn khủng hoảng tài chính và 0 nếu ngược lại. Điều này là để đo lường hậu quả lâu dài
của cuộc khủng hoảng. Trong mô hình ngắn hạn, CRISIS97_98 biểu thị là 1 nếu thời gian thuộc về
giai đoạn1997-1998 và 0 nếu ngược lại. Điều này là để kiểm tra tác động trực tiếp của cuộc khủng
hoảng tài chính trong giai đoạn bị xáo trộn.
Chúng tôi quan sát được từ Bảng 7 rằng tác động bất ổn dường như chiếm ưu thế trong một thời
gian, bởi vì biến bất ổn và biến tương tác có ý nghĩa chỉ dành cho dài hạn (LR) mô hình (cột 1 và
3). Sự tương quan ngược chiều trong mối quan hệ giữa biến bất ổn tỷ giá hối đoái và dòng FDI được
biểu thị thông qua một hiệu ứng tương tác với khủng hoảng tài chính trong mô hình dài hạn
(CRISIS97_06 * bất ổn). Tuy nhiên, sự ảnh hưởng trực tiếp của biến bất ổn, cái được đo bằng phương
15


sai có điều kiện có phần không rõ ràng. Nó chỉ có ý nghĩa trong mô hình LR cũng như (Cột 1 và
3). Tuy nhiên, các dấu hiệu của các hệ số là sự pha trộn, tùy thuộc vào việc chúng ta có phụ thuộc vào
bình phương độ lệch. Hệ số ước lượng của biến bất ổn này là tiêu cực và đáng kể tại điều kiện thông
thường khi mẫu bao gồm một biến bất ổn bình phương, trong khi các biến có ý nghĩa như một dấu
hiệu tích cực khi mẫu loại trừ biến bất ổn bình phương. Các tùy chọn dựa trên lý thuyết FDI chỉ ra
rằng MNEs sẽ đầu tư chỉ khi giá trị hiện tại của một dự án vượt quá một mức độ nào đó, do không
chắc chắn. Dixit (1989) gọi hành vi đầu tư MNEs này là FDI-hysteresis.
Cũng thấy rằng trong mô hình dài hạn (cột 3), biến bất ổn định bình phương khá tích cực, củng
cố cho lập luận của Sarkar (2000) về mối quan hệ phi tuyến giữa sự không chắc chắn và đầu tư.
Sarkar (2000) trình bày mối quan hệ phi tuyến giữa sự không chắc chắn và FDI, trong đó sự không
chắc chắn cao làm thay đổi xác suất mà mức ngưỡng đầu tư kích hoạt sẽ đạt được trước một ngày cụ
thể. Biến tương tác giữa sự mất ổn định và các biến nhị phân đối với cuộc khủng hoảng không có ý
nghĩa thống kê đối với mô hình LR (nghĩa là nhị phân đối với '97 -'06), nhưng có ý nghĩa thống kê
đối với mô hình SR ('97 -'98). Tức là tác động tiêu cực của sự mất ổn định (tức là tăng giá trị chờ khi
sự không chắc chắn tăng lên dựa trên lý thuyết quyền chọn thực tế) mang tính liên tục và là sự kết
hợp của các ảnh hưởng khủng hoảng. Cách hiểu này dựa trên hệ số ước lượng của biến số khủng
hoảng, chỉ quan trọng với mô hình LR.

Bảng 7
Kết quả ước lượng mô hình biến giả có biến bất ổn định nhưng không bao gồm mức tỷ giá hối đoái
(biến phụ thuộc là FDI_REAL).
Biến

Mô hình 1:
Ảnh hưởng
dài hạn

Mô hình 1:
Ảnh hưởng
ngắn hạn

Mô hình 2:
Ảnh hưởng
dài hạn

Mô hình 2:
Ảnh hưởng ngắn hạn

Độ bất ổn

0.549

0.164

−1.384

−0.700

0.0986

0.3411

0.0195

0.4841

0.489

0.192

0.0008

0.3942

Độ bất ổn bình phương

Khủng hoảng 97_06

Khủng hoảng 97_06* độ bất ổn

Khủng hoảng 97_98

Khủng hoảng 97_98* độ bất ổn

1.878

2.416

0.0378

0.0067

−0.670

−1.124

0.0351

0.0012
1.927

1.533

0.2516

0.4186

−1.665

−1.390

16


0.234
Xuất khẩu

0.3625

−0.624

−0.826

−0.465

−0.764

0.4103

0.355

0.564

0.4087

0.449

0.628

0.292

0.61

0.3615

0.2506

0.5755

0.2717

0.003

0.002

−0.001

0.002

0.7663

0.8057

0.9142

0.7666

−0.002

−0.003

−0.002

−0.002

0.0238

0.022

0.024

0.0196

0.643

0.635

0.624

0.616

0.0176

0.073

0.0538

0.1044

0.019

0.02

0.019

0.02

0.3124

0.2756

0.3113

0.2742

0.02

0.052

0.025

0.053

0.5341

0.1654

0.487

0.1717

0.292

0.371

0.16

0.262

0.2068

0.0015

0.4986

0.1572

0.452

0.626

0.495

0.622

0.0019

0.00

0.0042

0.00

0.13

0.181

0.127

0.173

0.0575

0.00

0.0543

0.00

N

150

150

150

150

R2

0.55(0.33)

0.53 (0.32)

0.55 (0.35)

0.53 (0.32)

Nhập khẩu

Độ mở thương mại

Tỷ lệ đình công

CGDP

Sự khác biệt về thuế

Sự khác bietej về tiền lương

Chỉ số KOSPI

GS

Hiệp định đầu tư song phương

Chú thích: R2 biểu thị R2 trong nhóm (tổng thể). Độ bất ổn được tính bằng sigma^2 được dự
đoán từ ước lượng GARCH. Giá trị P theo hệ số dựa trên các phương sai thay đổi và phương sai
chuẩn tự tương quan. Hằng số không được trình bày.
Để tìm hiểu sâu hơn mối quan hệ phi tuyến giữa đầu tư và sự không chắc chắn, chúng tôi đã đưa
ra các biến bất ổn định về tỷ giá hối đoái và các biến mức độ tỷ giá hối đoái trong mô hình biến giả,
kết quả ước tính được trình bày trong Bảng 8. Chúng tôi nhận thấy ảnh hưởng của độ bất ổn gia tăng
dường như đã tác động đến việc đầu tư của các công ty đa quốc gia theo thời gian, được thể hiện
thông qua các hệ số tương quan của các biến tương tác trong mô hình hiệu quả LR (cột 1 và cột 3).
17

Các kết quả này cũng chứng minh cho sự phi tuyến tính trong mối quan hệ giữa sự không chắc chắn
và đầu tư của mô hình hiệu quả LR (cột 3). Hệ số của biến BẤT ỔN ĐỊNH chỉ có ý nghĩa khi chúng
ta xem xét sự không chắc chắn này cùng với biến BẤT ỔN ĐỊNH BÌNH PHƯƠNG, mà không phụ
thuộc vào kiểu mô hình. Có nghĩa là, độ bất ổn định phải được xác định rõ trong mối quan hệ phi
tuyến giữa FDI và sự không chắc chắn. Các kết quả này cũng cho thấy sự phi tuyến tính trong mối
quan hệ đầu tư và sự không chắc chắn cần phải được giải thích với một số độ trễ thời gian, do việc
đầu tư nước ngoài thường rất mất thời gian. Ngoài ra, biến tỷ giá hối đoái là không khá cao trong
những mô hình được trình bày trong Bảng 8.1
Bảng 8
Kết quả ước lượng mô hình biến giả có mức và độ bất ổn của tỷ giá hối đoái (biến phụ thuộc là
FDI_REAL).
Biến

Mô hình 1:
Ảnh hưởng
dài hạn

Mô hình 1:
Ảnh hưởng
ngắn hạn

Mô hình 2:
Ảnh hưởng
dài hạn

Mô hình 2:
Ảnh hưởng ngắn hạn

Mức tỷ giá hối đoái

0.026

0.167

0.071

0.193

0.8645

0.1674

0.618

0.1262

0.539

0.179

−1.480

−0.876

0.1108

0.3117

0.03

0.3807

0.506

0.235

0.0013

0.3006

Độ bất ổn

Độ bất ổn bình phương

Khủng hoảng 97_06

Khủng hoảng 97_06* độ bất ổn

1.863

2.394

0.0361

0.0066

−0.652

−1.091

0.0574

0.0037

Khủng hoảng 97_98

Khủng hoảng 97_98* độ bất ổn

Xuất khẩu

Nhập khẩu

2.809

2.467

0.105

0.194

−2.463

−2.252

0.106

0.166

−0.613

−0.777

−0.427

−0.694

0.3967

0.3608

0.58

0.433

0.442

0.589

0.268

0.561

1
18


0.3551

0.2664

0.6041

0.2975

0.003

0.002

0.00

0.003

0.7687

0.8004

0.9759

0.7546

−0.002

−0.002

−0.002

−0.002

0.0054

0.0215

0.0068

0.0194

0.676

0.766

0.714

0.762

0.0438

0.0596

0.0394

0.0659

0.019

0.021

0.019

0.021

0.3131

0.2421

0.3067

0.2383

0.019

0.048

0.022

0.048

0.6003

0.1902

0.5795

0.2069

0.298

0.448

0.172

0.326

0.1744

0.0002

0.4431

0.0529

0.454

0.667

0.504

0.669

0.0013

0.00

0.0027

0.00

0.129

0.185

0.124

0.176

0.0704

0.00

0.0737

0.00

N

150

150

150

150

R2

0.56 (0.34)

0.54 (0.32)

0.56 (0.35)

0.54 (0.33)

Độ mở thương mại

Tỷ lệ đình công

CGDP

Khác biệt về thuế

Khác biệt về tiền lương

Chỉ số KOSPI

GS

Hiệp định đầu tư song phương

Chú thích: R2 biểu thị R2 trong nhóm (tổng thể). Độ bất ổn được tính bằng sigma^2 được dự
đoán từ ước lượng GARCH. Giá trị P theo hệ số dựa trên các phương sai thay đổi và phương sai
chuẩn tự tương quan. Hằng số không được thể hiện.
5.5. Điều tra kỹ hơn về vai trò của các mức tỷ giá hối đoái
Như là một bước sơ bộ, chúng tôi kiểm tra sự thay đổi cấu trúc trong mô hình khi sử dụng các
biến mức độ tỷ giá hối đoái. Kết quả kiểm định Chow trong Bảng 9 đã chứng minh sự thay đổi cấu
trúc và mô hình hai nhóm, không liên quan đến việc lựa chọn các biến phụ thuộc và các biến tỷ giá
hối đoái.
Như trong trường hợp về độ bất ổn tỷ giá hối đoái, chúng tôi ước tính mô hình hai nhóm thông
qua dữ liệu mức tỷ giá hối đoái. Tương tự vậy, kết quả ước lượng của mô hình FDI thực tế, được trình
bày trong Bảng 10, đã chứng minh việc đầu tư của các công ty đa quốc gia đã bị thay đổi sau cuộc
khủng khoảng. Hơn nữa, kết quả này cũng cho thấy được mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái

và FDI. Dạng bậc hai của biến rất quan trọng tại mức ý nghĩa thông thường chỉ sau cuộc khủng hoảng
(cột 2 và cột 4). Kết quả này bổ sung cho việc sử dụng độ bất ổn của tỷ giá hối đoái danh nghĩa
(EXRATE_N ^ 2) và độ bất ổn của tỷ giá hối đoái thực (EXRATE_REAL ^ 2).
19


Bảng 9
Kết quả kiểm định Chow về sự thay đổi cấu trúc trong các thông số trước và sau cuộc khủng hoảng
tài chính năm 1997 (dữ liệu của mức tỷ giá hối đoái)
Tỷ giá hối đoái

FDI thực dưới dạng biến phụ
thuộc

Tỷ giá hối đoái danh nghĩa

χ2 (13)= 48.35
p>χ2= 0.000
χ2 (13)= 42.06
p>χ2= 0.000

Tỷ giá hối đoái thực

Tỷ lệ FDI trong GDP Hàn Quốc
dưới dạng biến phụ thuộc

χ2 (13)= 102.63
p>χ2= 0.000
χ2 (13)= 102.52
p>χ2= 0.000

Ghi chú: Ước tính hồi quy bao gồm các biến của mức tỷ giá hối đoái (TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI DANH NGHĨA và TỶ
GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC), GS, KOSPI, XUẤT KHẨU, NHẬP KHẨU, ĐỘ MỞ THƯƠNG MẠI, TỶ LỆ THỰC HIỆN,
THUẾ TIỀN LƯƠNG, THUẾ XUẤT NHẬP KHẨU, CGDP, BIT và các biến tương tác giữa các ước tính hồi quy và giả
định nhóm (Crisis D).

Theo giả thuyết hiệu ứng tài sản (Froot và Stein, 1991), các quốc gia bị ảnh hưởng bởi sự chênh
lệch giá trị tiền tệ của mình so với giá trị cân bằng, sẽ thu hút được nhiều đầu tư nước ngoài hơn. Với
các thị trường tài chính toàn cầu không hoàn hảo và sự chênh lệch hạn định, giả thuyết cũng đã chỉ ra
rằng việc đánh giá giá trị tiền tệ của quốc gia nguồn giúp tăng khả năng thương lượng của các công ty
đa quốc gia so với đối thủ cạnh tranh trong khu vực. Trên thực tế, nhiều công ty Hàn Quốc bị vay nợ
đã gặp phải những khó khăn về việc kiềm chế tiền mặt sau khủng hoảng, chủ yếu là do lãi suất thị
trường tăng nhanh theo chế độ IMF và niềm tin tiêu dùng giảm (Kawai, 2000).
Độ bất ổn của tỷ giá hối đoái danh nghĩa (EXRATE_N ^ 2) và độ bất ổn của tỷ giá thực
(EXRATE_REAL ^ 2) có thể thay thế cho độ bất ổn của tỷ giá hối đoái. Trong trường hợp ấy, điều đó
là hoàn toàn phù hợp với những điều được quan sát thấy ở trên bằng các biện pháp khác của độ bất ổn
tỷ giá hối đoái như VOLATILITY_SDM.2
Trong Bảng 11, chúng tôi đã trình bày kết quả ước lượng đối với mô hình giả khủng hoảng sử
dụng dữ liệu mức tỷ giá hối đoái3. Các kết quả ước tính này đã tiết lộ một vài điều thú vị về mối quan
hệ giữa những chuyển động của tỷ giá hối đoái (mức độ) và dòng vốn FDI. Trái ngược với mô hình
hai nhóm, mức tỷ giá hối đoái (cả danh nghĩa, EXRATE_N, và thực, EXRATE_REAL) trở nên khá
cao 'trong suốt' cuộc khủng hoảng (cột 2 và cột 4). Điều này cho thấy, việc giá trị của đồng Won Hàn
Quốc giảm mạnh, đã thu hút nhiều FDI hơn trong thời gian khủng hoảng. Đến cuối năm 2006, các
biến của mức tỷ giá hối đoái này là không đáng kể (cột 1 và cột 3). Điều này vẫn đúng với mọi biện
pháp của mức tỷ giá hối đoái (bao gồm cả danh nghĩa, EXRATE_N, và thực, EXRATE_REAL). Kết
quả này phù hợp với giả thuyết FDI bán tống của Krugman (1998), Aguiar và Gopinath (2005) khi
cho rằng các quốc gia có độ lệch mức tỷ giá hối đoái, sẽ làm tăng đầu tư nước ngoài.
Thú vị là, sự mất giá này dường như tác động đến dòng vốn FDI nhưng không gây ra bất kỳ ảnh
hưởng liên quan nào, điều này được thể hiện rõ thông qua các hệ số không đáng kể của biến tương tác
2

3
20


giữa tỷ giá hối đoái và các giả định khủng hoảng. Kết quả này bổ sung cho các thông số kỹ thuật của
mô hình. Biến khủng hoảng là khá cao ở mức 5 % trong mô hình ngắn hạn (cột 2), nhưng đến cuối
năm 2006 lại ở mức 10% (cột 1). Điều này cho thấy, tác động của cuộc khủng hoảng dường như là
không đáng kể vào cuối năm 2006. Nghĩa là, sự chênh lệch của mức tỷ giá hối đoái chính là yếu tố
quyết định FDI và nó chỉ quan trọng trong mô hình ngắn hạn, trái ngược với những ảnh hưởng liên
tục của độ bất ổn tỷ giá hối đoái đã được thảo luận ở Phần 5.4.
Bảng 10
Kết quả ước lượng của mô hình hai nhóm sử dụng mức tỷ giá hối đoái (biến phụ thuộc là FDI_Real)
Biến

Trước khủng
hoảng

Sau khủng
hoảng

Tỷ giá hối đoái danh nghĩa

0.2383

−0.038

0.8367

0.8078

0.116

−0.025

0.4117

0.0691

Tỷ giá hối đoái danh nghĩa bình phương

Trước khủng
hoảng

Sau khủng hoảng

0.06

−0.08

0.7465

0.6634

0.081 0.5055

−0.028 0.0846

−2.204

0.153

0.01

0.0767

−0.444
0.3324

0.071 0.9429

−0.443 0.3282

−0.055
0.6342

−0.015
0.4224

−0.048 0.6695

0.001

0.345

0.001 0.1958

0.345

0.3009

0

−0.005

−0.015
0.5391

−0.005
0.2251

−0.015

0.035 0.6991

−0.018
0.5583

0.038

−0.095
0.2153

−0.244 0.0165

0.276

0.376

0.0786

0.0052

Tỷ giá hối đoái thực

Tỷ giá hối đoái thực bình phương
Xuất khẩu

−2.164

0.152 0.0824

0.0123
Nhập khẩu

0.044
0.9646

Độ mở thương mại

−0.004
0.7798

Tỷ lệ đình công

Khác biệt về thuế

0.2275
Khác biệt về tiền lương

−0.018

0.55

IP

0.154

0

0.534

0.6748

−0.459 0.095

0.0771
Hiệp định đầu tư song phương

−0.033

0.229 0.1561

0.4466
GS

Tác động thời gian

Có

Có

Có

Có

N

100

48

100

48

21


R2

0.34(0.33)

0.47(0.47)

0.34(0.33)

0.47(0.47)

Chú thích: R2 biểu thị hệ số xác định trong nhóm (tổng thể). Giá trị P theo hệ số dựa trên các
phương sai thay đổi và phương sai chuẩn tự tương quan. Hằng số không được trình bày.
Các kết quả này cũng chỉ ra rằng mức độ của khủng hoảng và tỷ giá hối đoái không chỉ ảnh

hưởng riêng đến dòng vốn FDI (nghĩa là không thông qua các điều khoản tương tác) mà còn ảnh
hưởng theo các hướng ngược lại. Mức tỷ giá hối đoái tác động tích cực đến dòng vốn FDI trong mô
hình ngắn hạn, khẳng định chính việc đồng won mất giá so với các đồng ngại tệ chính trong những
năm 1997-1998 đã thu hút FDI. Ngược lại, cuộc khủng hoảng thực sự đã gây ra những tác động tiêu
cực. Dòng vốn FDI thực tế là kết quả ròng của hai tác động đền bù này. Điều này có thể sẽ là cơ sở để
tìm ra tác động của tỷ giá hối đoái đối với dòng vốn FDI trong ước lượng hai nhóm.
6. Tóm tắt và kết luận
Trong paper này, chúng tôi đã đánh giá lại vai trò của mức độ và độ bất ổn tỷ giá hối đoái trong
việc xác định các khoản đầu tư của các doanh nghiệp đa quốc gia (MNEs) đã trải qua cuộc khủng
hoảng tài chính nghiêm trọng vào khoảng năm 1997 sử dụng dữ liệu của Hàn Quốc. Sau cuộc khủng
hoảng tài chính, đồng Won của Hàn Quốc bị mất giá và bất ổn đáng kể. Vì thế, Hàn Quốc đã xây
dựng một phòng thí nghiệm tự nhiên để đánh giá lại vai trò của mức độ và độ bất ổn của tỷ giá hối
đoái trong việc xác định đầu tư trực tiếp nước ngoài.
Với những bằng chứng khác nhau ở các nghiên cứu trước, chúng tôi tập trung tìm những minh
chứng thực nghiệm liên quan đến mối quan hệ giữa FDI và các biến của tỷ giá hối đoái. Với những
bằng chứng về sự thay đổi cơ cấu năm 1997, chúng tôi sử dụng hai mô hình kinh nghiệm để diễn giải
sự thay đổi cơ cấu: mô hình hai nhóm và mô hình biến giả. Chúng tôi sử dụng hai loại biện pháp cho
FDI: mức độ FDI và tỷ lệ của nó đối với GDP. Đối với độ bất ổn của tỷ giá hối đoái, chúng tôi sử
dụng cả dữ liệu quan sát được được (nghĩa là thay đổi độ lệch chuẩn trung bình) và dự đoán dựa trên
GARCH.
Bảng 11
Kết quả ước lượng của mô hình biến giả sử dụng mức tỷ giá hối đoái (biến phụ thuộc là FDI_Real)
Biến

Mô hình 1: Ảnh
hưởng dài hạn

Mô hình 1:
Ảnh hưởng
ngắn hạn

Tỷ giá hối đoái danh nghĩa

0.962

2.049 0.0505

Mô hình 2:
Ảnh hưởng
dài hạn

Mô hình 2: Ảnh hưởng
ngắn hạn

0.4737
Khủng hoảng 97_06

Khủng hoảng 97_06* Tỷ giá hối đoái
danh nghĩa
Khủng hoảng 97_98

9.029

9.109

0.0861

0.1016

0.421

0.8858
−8.933

−8.886 0.0315

22


0.0301
Khủng hoảng 97_98* Tỷ giá hối đoái
danh nghĩa

−1.383
0.7629

Tỷ giá hối đoái thực

0.465 0.6189

1.741
0.0382

Khủng hoảng 97_06

1.093 0.7504

Khủng hoảng 97_98* Tỷ giá hối đoái
danh nghĩa
Xuất khẩu

−1.016 0.8451
−2.72

−5.22 0.5259

−2.823
0.6942

−5.469 0.5091

6.845 0.1394

4.024 0.2977

6.891

0.7075
Nhập khẩu

3.949
0.3093

Độ mở thương mại

−0.024
0.5906

Tỷ lệ đình công

−0.024

0.5906

CGDP

4.171

0.1414
−0.098
0.0296

−0.024
0.5798

−0.094 0.0324

−0.098
0.0296

−0.024
0.5798

−0.094 0.0324

0.942 0.9093

4.043 0.6107

0.533

0.6097

Khác biệt về thuế

0.249

0.945
0.261 0.1236

0.246 0.1395

0.1384
Khác biệt về tiền lương

0.275

0.1269
0.574 0.1654

0.275 0.4398

0.4573
Chỉ số KOSPI

4.998

2.979

7.194 0.0093

4.864 0.0256

N
R

2

6.973
0.0109

5.614 0.0048

2.926 0.0839

0.0874
Hiệp định đầu tư song phương

0.534
0.1872

0.0226

GS

0.257

5.393
0.0068

0.196

0.195

0.195 0.5931

1.104

0.6036

0.5931

152

152

152

152

0.31(0.21)

0.31(0.20)

0.31(0.21)

0.31(0.20)

0.0143

Chú thích: R2 biểu thị hệ số xác định trong nhóm (tổng thể). Giá trị P theo hệ số dựa trên các phương sai thay đổi và
phương sai chuẩn tự tương quan. Hằng số không được trình bày.

Những kết quả chính của chúng tôi có thể được tóm tắt như sau. Thứ nhất, thái độ của các nhà
đầu tư nước ngoài ở Hàn Quốc đã thay đổi sau cuộc khủng hoảng năm 1997. Các hệ số của các biến
tỷ giá hối đoái (tức là cả mức độ và độ bất ổn) không cao trước cuộc khủng hoảng, mà chỉ tăng cao
sau đó. Sự thay đổi trong FDI để đáp ứng độ bất ổn của tỷ giá hối đoái là rất mạnh, trong khi đó sự
23


thay đổi đó lại khá phức tạp đối với tỷ giá hối đoái. Sự phát triển gần đây của lý thuyết FDI dựa trên
lý thuyết quyền chọn thực cũng hàm ý rằng các công ty đa quốc gia sẽ xem xét giá trị chờ không chắc
chắn trong quá trình ra quyết định.
Thứ hai, thời gian tác động của độ bất ổn tỷ giá và mức độ FDI là khác nhau. Sự tương tác giữa
biến giả và độ bất ổn của tỷ giá hối đoái là khá cao trong mô hình dài dạn, trong khi đó, sự tương tác
giữa biến giả và mức tỷ giá hối đoái lại khá thấp trong cả mô hình ngắn hạn và dài hạn. Tuy nhiên,
mức tỷ giá hối đoái là khá cao trong mô hình ngắn hạn. Nghĩa là, độ bất ổn của tỷ giá hối đoái đối đã
tác động liên tục lên FDI, trong khi đó, sự sai lệch về mức độ chỉ là tạm thời, cho thấy các công ty đa
quốc gia coi độ bất ổn là một yếu tố quyết định "chung " của đầu tư nước ngoài chứ không phải là sự
sai lệch của mức tỷ giá hối đoái.
Thứ ba, ước lượng của chúng tôi đã bổ sung cho sự phi tuyến trong mối quan hệ giữa sự không
chắc chắn và đầu tư, tương tự như Sarkar (2000) và Darby et al. (1999) đề xuất. Giống với Jeanneret
(2007), chúng tôi cũng đưa ra những minh chứng về kiểu lồi của sự phi tuyến tính giữa sự không chắc
chắn và FDI. Kết quả về sự phi tuyến trái ngược với những tài liệu hiện tại dựa vào một mối quan hệ
tuyến tính. Tuy nhiên, nó lại phù hợp với sự phát triển gần đây của lý thuyết đầu tư dựa vào tùy chọn,
cho thấy mối quan hệ phức tạp giữa sự không chắc chắn và đầu tư. Điểm mấu chốt của lý thuyết này
là những ảnh hưởng của độ bất ổn đối với việc đầu tư là khá khác nhau khi các công ty đa quốc gia
xem xét về quyền chọn giá của dự án (ví dụ, Quyền chọn mà giá thực hiện bằng giá giao ngay , hoặc
quyền chọn mà giá thực hiện cao hơn (thấp hơn) giá giao ngay), giá trị còn lại của dự án và tầm quan
trọng của việc đầu tư giá trị chờ,.... Kết quả của chúng tôi bổ sung cho lập luận phi tuyến tính này và
có thể giải thích tại sao những tài liệu hiện tại lại cho những kết quả phức tạp về mối quan hệ giữa các
biến tỷ giá hối đoái và FDI.
Lời cảm ơn

Chúng tôi xin chân thành cảm ơn biên tập viên Charles Cao, và hai người chứng thực vô danh
của tạp chí này đã giúp đỡ, và đóng góp ý kiến cho nghiên cứu. Những ý kiến đóng góp của người
chứng thực là vô cùng hữu ích cho chúng tôi trong việc hoàn thiện dự thảo ban đầu. Tiến sĩ Min cũng
vô cùng biết ơn sự hỗ trợ tài chính từ Học bổng Nghiên Cứu của Trường Đại học Griffith. Phủ nhận
chung được áp dụng.

24