Đề tài Hoàn thiện chính sách tỷ giá hối đoái, lãi suất, lạm phát để tăng cường thu hút vốn đầu tư nước ngoài vào thị trường chứng khoán Việt Nam

và cơ chế chính sách về FPI, trước hết là thể chế FPI liên quan đến thị trường tài chính nói chung và đến nhà ĐTNN nói riêng phải được chuẩn hóa với một môi trường đầu tư thông thoáng, minh bạch, đảm bảo quyền 78 và nghĩa vụ của các nhà đầu tư cũng như các chủ thể liên quan. Ngoài ra, cần tiến hành hoàn chỉnh các quy định hiện hành, so sánh với các quy định của các tổ chức quốc tế, đặc biệt là các quy định của WTO cũng như những cam kết song phương và đa phương của Việt Nam nhằm đảm bảo một hành lang pháp lý an toàn, ổn định và dài hạn, tạo điều kiện tốt cho các dòng đầu tư gián tiếp từ nước ngoài vào thị trường trong nước. Thứ ba, tăng cường tính minh bạch của thị trường chứng khoán và các doanh nghiệp cổ phần Trước hết, cần xây dựng, triển khai áp dụng các chuẩn mực quốc tế về quản lý và điều hành doanh nghiệp. Nhanh chóng ban hành quy chế về quản trị công ty niêm yết trên TTCK, hệ thống công bố thông tin công khai theo các chuẩn mực quốc tế. Đồng thời, áp dụng các chuẩn mực về thông lệ tốt nhất trong quản trị công ty, tạo sự bình đẳng giữa các doanh nghiệp tham gia TTCK. Thông lệ quản trị công ty tốt tạo ra tính hiệu quả của vốn đầu tư và hạn chế rủi ro. Vì vậy, cần nâng cao nhận thức và xây dựng cơ chế bắt buộc các doanh nghiệp phải áp dụng các chuẩn mực quản trị và điều hành, các bộ tiêu chuẩn đạo đức nghề nghiệp theo thông lệ quốc tế. Tiếp đến, cần có những biện pháp triển khai đồng bộ hệ thống chuẩn mực kinh tế và kiểm toán mới vào thực tế, biến chúng trở thành văn hóa kinh doanh của từng doanh nghiệp, làm cầu nối thông tin giữa TTCK trong nước và thị trường quốc tế, tạo điều kiện thuận lợi cho các nhà ĐTNN có đủ tự tin đầu tư vào Việt Nam. Hệ thống kế toán và công bố thông tin hoàn thiện hơn sẽ giúp các nhà ĐTNN đầu tư tốt hơn. Thứ tư, xếp hạng tín nhiệm để thu hút đầu tư Việt Nam cần phải coi định mức tín nhiệm như một công cụ hỗ trợ đầu tư, góp phần tăng cường tính minh bạch, chất lượng của các công ty trong nước cũng như mức độ tín nhiệm quốc gia của Việt Nam trong con mắt các nhà đầu tư quốc tế. Do đó, cần có biện pháp thúc đẩy sự ra đời và hoạt động của các tổ chức phân hạng tín nhiệm của 79 Việt Nam. Nhà nước với vai trò “bà đỡ” cần đứng ra thành lập các tổ chức phân hạng tín nhiệm. Tuy nhiên, điều kiện thị trường vốn Việt Nam còn nhỏ bé và định mức tín nhiệm còn là một khái niệm hết sức mới mẻ thì các tổ chức định mức tín nhiệm ở Việt Nam chỉ nên triển khai một số nghiệp vụ cơ bản, cần thiết cho sự phát triển của thị trường vốn trong nước như: xếp hạng các công cụ nợ dài hạn, bao gồm việc xếp hạng tổ chức phát hành nợ dài hạn và xếp hạng đợt phát hành nợ dài hạn; xếp hạng tiền gửi và khả năng tài chính của các ngân hàng thương mại quốc doanh và thương mại cổ phần Việt Nam; xếp hạng các doanh nghiệp nhà nước có quy mô lớn đã và đang tiến hành cổ phần hóa, các doanh nghiệp đang niêm yết trên TCK Việt Nam; xếp hạng các doanh nghiệp vừa và nhỏ (SMEs) của Việt Nam. Thứ năm, thực thi chính sách mở cửa thu hút vốn Trước hết, cần tiếp tục hoàn thiện cơ sở pháp lý liên quan đến khuyến khích ĐTNN và đầu tư nói chung. Bao gồm:  Nới lỏng, tối đa hóa mức khống chế tỷ lệ nắm giữ cổ phiếu, cổ phần, chứng khoán của các nhà FPI trong các doanh nghiệp cổ phần Việt Nam hoạt động thuộc các ngành nghề, lĩnh vực cho phép đầu tư 100% vốn trực tiếp nước ngoài.  Thu hẹp đối tượng ngành nghề Nhà nước cần nắm giữ 100% vốn hoặc nắm giữ cổ phần chi phối.  Tiếp tục đẩy mạnh cổ phần hóa các DNNN lớn và giảm thiểu tỉ lệ nắm giữ cổ phần của Nhà nước cũng như của các nhà đầu tư sáng lập trong các doanh nghiệp này.  Hoàn thiện các quy định liên quan về việc chuyển đổi giữa các loại hình, phương thức đầu tư một cách thuận tiện, nhanh chóng.  Cần có chính sách ưu đãi đặc biệt (trước hết là chính sách thuế và giảm chi phí đầu vào, chi phí vận hành) để phát triển các công ty cổ phần đa sở hữu tổ chức 80 theo quy mô tập đoàn kinh tế, công ty mẹ - con, hoạt động xuyên quốc gia và các quỹ đầu tư, trong đó có quỹ đầu tư mạo hiểm và các quỹ đại chúng, các quỹ đầu tư có vốn nước ngoài... Thứ sáu, tạo sân chơi bình đẳng và tăng khả năng hấp thụ vốn FPI một cách hiệu quả Khả năng thẩm thấu FDI của khối các DNNN được cổ phần hoá còn rất mỏng trong khi đây lại là khu vực có tiềm năng nhất. Vì thế, muốn tăng khả năng hấp thụ nguồn vốn FPI phục vụ phát triển kinh tế, không có cách nào khác là phải đẩy nhanh tiến trình cổ phần hóa các doanh nghiệp lớn. Đối với các doanh nghiệp mà Nhà nước không nắm giữ cổ phần chi phối, phải mạnh dạn bán cổ phần rộng rãi kể cả cho các nhà ĐTNN để vừa thu hút vốn từ bên ngoài, vừa là tiền đề để cải thiện tình trạng lãng phí, trì trệ, kém hiệu quả của khối doanh nghiệp này. Song song với việc đẩy nhanh tiến trình cổ phần hóa, cần phải có biện pháp thúc đẩy các doanh nghiệp cổ phần niêm yết trên sàn giao dịch và phát triển hoạt động giao dịch thứ cấp trên TTCK Việt Nam. Thứ bảy, điều tiết sự di chuyển của dòng vốn đầu tư gián tiếp Để điều tiết được sự di chuyển của dòng vốn FPI, người ta có thể áp dụng một loạt các chính sách khác nhau từ điều tiết tỷ giá hối đoái, thắt chặt tài chính và kiểm soát vốn cho tới việc điều tiết thận trọng đối với hệ thống ngân hàng và xây dựng hệ thống thu thập và xử lý thông tin về sự di chuyển vốn nước ngoài ra và vào trong nước, bằng các biện pháp hành chính hoặc mang tính thị trường hoặc kết hợp cả hai. Việt Nam cần thận trọng trong việc thiết lập một hình thức điều tiết cụ thể (có thể là công cụ tỷ giá, có thể là công cụ thuế...), song cần tránh gây ra sự hiểu lầm để dẫn đến việc nhà đầu tư rút vốn ồ ạt, gây bất ổn cho thị trường tài chính. Thứ tám, tăng cường an ninh của hệ thống tài chính 81 Cần tăng cường phối hợp giữa chính sách tiền tệ, chính sách tài khóa và chính sách thu hút vốn FPI; nâng cao sự phối hợp giữa các cơ quan ngân hàng - tài chính - chứng khoán trong việc quản lý các dòng vốn nhằm đảm bảo sự an toàn, vững chắc và lành mạnh của hệ thống tài chính. Bên cạnh đó, áp dụng các biện pháp kiểm soát các dòng vốn vào và dòng vốn ra trong những trường hợp cần thiết nhằm giảm áp lực đối với tỷ giá thực tế, đối phó với các biểu hiện méo mó của thị trường tài chính hoặc giảm tính dễ dịch chuyển của vốn gây mất ổn định kinh tế.  Tóm lại, các biện pháp nêu trên liên quan đến nhiều lĩnh vực từ hoàn thiện khuôn khổ pháp lý, đến ban hành thể chế, tổ chức thực hiện và kiểm tra, giám sát... Để thu hút FPI có hiệu quả, và quản lý được nguồn vốn này cần sự nỗ lực cao của nhiều Bộ, ngành trên cơ sở nhận thức rõ rằng: hiệu quả của FPI luôn đi kèm những thách thức nảy sinh từ chính FPI. Kết luận chương 3 Kinh tế thế giới đã khởi sắc sau khủng hoảng, kinh tế trong nước cũng đã phục hồi nhưng Việt Nam đang đứng trước những khó khăn trong ổn định các nhân tố thị trường của nền kinh tế. Dòng FPI được dự báo có rất nhiều tiềm năng và không ít thách thức. Cùng với các biện pháp khác, chính sách ổn định tỷ giá, kiềm chế lạm phát, cải thiện thị trường tài chính là những yêu cầu bức thiết nếu không muốn lỡ mất cơ hội thu hút vốn. Tuy không có tác động trực tiếp lên FPI trong quá khứ nhưng việc có được các chính sách tỷ giá- lãi suất phù hợp sẽ giúp ổn định kinh tế vĩ mô, tạo them niềm tin cho nhà đầu tư cả trong và ngoài nước. 82 KẾT LUẬN Việc phát triển TTCK nói chung và thu hút vốn ngoại vào TTCK nói riêng là những vấn đề đáng được quan tâm, nhất là trong bối cảnh nền kinh tế Việt Nam luôn cần hấp thụ nhiều vốn đầu tư để thực hiện các hoạt động sản xuất- kinh doanh. Là một trong những nhân tố đầu vào của nền kinh tế, qua phân tích, vốn FPI giữ một vị trí quan trọng góp phần tăng trưởng kinh tế vĩ mô trong tương lai. Vì vậy, các chính sách về duy trì và thu hút vốn FPI vào TTCK Việt Nam nên được chú trọng triển khai. Các nhân tố thị trường: tỷ giá hối đoái, lãi suất, lạm phát, như đã nói có những ảnh hưởng không nhỏ đến quá trình thu hút vốn ngoại vào chứng khoán. Trong thời gian này, cần có những biện pháp thích hợp để ổn định lại ngay tình hình kinh tế vĩ mô nếu không muốn cơ hội thu hút đầu tư qua đi, cũng như làm tăng khả năng đảo chiều dòng vốn ngoại. Trong 3 nhân tố thị trường thì tỷ giá hối đoái tuy không có ý nghĩa thống kê nhưng vẫn là nhân tố cần được quan tâm. Chính vì vậy, ổn định tỷ giá, kết hợp với kiềm chế lạm phát, nới lỏng chính sách tín dụng (điều chỉnh lãi suất) sẽ tạo cho nhà ĐTNN niềm tin về một môi trường đầu tư tốt khi đỗ vốn vào TTCK Việt Nam. Hạn chế của đề tài nằm ở phần kiểm định tác động của tỷ giá hối đoái đến lượng vốn FPI vào chứng khoán. Do TTCK Việt Nam còn non trẻ, công tác thu thập số liệu vốn ngoại trên TTCK khó khăn, dẫn đến kết quả thực nghiệm không đạt được ý nghĩa thống kê như mong đợi. Bên cạnh đó, hạn chế của kết quả thống kê cũng có thể do chuỗi dữ liệu tỷ giá hối đoái danh nghĩa còn chứa đựng yếu tố lạm phát nhưng không được phát hiện trong kiểm định đa cộng tuyến với chỉ số giá tiêu dùng của mô hình hồi quy bội. 83 PHỤ LỤC PHỤ LỤC 1 BẢNG SỐ LIỆU CỦA CÁC CHỈ TIÊU LIÊN QUAN ĐẾN DÒNG VỐN ĐẦU TƯ GIÁN TIẾP NƯỚC NGOÀI VÀO THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Bảng 1: Quy mô giao dịch tại Sở Giao Dịch Chứng Khoán TP.HCM từ năm 2000 đến năm 2006. NĂM KHỐI LƯỢNG GIAO DỊCH (nghìn CP) GIÁ TRỊ GIAO DỊCH (triệu đồng) 2000 3,663 3,663 92,357.484 92,357.484 2001 19,722 19,722 1,034,721.064 1,034,721.064 2002 37,008.89 37,008.89 1,080,891.076 1,080,891.076 2003 53,156.14 53,156.14 2,998,321.487 2,998,321.487 2004 248,072 248,072 19,887,150.3 19,887,150.3 2005 353,070 374,275 26,877,958.8 27,220,393.33 2006 1,120,782 1,284,982 86,829,273.29 97,748,475.78 (Nguồn: Sở Giao Dịch Chứng Khoán TP.HCM) Bảng 2: Số lượng các công ty cổ phần hóa từ năm 1992 đến năm 2006. Năm Số lượng công ty CPH 1992-96 3 96-6/98 25 84 12/98 86 1999 249 2000 212 2001 198 2002 139 2003 538 2004 753 2005 720 2006 576 (Nguồn: Tổng Cục Thống Kê ) Bảng 3: Quy mô giao dịch tại Trung Tâm Giao Dịch Chứng Khoán Hà Nội trong năm 2005 và 2006. 2005 2006 Khối lượng giao dịch (nghìn CP) 353,070 1,120,782 Hà Nội 21,205 164,200 Toàn thị trường 374,275 1,284,982 Gía trị giao dịch (triệu đ) 26,877,959 86,829,273 Hà Nội 342,435 10,919,202 Toàn thị trường 27,220,393 97,748,476 (Nguồn: Sở Giao Dịch Chứng Khoán Hà Nội) Bảng 4: Quy mô khối lượng giao dịch của nhà ĐTNN từ năm 2000 đến năm 2006. KHỐI LƯỢNG GIAO DỊCH (nghìn CP) 85 Thời gian 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 Sàn TP. HCM 3,663 19,722 37,009 53,156 248,072 353,070 1,120,782 Sàn HN 21,205 164,200 Toàn thị trường 3,663 19,722 37,009 53,156 248,072 374,275 1,284,982 Nhà ĐTNN mua 161.6 3,700 3,376 19,294 37,040 192,103 Nhà ĐTNN bán 45 868 332 4,708 26,451 102,780 Nhà ĐTNN TP.HCM 0 206.6 4,568 3,708 24,002 63,491 294,883 Nhà ĐTNN HN 875 8,494 Nhà ĐTNN 0 207 4,568 3,708 24,002 64,366 303,377 Tỷ trọng 0.00% 1.05% 12.34% 6.98% 9.68% 17.20% 23.61% (Nguồn: Sở Giao Dịch Chứng Khoán TP.HCM và Sở Giao Dịch Chứng Khoán Hà Nội) Bảng 5: Tỷ trọng giá trị giao dịch của nhà ĐTNN từ năm 2000 đến năm 2006. GIÁ TRỊ GIAO DỊCH (triệu đồng) Thời gian 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 Sàn TP. HCM 92,357 1,034,721 1,080,891 2,998,321 19,887,150 26,877,959 86,829,273 Sàn Hà Nội 342,435 10,919,202 Toàn thị trường 92,357 1,034,721 1,080,891 2,998,321 19,887,150 27,220,393 97,748,476 86 Nhà ĐTNN mua 12,100 107,238 99,763 942,592 2,491,594 17,021,147 Nhà ĐTNN bán 2,365 25,228 6,024 304,770 2,276,778 9,443,462 Nhà ĐTNN TP.HCM 0 14,465 132,467 105,787 1,247,363 4,768,372 26,464,609 Nhà ĐTNN Hà Nội 11,344 472,552 Nhà ĐTNN 0 14,465 132,467 105,787 1,247,363 4,779,716 26,937,161 Tỷ trọng 0.00% 1.40% 12.26% 3.53% 6.27% 17.56% 27.56% (Nguồn: Sở Giao Dịch Chứng Khoán TP.HCM và Sở Giao Dịch Chứng Khoán Hà Nội) Bảng 6: Tỷ trọng vốn FPI/FDI từ năm 2001 đến năm 2006. TỶ TRỌNG FPI/FDI 2001-2006 Năm 2001 2002 2003 2004 2005 2006 Tỷ trọng FPI/FDI 0,5% 1,2% 2,3% 3,7% 17,5% 15,8% (Nguồn: Bộ Tài Chính) Bảng 7: Quy mô khối lượng giao dịch của nhà ĐTNN từ năm 2007 đến năm 2010. Thời gian Toàn thị trường ĐTNN mua ĐTNN bán Q1/2007 671,888,015 116,771,490 77,040,564 Q2/2007 463,119,188 77,070,941 38,733,860 Q3/2007 480,245,323 80,812,286 40,793,796 Q4/2007 774,270,279 111,279,335 67,315,020 87 Q1/2008 739,917,519 81,777,706 53,236,058 Q2/2008 456,419,656 111,347,330 37,863,251 Q3/2008 1,255,469,148 184,905,261 173,453,859 Q4/2008 952,591,107 103,409,126 169,131,227 Q1/2009 711,588,107 79,568,001 87,897,621 Q2/2009 2,963,778,488 186,185,099 205,377,151 Q3/2009 3,440,902,166 217,289,373 211,756,992 Q4/2009 3,973,142,732 255,673,452 199,384,537 Q1/2010 2,465,448,830 177,151,360 153,441,710 Q2/2010 2,952,289,348 224,466,956 165,704,766 Q3/2010 2,784,754,131 203,897,481 159,842,308 Q4/2010 3,089,965,509 390,346,012 260,855,061 (Nguồn: Sở Giao Dịch Chứng Khoán TP.HCM) Bảng 8: Tỷ trọng giá trị giao dịch của nhà ĐTNN trên sàn GDCKTPHCM từ năm 2007- 2010. Thời gian Toàn thị trường ĐTNN (mua) ĐTNN (bán) NĐTNN Tỷ trọng GTGD Q1/2007 70,919.0 18,345.4 10,697.3 29,042.7 40.95% Q2/2007 51,816.0 10,761.3 5,637.4 16,398.7 31.65% Q3/2007 51,046.0 10,248.5 5,482.0 15,730.4 30.82% Q4/2007 89,274.0 13,600.2 8,155.7 21,755.9 24.37% Q1/2008 55,627.0 6,769.7 4,520.6 11,290.3 20.30% Q2/2008 21,732.0 5,760.5 2,042.3 7,802.7 35.90% 88 Q3/2008 46,272.0 9,963.1 8,166.4 18,129.5 39.18% Q4/2008 28,859.0 4,061.5 6,725.6 10,787.0 37.38% Q1/2009 15,163.0 2,227.8 2,180.3 4,408.2 29.07% Q2/2009 92,229.0 7,714.1 7,700.7 15,414.8 16.71% Q3/2009 143,920.0 11,629.5 11,426.5 23,056.0 16.02% Q4/2009 181,339.0 12,838.2 10,392.3 23,230.4 12.81% Q1/2010 106,202.0 9,243.8 7,130.5 16,374.4 15.42% Q2/2010 104,246.0 10,836.5 6,790.5 17,627.0 16.91% Q3/2010 77,378.0 8,042.9 5,443.4 13,486.2 17.43% Q4/2010 74,792.0 15,038.2 9,196.0 24,234.2 32.40% (Nguồn: Sở Giao Dịch Chứng Khoán TP.HCM) 89 PHỤ LỤC 2 MÔ HÌNH HỒI QUY KIỂM ĐỊNH MỐI QUAN HỆ GIỮA CÁC NHÂN TỐ THỊ TRƯỜNG VÀ LƯỢNG VỐN ĐẦU TƯ GIÁN TIẾP NƯỚC NGOÀI VÀO THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Kiểm định tác động của vốn FPI đến tăng trưởng kinh tế vĩ mô.  Xây dựng mô hình Mô hình gồm có 3 biến: - Tổng sản phẩm quốc nội-GDP (biến phụ thuộc). - Đầu tư trực tiếp nước ngoài-FDI (biến độc lập). - Đầu tư gián tiếp nước ngoài vào TTCK -FPI (biến độc lập). Tất cả số liệu đều được lấy từ Q1/2002 đến Q4/2010 tổng cộng gồm 36 quan sát, và hai biến FDI, FPI được coi như là đại diện nguồn vốn ĐTNN vào Việt Nam. Số liệu GDP và FDI lấy từ số liệu năm theo thống kê của WorldBank và được hiệu chỉnh lại theo quý. Dùng số liệu vốn ngoại ròng trên sàn giao dịch chứng khoán TPHCM thay thế cho FPI của toàn thị trường (do bị hạn chế về số liệu chính xác của FPI toàn thị trường). Để giảm các sai lệch và độ nhiễu cho mô hình ta lấy ln cho các biến. Ta có mô hình ban đầu: lnGDP= β0+ β1*lnFDI+ β2*lnFPI+ Ui Bảng 1 : Số liệu GDP, FDI, FPI từ Q1/2002 đến Q4/2010 90 Đơn vị tính : $US THỜI GIAN GDP FDI FPI Q1/2002 8,401,995,493 334,705,790 1,416,052 Q2/2002 8,639,204,434 344,701,432 421,286 Q3/2002 8,883,110,364 354,995,585 2,275,756 Q4/2002 9,133,902,358 365,597,162 1,251,016 Q1/2003 9,361,319,324 364,354,074 451,770 Q2/2003 9,594,398,544 363,115,213 695,321 Q3/2003 9,833,280,998 361,880,564 857,815 Q4/2003 10,078,111,176 360,650,113 2,730,131 Q1/2004 10,563,373,510 376,663,153 19,556,094 Q2/2004 11,072,001,287 393,387,179 2,003,178 Q3/2004 11,605,119,556 410,853,761 2,051,718 Q4/2004 12,163,907,538 429,095,867 2,621,317 Q1/2005 12,529,854,777 451,641,441 1,215,090 Q2/2005 12,906,811,422 475,371,606 5,377,983 Q3/2005 13,295,108,685 500,348,602 2,892,682 Q4/2005 13,695,087,747 526,637,940 9,708,367 Q1/2006 14,171,770,171 554,472,324 34,548,167 Q2/2006 14,665,044,393 583,777,837 29,378,539 Q3/2006 15,175,487,921 614,632,234 86,577,211 Q4/2006 15,703,698,363 647,117,378 257,802,389 91 Q1/2007 16,246,643,853 918,544,255 477,335,214 Q2/2007 16,808,361,342 1,303,818,407 318,846,857 Q3/2007 17,389,499,859 1,850,691,929 294,121,549 Q4/2007 17,990,730,875 2,626,946,050 337,704,980 Q1/2008 18,876,686,212 2,530,598,085 140,047,200 Q2/2008 19,806,270,508 2,437,783,856 230,804,484 Q3/2008 20,781,632,275 2,348,373,755 108,865,500 Q4/2008 21,805,025,829 2,262,242,930 (161,102,215) Q1/2009 22,088,405,013 2,107,060,881 2,798,515 Q2/2009 22,375,467,007 1,962,523,784 776,898 Q3/2009 22,666,259,672 1,827,901,433 11,721,494 Q4/2009 22,960,831,493 1,702,513,711 137,254,377 Q1/2010 23,952,716,720 2,047,318,280 115,342,594 Q2/2010 24,987,450,408 2,461,954,998 216,609,454 Q3/2010 26,066,883,569 2,960,566,743 137,176,939 Q4/2010 27,192,947,175 3,560,160,705 303,739,056  Kiểm tra tính dừng Ta sử dụng kiểm định Dicky-Fuller để kiểm định tính dừng cho từng biến với giả thiết H0: chuỗi dữ liệu không dừng; H1: chuỗi dữ liệu dừng với mức ý nghĩa 1%.  Biến GDP Null Hypothesis: LNGDP has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend 92 Lag Length: 0 (Fixed) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.960181 0.6020 Test critical values: 1% level -4.243644 5% level -3.544284 10% level -3.204699 Nhìn vào bảng kết quả ta thấy│-1.960181│< │-3.204699│, tức │t-stat│<│t- crit│ ở mức ý nghĩa 10%, nên chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0, suy ra chuỗi dữ liệu LNGDP không dừng. Tiếp theo ta tiến hành điều chỉnh theo độ trễ và lấy sai phân của biến đến khi thu được kết quả như sau: Null Hypothesis: LNGDP has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 1 (Fixed) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.357098 0.0078 Test critical values: 1% level -4.252879 5% level -3.548490 10% level -3.207094 Nhìn vào hình ta có │-4.357098│ >│-4.252879│ ta bác bỏ H0 và chấp nhận H1, vậy chuỗi LNGDP với độ trễ là 1 đã dừng, ta đặt MGDP=LNGDP(-1).  Biến FDI 93 Null Hypothesis: LNFDI has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Fixed) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.478060 0.8181 Test critical values: 1% level -4.243644 5% level -3.544284 10% level -3.204699 Nhìn vào bảng kết quả ta thấy│-1.478060│< │-3.204699│, tức │t-stat│<│t- crit│ ở mức ý nghĩa 10%, nên chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0, suy ra chuỗi LNFDI không dừng. Tiếp theo ta tiến hành điều chỉnh theo độ trễ và lấy sai phân của biến đến khi thu được kết quả như sau: Null Hypothesis: D(LNFDI,2) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Fixed) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.500216 0.0004 Test critical values: 1% level -4.262735 5% level -3.552973 10% level -3.209642 94 Nhìn vào hình ta có │-5.500216│ >│-4.262735│ ta bác bỏ H0 và chấp nhận H1, vậy sai phân bậc 2 của chuỗi LNFDI đã dừng, ta đặt MFDI=D(LNFDI, 2).  Biến FPI Null Hypothesis: LNFPI has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Fixed) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.246270 0.0008 Test critical values: 1% level -4.243644 5% level -3.544284 10% level -3.204699 Nhìn vào hình ta có │-5.246270│ >│-4.243644│ ta bác bỏ H0 và chấp nhận H1, vậy chuỗi LNFPI đã dừng, ta đặt MFPI=LNFPI. Lúc này ta có mô hình hồi quy được điều chỉnh như sau: MGDP= β0+ β1*MFDI+ β2*MFPI+ Ui Tiếp tục dùng phân tích Regression của SPSS xác định mô hình phù hợp. Ta có kết quả sau: Model Summary and Parameter Estimates Dependent Variable:MGDP Equation Model Summary Parameter Estimates R Square F df1 df2 Sig. Constant b1 b2 b3 95 Linear .001 .034 1 32 .854 23.428 .116 Logarithmica . . . . . . . Inverse .009 .287 1 32 .596 23.436 6.572E-13 Quadratic .032 .510 2 31 .605 23.409 .220 1.961 Cubic .032 .329 3 30 .804 23.409 .116 2.064 .968 Powera . . . . . . . Exponential .001 .034 1 32 .855 23.425 .005 The independent variable is MFDI. a. The independent variable (MFDI) contains non-positive values. The minimum value is -.39. The Logarithmic and Power models cannot be calculated. Model Summary and Parameter Estimates Dependent Variable:MGDP Equation Model Summary Parameter Estimates R Square F df1 df2 Sig. Constant b1 b2 b3 Linear .005 .157 1 32 .694 23.371 .004 Logarithmica . . . . . . . Inverse .173 6.680 1 32 .015 23.814 -6.692 Quadratic .450 12.660 2 31 .000 22.615 -.003 .003 Cubic .455 8.340 3 30 .000 21.544 .071 .006 .000 Powera . . . . . . . 96 Exponential .005 .160 1 32 .692 23.368 .000 The independent variable is MFPI. a. The independent variable (MFPI) contains non-positive values. The minimum value is - 18.90. The Logarithmic and Power models cannot be calculated. Từ kết quả thu được ta thấy nếu hồi quy đơn biến thì hàm hồi quy phi tuyến bậc 3 của MGDP với MFDI hay MFPI đều có R2 cao nhất. Tiến hành hồi quy từng cập cho mô hình đa biến ta thấy mô hình hồi quy phi tuyến sau đây cho kết quả tốt nhất: MGDP= β0+ β1*MFDI^2+ β2*MFPI^3+ Ui  Kết quả hồi quy Dependent Variable: MGDP Method: Least Squares Date: 04/11/11 Time: 02:06 Sample (adjusted): 2002Q3 2010Q4 Included observations: 34 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 23.24779 0.111805 207.9322 0.0000 MFDI^2 1.010747 1.926006 0.524789 0.6035 MFPI^3 3.73E-05 2.16E-05 1.729637 0.0936 R-squared 0.113675 Mean dependent var 23.42818 Adjusted R-squared 0.056492 S.D. dependent var 0.343272 97 S.E. of regression 0.333435 Akaike info criterion 0.725361 Sum squared resid 3.446550 Schwarz criterion 0.860040 Log likelihood -9.331132 F-statistic 1.987937 Durbin-Watson stat 0.151388 Prob(F-statistic) 0.154061 Từ kết quả hồi quy, ta có mô hình MGDP= 23.24779+ 1.010747*MFDI^2+0.0000373*MFPI^3 Rõ ràng ta thấy hệ số β1 =1.010747> 0, thể hiện khi MFDI thay đổi thì MGDP có xu hướng biến động theo. Với giá trị xác suất p=0.6035>0.1 (xét ở mức ý nghĩa 10%), β1 là một hệ số ước lượng không có ý nghĩa thống kê. Hệ số β2 = 0.0000373> 0, cho thấy khi MFPI thay đổi thì MGDP chỉ có những biến đổi nhỏ. Tuy nhiên, hệ số của biến MFPI giá trị xác suất của hệ số này là 0.0936 nhỏ hơn so với 10% nên β2 là một ước lượng có ý nghĩa thống kê.  Kiểm tra đa cộng tuyến Ta có ma trận hệ số tương quan: MGDP MFDI MFPI MGDP 1.000000 0.032753 0.069937 MFDI 0.032753 1.000000 0.047394 MFPI 0.069937 0.047394 1.000000 Mô hình hồi quy phụ kiểm định đa cộng tuyến như sau: Dependent Variable: MFDI^2 Method: Least Squares 98 Date: 04/11/11 Time: 13:10 Sample (adjusted): 2002Q3 2010Q4 Included observations: 34 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.003839 0.010239 -0.374932 0.7102 MFPI^3 2.82E-06 1.92E-06 1.471212 0.1510 R-squared 0.063354 Mean dependent var 0.009096 Adjusted R-squared 0.034084 S.D. dependent var 0.031139 S.E. of regression 0.030604 Akaike info criterion -4.078347 Sum squared resid 0.029971 Schwarz criterion -3.988561 Log likelihood 71.33189 F-statistic 2.164464 Durbin-Watson stat 2.431525 Prob(F-statistic) 0.151000 Từ ma trận tương quan và mô hình hồi quy phụ, chúng tôi kết luận mô hình gốc không có hiện tượng đa cộng tuyến. Kiểm định tác động của các nhân tố thị trường: Tỷ giá hối đoái (danh nghĩa), Lãi suất (tiền gửi kỳ hạn 3 tháng), Chỉ số giá tiêu dùng đến lượng vốn FPI trên TTCK Việt Nam. Mô hình gồm có 4 biến: - Đầu tư gián tiếp nước ngoài - FPI (biến phụ thuộc). - Tỷ giá hối đoái (danh nghĩa) -TGHD (biến độc lập). - Lãi suất (tiền gửi kỳ hạn 3 tháng) -LS (biến độc lập). 99 - Chỉ số giá tiêu dùng -CPI (biến độc lập). Tất cả số liệu đều được lấy từ Q1/2002 đến Q4/2010 tổng cộng gồm 36 quan sát, cũng tương tự phần trên FPI được lấy từ Sàn giao dịch chứng khoán TPHCM. Số liệu của các biến còn lại TGHD, LS, CPI được thu thập từ kết quả thống kê của Quỹ Tiền Tệ Quốc Tế (IMF). Tất cả số liệu được lấy ln để làm giảm sai số ngẫu nhiên của mỗi biến. Ta có mô hình ban đầu: lnFPI= β0+ β1*lnTGHD+ β2*lnLS+ β3 *lnCPI + Ui Bảng 2: Số liệu của các nhân tố thị trường TGHD, LS, CPI THỜI GIAN TGHD (VND) LS CPI FPI (VND) Q1/2002 15165 5.90% 82.50 21,474,000,000 Q2/2002 15253 6.39% 82.88 6,426,000,000 Q3/2002 15324 6.70% 83.05 34,873,000,000 Q4/2002 15376 6.80% 83.69 19,236,000,000 Q1/2003 15426 6.87% 85.72 6,969,000,000 Q2/2003 15472 7.04% 85.85 10,758,000,000 Q3/2003 15522 6.61% 85.38 13,315,000,000 Q4/2003 15618 5.97% 85.85 42,640,000,000 Q1/2004 15717 5.97% 89.41 307,369,000,000 Q2/2004 15735 5.97% 91.98 31,520,000,000 Q3/2004 15751 6.22% 93.67 32,316,000,000 Q4/2004 15781 6.53% 94.35 41,367,000,000 Q1/2005 15809 6.54% 97.50 19,209,000,000 100 Q2/2005 15842 7.20% 99.39 85,198,000,000 Q3/2005 15878 7.31% 100.75 45,930,000,000 Q4/2005 15907 7.53% 102.37 154,431,000,000 Q1/2006 15921 7.61% 105.58 550,031,000,000 Q2/2006 15964 7.61% 106.73 468,999,000,000 Q3/2006 16015 7.65% 107.99 1,386,560,000,000 Q4/2006 16077 7.65% 109.24 4,144,689,000,000 Q1/2007 16022 7.67% 112.49 7,648,008,000,000 Q2/2007 16070 7.58% 114.59 5,123,869,000,000 Q3/2007 16206 7.44% 117.26 4,766,475,000,000 Q4/2007 16122 7.28% 120.88 5,444,581,000,000 Q1/2008 16059 9.12% 130.93 2,249,060,000,000 Q2/2008 16110 13.80% 142.67 3,718,191,000,000 Q3/2008 16503 17.03% 149.78 1,796,640,000,000 Q4/2008 16537 11.01% 149.37 (2,664,099,000,000) Q1/2009 16974 7.12% 151.27 47,502,000,000 Q2/2009 17185 7.75% 152.24 13,351,000,000 Q3/2009 17321 8.23% 153.41 203,028,000,000 Q4/2009 17820 9.02% 155.74 2,445,873,000,000 Q1/2010 18322 9.80% 162.61 2,113,307,000,000 Q2/2010 18679 10.65% 165.04 4,046,048,000,000 Q3/2010 18950 10.38% 167.50 2,599,503,000,000 Q4/2010 19234 12.50% 173.95 5,842,117,000,000 101  Kiểm tra tính dừng Ta sử dụng kiểm định Dicky-Fuller để kiểm định tính dừng cho từng biến với giả thiết H0: chuỗi dữ liệu không dừng; H1: chuỗi dữ liệu dừng với mức ý nghĩa 1%.  Biến FPI Null Hypothesis: LNFPI has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Fixed) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.532756 0.0004 Test critical values: 1% level -4.243644 5% level -3.544284 10% level -3.204699 Nhìn vào bảng kết quả ta thấy│-5.532756│> │-4.243644│, tức │t-stat│>│t- crit│ ở mức ý nghĩa 1%, nên ta bác bỏ H0 và chấp nhận H1, vậy chuỗi LNFPI đã dừng, ta đặt MFPI=LNFPI.  Biến TGHD Null Hypothesis: LNTGHD has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Fixed) t-Statistic Prob.* 102 Augmented Dickey-Fuller test statistic 1.808647 1.0000 Test critical values: 1% level -4.243644 5% level -3.544284 10% level -3.204699 Nhìn vào bảng kết quả ta thấy│1.808647│< │-3.204699│, tức │t-stat│<│t- crit│ ở mức ý nghĩa 10%, nên chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0, suy ra chuỗi LNTGHD không dừng. Tiếp theo ta tiến hành điều chỉnh theo độ trễ và lấy sai phân của biến đến khi thu được kết quả như sau: Null Hypothesis: D(LNTGHD) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Fixed) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.339171 0.0081 Test critical values: 1% level -4.252879 5% level -3.548490 10% level -3.207094 Nhìn vào hình ta có │-4.339171│ >│-4.252879│ ta bác bỏ H0 và chấp nhận H1, vậy sai phân bậc 1 của chuỗi LNTGHD đã dừng, ta đặt MTGHD=D(LNTGHD).  Biến LS Null Hypothesis: LNLS has a unit root 103 Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Fixed) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.634751 0.2683 Test critical values: 1% level -4.243644 5% level -3.544284 10% level -3.204699 Nhìn vào bảng kết quả ta thấy│-2.634751│< │-3.204699│, tức │t-stat│<│t- crit│ ở mức ý nghĩa 10%, nên chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0, suy ra chuỗi LNLS không dừng. Tiếp theo ta tiến hành điều chỉnh theo độ trễ và lấy sai phân của biến đến khi thu được kết quả như sau: Null Hypothesis: LNLS has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 1 (Fixed) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.204877 0.0009 Test critical values: 1% level -4.252879 5% level -3.548490 10% level -3.207094 Nhìn vào hình ta có │-5.204877│ >│-4.252879│ ta bác bỏ H0 và chấp nhận H1, vậy chuỗi LNLS có độ trễ là 1 đã dừng, ta đặt MLS=LNLS(-1) . 104  Biến CPI Null Hypothesis: LNCPI has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Fixed) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.092568 0.5319 Test critical values: 1% level -4.243644 5% level -3.544284 10% level -3.204699 Nhìn vào bảng kết quả ta thấy│-2.092568│< │-3.204699│, tức │t-stat│<│t- crit│ ở mức ý nghĩa 10%, nên chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0, suy ra chuỗi LNCPI không dừng. Tiếp theo ta tiến hành điều chỉnh theo độ trễ và lấy sai phân của biến đến khi thu được kết quả như sau: Null Hypothesis: D(LNCPI,2) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Fixed) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.460010 0.0005 Test critical values: 1% level -4.262735 5% level -3.552973 10% level -3.209642 105 Nhìn vào hình ta có │-5.460010│ >│-4.262735│ ta bác bỏ H0 và chấp nhận H1, vậy sai phân bậc 2 của chuỗi LNCPI đã dừng, ta đặt MCPI=D(LNCPI,2) . Tiếp tục dùng phân tích Regression của SPSS xác định mô hình phù hợp. Ta có kết quả sau: Model Summary and Parameter Estimates Dependent Variable:MFPI Equation Model Summary Parameter Estimates R Square F df1 df2 Sig. Constant b1 b2 b3 Linear .019 .623 1 32 .436 23.770 150.811 Logarithmica . . . . . . . Inverse .050 1.682 1 32 .204 26.698 -.007 Quadratic .023 .366 2 31 .696 24.120 -42.211 7.824E3 Cubic .056 .597 3 30 .622 23.741 -458.728 8.758E4 -2.418E6 Powera . . . . . .000 .000 Exponentialb . . . . . .000 .000 The independent variable is MTGHD. a. The independent variable (MTGHD) contains non-positive values. The minimum value is -.01. The Logarithmic and Power models cannot be calculated. b. The dependent variable (MFPI) contains non-positive values. The minimum value is - 28.61. Log transform cannot be applied. The Compound, Power, S, Growth, Exponential, and Logistic models cannot be calculated for this variable. 106 Model Summary and Parameter Estimates Dependent Variable:MFPI Equation Model Summary Parameter Estimates R Square F df1 df2 Sig. Constant b1 b2 b3 Linear .214 8.692 1 32 .006 -23.847 -19.087 Logarithmica . . . . . . . Inverse .324 15.312 1 32 .000 74.569 125.596 Quadratic .733 42.654 2 31 .000 -529.082 -452.362 -91.464 Cubic .733 42.654 2 31 .000 -529.082 -452.362 -91.464 .000 Powera . . . . . .000 .000 Exponentialb . . . . . .000 .000 The independent variable is MLS. a. The independent variable (MLS) contains non-positive values. The minimum value is -2.82. The Logarithmic and Power models cannot be calculated. b. The dependent variable (MFPI) contains non-positive values. The minimum value is -28.61. Log transform cannot be applied. The Compound, Power, S, Growth, Exponential, and Logistic models cannot be calculated for this variable. Model Summary and Parameter Estimates Dependent Variable:MFPI 107 Equation Model Summary Parameter Estimates R Square F df1 df2 Sig. Constant b1 b2 b3 Linear .225 9.285 1 32 .005 24.576 227.625 Logarithmica . . . . . . . Inverse .006 .178 1 32 .676 24.666 .000 Quadratic .514 16.393 2 31 .000 27.813 217.868 -8.091E3 Cubic .740 28.493 3 30 .000 27.859 -126.226 -7.310E3 2.432E5 Powera . . . . . .000 .000 Exponentialb . . . . . .000 .000 The independent variable is MCPI. a. The independent variable (MCPI) contains non-positive values. The minimum value is - .05. The Logarithmic and Power models cannot be calculated. b. The dependent variable (MFPI) contains non-positive values. The minimum value is - 28.61. Log transform cannot be applied. The Compound, Power, S, Growth, Exponential, and Logistic models cannot be calculated for this variable. Từ kết quả thu được ta thấy nếu hồi quy đơn biến thì hàm hồi quy phi tuyến bậc 3 cho MFPI theo MTGHD, MLS và MCPI đều có R2 cao nhất. Tuy nhiên,chúng tôi tiến hành hồi quy từng cập cho mô hình hồi quy bội 3 biến nhận thấy mô hình hồi quy tuyến tính sau đây cho kết quả tốt nhất: MFPI= β0+ β1*MTGHD+ β2*MLS+ β3 *MCPI + Ui  Kết quả hồi quy Dependent Variable: MFPI Method: Least Squares 108 Date: 04/11/11 Time: 10:18 Sample (adjusted): 2002Q3 2010Q4 Included observations: 34 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -39.48694 18.51703 -2.132466 0.0413 MTGHD 475.9249 172.2502 2.762986 0.0097 MLS -23.89942 7.006501 -3.411035 0.0019 MCPI 132.3576 70.58567 1.875135 0.0705 R-squared 0.458529 Mean dependent var 24.79843 Adjusted R-squared 0.404381 S.D. dependent var 9.718259 S.E. of regression 7.500196 Akaike info criterion 6.977866 Sum squared resid 1687.588 Schwarz criterion 7.157438 Log likelihood -114.6237 F-statistic 8.468193 Durbin-Watson stat 1.638519 Prob(F-statistic) 0.000317 Từ kết quả hồi quy, ta có mô hình MFPI = -39.48694+ 475.9249*MTGHD- 23.89942*MLS+ 132.3576*MCPI Rõ ràng ta thấy hệ số β1 =475.9249> 0, thể hiện khi MTGHD tăng thì MFPI có xu hướng tăng mạnh . Với giá trị xác suất p=0.0097<0.01 (xét ở mức ý nghĩa 1%), β1 là một hệ số ước lượng có ý nghĩa thống kê. Hệ số β2 =- 23.89942< 0, cho thấy khi MLS tăng thì MFPI biến động theo chiều hướng giảm. Với giá trị xác suất p=0.0019<0.01 (xét ở mức ý nghĩa 1%), β2 là một hệ số ước lượng có ý nghĩa thống kê. 109 Hệ số β3 = 132.3576> 0, cho thấy khi MCPI tăng thì MFPI cũng tăng theo. Với giá trị xác suất p=0.0705<0.1 (xét ở mức ý nghĩa 10%), β3 là một hệ số ước lượng có ý nghĩa thống kê. Kiểm định đa cộng tuyến Tương quan của các biến độc lập trong mô hình như sau: MTGHD MLS MCPI MTGHD 1.000000 0.499438 -0.032459 MLS 0.499438 1.000000 -0.367445 MCPI -0.032459 -0.367445 1.000000 Nhìn vào ma trận tương quan của 3 biến và kết quả hồi quy của mô hình gốc chúng tôi nghi ngờ có hiện tượng đa cộng tuyến của biến MLS và 2 biến độc lập còn lại. Thực hiện mô hình hồi quy phụ để kiểm định. Dependent Variable: MLS Method: Least Squares Date: 04/11/11 Time: 10:35 Sample (adjusted): 2002Q3 2010Q4 Included observations: 34 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -2.632552 0.041833 -62.92988 0.0000 MTGHD 12.89342 3.759502 3.429557 0.0017 110 MCPI -4.086465 1.653857 -2.470869 0.0192 R-squared 0.372934 Mean dependent var -2.548599 Adjusted R-squared 0.332478 S.D. dependent var 0.235319 S.E. of regression 0.192261 Akaike info criterion -0.375831 Sum squared resid 1.145890 Schwarz criterion -0.241153 Log likelihood 9.389135 F-statistic 9.218292 Durbin-Watson stat 0.877247 Prob(F-statistic) 0.000722 R2=0.372934, xác suất p-value của hai biến MTGHD và MCPI thấp cho thấy mô hình hồi quy phụ là phù hợp. Chính vì thế, chúng tôi tiến hành chạy lại 2 mô hình hồi quy khác cho phù hợp. Mô hình hồi quy bội: MFPI= β0+ β1*MTGHD+ β2 *MCPI + Ui Kết quả hồi quy lại như sau: Dependent Variable: MFPI Method: Least Squares Date: 04/11/11 Time: 10:46 Sample (adjusted): 2002Q3 2010Q4 Included observations: 34 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 23.42953 1.891260 12.38831 0.0000 MTGHD 167.7795 169.9658 0.987137 0.3312 MCPI 230.0218 74.77033 3.076378 0.0044 111 R-squared 0.248525 Mean dependent var 24.79843 Adjusted R-squared 0.200043 S.D. dependent var 9.718259 S.E. of regression 8.692044 Akaike info criterion 7.246790 Sum squared resid 2342.100 Schwarz criterion 7.381469 Log likelihood -120.1954 F-statistic 5.126100 Durbin-Watson stat 2.041702 Prob(F-statistic) 0.011931 Mô hình hồi quy mới như sau: MFPI = 23.42953+ 167.7795*MTGHD + 230.0218*MCPI Rõ ràng ta thấy hệ số β1 =167.7795> 0, thể hiện khi MTGHD tăng thì MFPI có xu hướng tăng mạnh . Tuy nhiên, với giá trị xác suất p=0.3312>0.1 (xét ở mức ý nghĩa 10%), β1 là một hệ số ước lượng không có ý nghĩa thống kê. Hệ số β2 = 230.0218> 0, cho thấy khi MCPI tăng thì MFPI cũng tăng theo. Với giá trị xác suất p=0.0044<0.01 (xét ở mức ý nghĩa 1%), β2 là một hệ số ước lượng có ý nghĩa thống kê. Mô hình hồi quy đơn biến. Dependent Variable: MFPI Method: Least Squares Date: 04/11/11 Time: 10:50 Sample (adjusted): 2002Q2 2010Q4 Included observations: 35 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 112 C -21.27603 16.20701 -1.312767 0.1983 MLS -17.99671 6.312952 -2.850759 0.0075 R-squared 0.197604 Mean dependent var 24.73515 Adjusted R-squared 0.173289 S.D. dependent var 9.581594 S.E. of regression 8.711934 Akaike info criterion 7.222710 Sum squared resid 2504.627 Schwarz criterion 7.311587 Log likelihood -124.3974 F-statistic 8.126829 Durbin-Watson stat 2.031821 Prob(F-statistic) 0.007464 Mô hình hồi quy: MFPI = -21.27603- 17.99671*MLS Rõ ràng ta thấy hệ số β1 =-17.99671< 0, thể hiện khi MLS tăng thì MFPI có xu hướng giảm mạnh . Với giá trị xác suất p=0.0075<0.01 (xét ở mức ý nghĩa 1%), β2 là một hệ số ước lượng có ý nghĩa thống kê. 113 PHỤ LỤC 3 TÌNH HÌNH THU HÚT VỐN ĐẦU TƯ GIÁN TIẾP TẠI HAI QUỐC GIA TIÊU BIỂU Ở ĐÔNG Á 1/ Thu hút FPI tăng bền vững là một thành công của Ấn Độ Dòng vốn FPI vào Ấn Độ tăng bền vững trong hơn thập kỷ qua từ những năm 90, đạt 10,25 tỉ USD năm 2004 -2005 và hiện vẫn đang trong chiều hướng gia tăng. Từ khi được phép tham gia TTCK Ấn Độ, lượng mua ròng của nhà ĐTNN luôn dương (ngoại trừ năm 1998 -1999). Điều này phản ánh nền tảng kinh tế vững, sức tăng trưởng của lĩnh vực sản xuất công nghiệp, dịch vụ và những chính sách quản lý hợp lý. Bảng 1: Vốn đầu tư FPI vào TTCK Ấn Độ Năm Tổng mua Triệu Rupee Tổng bán Triệu Rupee Tổng mua - bán Tổng tích lũy Triệu Rupee Triệu USD Triệu USD 1992-93 17 4 13 4 4 1993-94 5.592 466 5.126 1.634 1.638 1994-95 7.631 2.835 4.796 1.528 3.166 1995-96 9.694 2.752 6.942 2.036 5.202 1996-97 15.554 6.979 8.575 2.432 7.634 1997-98 18.695 12.737 5.958 1.650 9.284 1998-99 16.115 17.699 -1.584 -386 8.898 1999-00 56.855 46.734 10.121 2.339 11.237 2000-01 74.051 64.116 9.935 2.159 13.396 2001-02 4.992 41.165 8.755 1.846 15.242 2002-03 47.061 44.371 269 562 15.804 114 2003-04 144.858 99.094 45.765 9.950 25.755 2004-05 217.911 171.696 46.215 10.248 36.008 2005-06 165.032 150.886 14.146 3.262 39.270 (Nguồn: UBCK và Ngân hàng dự trữ Ấn Độ) Thống kê của Công ty Chứng khoán Euro Capital cho thấy dòng FPI thuần vào Ấn Độ ở mức độ ổn định cao so với Hàn Quốc, Philipines, Nhật, Thái, Đài Loan, Indonesia và Nam Mỹ. Sự ổn định của dòng vốn này xuất phát từ những nhân tố sau: o Chính sách thu hút và quản lý FPI hợp lý. o Nền tảng kinh tế vững, sức hấp dẫn từ giá trị của các công ty trên thị trường. o Luôn chú trọng nâng cao chuẩn mực pháp lý, chuẩn mực kế toán, cơ chế quản lý rủi ro và chống rửa tiền, sự điều tiết hợp lý của chính phủ. o Đa dạng nguồn cung thị trường và đưa ra các sản phẩm phái sinh Trong cuộc khủng hoảng tài chính Đông Á năm 1997, dòng FPI tại Ấn Độ vẫn giữ ở mức độ khá ổn định và không xảy ra hiện tượng rút vốn ồ ạt như tại các quốc gia khác như Thái lan, Philipine, Indonesia. Ngoài thị trường cổ phiếu, trái phiếu, các nhà ĐTNN có tổ chức được cấp phép bởi Uỷ Ban Chứng Khoán và Ngân hàng dự trữ Ấn Độ tham gia vào TTCK phái sinh. Các tổ chức này phải tuân theo các công cụ quản lý rủi ro giống như các thành viên khác. Với quyền chọn chỉ số và giao dịch tương lai chỉ số, tỷ giá, nhà ĐTNN có tổ chức phải chịu một số giới hạn nhất định. 2/ Các giai đoạn thu hút FPI của thị trường chứng khoán Trung Quốc. Dòng vốn FPI vào Trung Quốc được đánh giá qua 2 giai đoạn: 115  Giai đoạn 1982 – 2004: Giai đoạn này dòng vốn FPI vào Trung Quốc không có sự phát triển vượt bậc và bứt phá như dòng FDI. Đến hết năm 2004, Trung Quốc đã thu hút khoảng 7 tỷ USD dòng vốn FPI. Mức tăng trưởng FPI hàng năm là khá chậm, tỷ trọng FPI/GDP khoảng 2,94% cho thấy FPI đóng góp vào tăng trưởng của kinh tế Trung Quốc là không đáng kể. Điều này cũng dễ hiểu bởi đặc điểm chung của các quốc gia đang phát triển là thường có sự mất cân đối giữa thu hút FPI và FDI. Tuy nhiên, nguyên nhân căn bản và sâu xa là do mức độ tự do hoá tài khoản vốn của Trung Quốc còn thấp, Chính phủ đặt ra nhiều biện pháp kiểm soát vốn khá chặt chẽ theo chủ trương thu hút chậm rãi dòng vốn FPI. Giai đoạn này, các biện pháp kiểm soát dòng vốn FPI của Trung Quốc chủ yếu dựa vào các biện pháp hành chính và giới hạn khối lượng giao dịch. Chính phủ và các nhà hoạch định chính sách rất thận trọng với việc mở cửa TTCK và tiến hành tự do hoá tài khoản vốn chậm rãi. Chính phủ theo đuổi chiến lược “phân khúc thị trường theo từng loại nhà đầu tư”. Các nhà ĐTNN chỉ được phép mua cổ phần và các công cụ nợ định giá bằng đồng ngoại tệ trên cả thị trường nội địa lẫn thị trường quốc tế. Bên cạnh đó, việc chuyển vốn ra và vào Trung Quốc phải được sự chấp thuận của Chính phủ. Trung Quốc đưa ra các biện pháp ngăn chặn công ty nước ngoài đầu tư vào các ngành quan trọng như viễn thông, vận tải, năng lượng, quốc phòng. Quy định giới hạn sở hữu của nhà ĐTNN là 30%. Đi kèm với các biện pháp kiểm soát vốn là các biện pháp hạn chế về ngoại hối. Theo đó, nhà ĐTNN muốn đầu tư vào Trung Quốc phải chuyển sang đồng nội tệ và ngược lại phải chuyển sang đồng ngoại tệ. Tính đến năm 2001, Trung Quốc đã cấp phép cho 390.484 doanh nghiệp có vốn đầu tư của các quỹ đầu tư nước ngoài với tổng số vốn đầu tư khoảng 359,47 tỷ USD. Nhìn chung, các giải pháp thu hút vốn FPI là rất thận trọng, Trung Quốc chủ trương hạn chế thu hút dòng vốn này. Các biện pháp quản lý vốn FPI được đánh giá là có hiệu quả, Trung Quốc 116 nhờ đó đã đứng vững trước cuộc khủng hoảng tài chính tiền tệ khu vực châu Á năm 1997.  Giai đoạn 2005 đến nay (từ khi TTCK Trung Quốc bùng nổ): Đây là giai đoạn dòng vốn gia tăng một cách đột biến gắn liền với việc tự do hoá tài khoản vốn cũng như sự hội nhập của nền kinh tế Trung Quốc sau khi gia nhập WTO. Trung Quốc đã giảm bớt các biện pháp kiểm soát, đẩy mạnh các biện thu hút dòng vốn FPI bên cạnh dòng vốn FDI. Trung Quốc bắt đầu cho phép các nhà ĐTNN mua bán các cổ phiếu và các công cụ nợ được định danh bằng đồng nội tệ trên cả thị trường nội địa và thị trường quốc tế. Các biện pháp kiểm soát ngoại hối cũng được dỡ bỏ dần nhằm cho phép nhà đầu tư có thể chuyển đổi sang đồng nội tệ để thực hiện đầu tư. Bên cạnh đó, sức hút của nền kinh tế và sự bùng nổ của TTCK đã kiến nhiều quỹ đầu tư “đổ xô” vào Trung Quốc, mang theo dòng vốn FPI khổng lồ cho quốc gia này. Sự phát triển của TTCK cùng với quyết định nới lỏng các chính sách đối với các nhà ĐTNN đã khiến Trung Quốc trở thành một thị trường đầy hấp dẫn đối với các nhà đầu tư Mỹ và châu Âu. Thu hút FPI gia tăng nhanh từ năm 2004 (từ 115 tỷ USD năm 2003 lên 253 tỷ USD năm 2004). Sự phát triển của TTCK và sự phục hồi của các ngân hàng Trung Quốc đã thu hút được một lượng vốn khá lớn từ các nhà ĐTNN, trong đó có các ngân hàng lớn như HSBC Securities, Bank of America, Citigroup, American Express. Tính đến 30/4/2009, trên TTCK Trung Quốc có 61 công ty quản lý quỹ với 461 quy đầu tư chứng khoán tham gia với số vốn hàng trăm tỷ USD. Các quỹ đầu tư gồm 3 dạng sau: Quỹ hỗ tương (Mutual Fund), hay còn gọi là quỹ đầu tư dạng mở (open end fund); Quỹ đầu tư dạng đóng (China close – end fund) và Quỹ đầu tư phòng ngừa. Từ năm 2005 quá trình cổ phần hóa các DNNN có bước phát triển mạnh mẽ, nhiều doanh nghiệp lớn, có vị trị độc quyền trong nền kinh tế quốc dân được tiến hành IPO. Đây là những DN có tiềm năng lớn, có vốn điều lệ hàng trăm tỷ USD, nhận được 117 sự quan tâm đặc biệt của nhà ĐTNN như: Petro China, China Mobile…. Bên cạnh đó, Chính phủ Trung Quốc tăng cường các biện pháp kiểm tra, quản lý các công ty phát hành, ban hành những chính sách, ưu đãi đối với các DNNN sau khi CPH. Chính vì vậy, trong giai đoạn từ năm 2005 đến 2007 rất nhiều quỹ đầu tư nước ngoài dành được những thắng lợi lớn trên TTCK, tạo chất xúc tác hấp dẫn các quy đầu tư khác tham gia TTCK Trung Quốc. Đáng chú ý là Chính phủ Trung Quốc đã quan tâm và chú trọng đến việc giảm bớt các biện phát kiểm soát FPI. Trước đây, việc thu hút FPI phổ biến diễn ra trên các Sở giao dịch nước ngoài. Tại đó, các nhà ĐTNN mua bán các cổ phần của các công ty Trung Quốc, trong đó chủ yếu là cổ phiếu N (N - Shares) và cổ phiếu H (H - Shares), nhà ĐTNN không được phép mua cổ phần A, loại cổ phiếu chủ yếu phát hành trên TTCK Trung Quốc. Ngày 1/12/2002, Chính phủ Trung Quốc ban hành quy chế “các tổ chức ĐTNN được cấp phép” (Qualified Foreign Institutional Investors - QFII), quy định các nhà ĐTNN có giấy phép QFII được quyền mua các cổ phiếu A (A - Shares) được định giá bằng đồng NDT. Đến cuối năm 2007, Trung Quốc đã cấp phép QFII cho 48 công ty nước ngoài với hạn ngạch 10 tỷ USD vào cổ phiếu A. Như vậy, với hạn ngạch mà cơ quan quản lý ngoại hối Trung Quốc (CFE) đã cấp QFII cộng với việc tăng mức trần đầu tư chứng khoán nhà ĐTNN lên 5 – 10% tổng giá trị thị trường cổ phiếu A thì khoảng 55 tỷ đến 120 tỷ USD sẽ được phép đầu tư vào thị trường này trong những năm tới. Cuối năm 2006, với việc Chính phủ Trung Quốc bắt đầu thực hiện cam kết gia nhập WTO về việc tự do hoá thị trường vốn, Chính phủ bắt đầu nới lỏng các quy định về quản lý ngoại hối đối với nhà ĐTNN như: cho phép các công ty quản lý quỹ nước ngoài tại đại lục chuyển vốn và lợi nhuận đầu tư về nước một cách nhanh chóng, giảm thời gian lưu vốn của các quỹ đầu tư nước ngoài tại Trung Quốc từ 1 năm xuống còn 3 tháng; tạo điều kiện thuận lợi để nhà ĐTNN tiếp cận đồng NDT, cho phép nhà ĐTNN dùng ngoại tệ để tham gia một số cuộc IPO lớn… Những chính sách trên tạo điều kiện 118 thuận lợi cho nhà ĐTNN tham gia đầu tư và chuyển lợi nhuận về nước. Ngoài ra, Cơ quan giám quản chứng khoán Trung Quốc đã thực hiện nhiều giải pháp phát triển hệ thống nhà đầu tư có tổ chức cho thị trường như: Công ty uỷ thác đầu tư, Quỹ tương hỗ, Công ty Bảo hiểm, Quỹ đầu tư chứng khoán… Cơ quan này cũng ban hành thủ tục thực hiện công bố thông tin, các biện pháp tạm thời nhằm ngăn chặn hành vi lừa đảo liên quan đến chứng khoán, bảo vệ nhà đầu tư. 119 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Tài liệu tiếng Việt 1. PGS.TS. Trần Ngọc Thơ, 2004, Tài chính doanh nghiệp hiện đại, Trường Đại học kinh tế TPHCM. 2. PGS.TS. Trần Ngọc Thơ & PGS.TS. Nguyễn Ngọc Định, 2008, Tài chính quốc tế, Trường Đại học kinh tế TPHCM. 3. Ths Hoàng Ngọc Nhậm, 2007, Giáo trình Kinh Tế Lượng, Trường Đại học kinh tế TPHCM. 4. Nguyễn Trọng Hoài & Phùng Thanh Bình & Nguyễn Khánh Duy, 2009, Dự Báo Và Phân Tích Dữ Liệu trong Kinh tế và Tài chính. 5. Ths. Đặng Minh Tiến, số 11/2008, Tạp Chí Nghiên cứu Châu Phi & Trung Đông. 6. TS.Nguyễn Minh Phong -Viện NC Phát triển KT-XH Hà Nội, 2010, Đầu tư gián tiếp nước ngoài – tác động hai mặt và những lựa chọn chính sách cần thiết cho Việt Nam. 7. Nguyễn Phi Lân, Trường Đại học Kinh tế Quốc dân, 2007, Tăng trưởng kinh tế và đầu tư trực tiếp nước ngoài tại Việt Nam. 8. Tạp chí phát triển kinh tế số tháng 10- tháng 11 năm 2006, Đại học kinh tế TPHCM. 9. Tổng hợp các bài viết từ Tạp chí Đầu tư tài chính. 10. Tổng hợp các bài viết từ Thời Báo Kinh Tế Sài Gòn. Tài liệu tiếng Anh 120 1. Woochan Kim & Shang- Jin Wei, 3/1999, Foreign Portfolio Investors Before And During a Crisis. 2. Joshua D.Coval & Tobias J.Moskowitz, 12/1999, Home Bias At Home: Local Equity Preference In Domestic Portfolio. 3. Eva Lilijeblom & Anders Loflund, 7/2000, Determinants Of International Portfolio Investment Flows To a Small Market: Empirical Evidence. 4. Richard Portes & Helene Rey & Yonghyup Oh, 2001, Information and Capital Flows: The Determinants Of Transactions In Financial Assests. 5. Rui Albuquerque & Gregory H.Bauer & Martin Schneider, 6/2002, Characterizing Asymmetric Information In International Equity Market. 6. Hamid Faruque & ShuJing Li & Isabel K.Yan, 2/2004, The Determinants Of International Portfolio Holdings And Home Bias. 7. Assaf Razin & Efraim Sadka & Chi-Wa Yuen, 1998, A Pecking Order Of Capital Inflows And Internatonal Tax Principles. 8. E.V.K. FitzGerald, 6/1999, Policy Issues In Market Based And Non- Market Based Measures To Control The Volatidity Of Portfolio Investment. 9. Benjamin Miranda Tabak, 12/2002, The Random Walk Hypothesis And The Behavior Of Foreign Capital Portfolio Flows: The Brazilian Stock Market Case. 10. Barbara Berkel, 11/2004, Institutional Determinants Of International Equity Portfolio- A Country- Level Analysis. 11. Raman Uppal, 1995, The Economic Determinants Of The Home Country Bias IN Investors’ Portfolio. 12. Reena Aggarnal & Leora Klapper & Peter D.Wysocki, 7/2003, Portfolio Preferences Of Foreign Institutional Investors. 121 13. Harald Hau & Helene Rey, 10/2005, Exchange Rates, Equity Prices And Capital Flows. Một số website tham khảo chính 1. Website Tổng Cục Thống Kê. 2. Website Bộ Tài Chính. 3. Website Ngân Hàng Nhà Nước Việt Nam. 4. Website Quỹ Tiền Tệ Quốc Tế. 5. Website Ngân Hàng Thế Giới. 6. www.cafeF.com.vn. 7. Tổng hợp các bài viết từ Website: www.vneconomy.vn.