PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ MÔ HÌNH
Phương pháp nghiên cứu
Ứng dụng phương pháp định lượng để nghiên cứu các nhân tố tác động đến Đầu tư nước ngoài FDI của Trung Quốc
2.1.1 Mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển
Mô hình hồi quy tổng thể ngẫu nhiên PRF:
Mô hình hồi quy mẫu ngẫu nhiên SRF:
Y i : Biến phụ thuộc β 1 : Hệ số chặn β i , i=2→k: Hệ số hồi quy
U i : Sai số ngẫu nhiên e i : Phần dư
Các giả thiết của mô hình:
Giả thiết 1: Các biến độc lập X là các biến phi ngẫu nhiên tức là các giá trị của chúng được cho trước hoặc được xác định
Giả thiết 2: Kì vọng có điều kiện của sai số ngẫu nhiêu ui bằng không:
Giả thiết 3: Các ui có phương sai bằng nhau tại mọi quan sát X:
Var(ui|Xi) = var(uj|Xj) = δ 2 ∀i≠j
Giả thiết 4: Không có sự tự tương quan giữa các sai số ngẫu nhiên ui:
Cov(ui, uj|Xi, Xj) = E(ui, uj|Xi, Xj) = 0 ∀i≠j
Giả thiết 5: Không có sự tương quan giữa các sai số ngẫu nhiêu ui với biến độc lập Xi:
Giả thiết 5 yêu cầu rằng hiệp phương sai giữa u và X phải bằng 0 (Cov(ui, Xi) = 0) Điều này là cần thiết vì nếu u và X có mối tương quan, chúng ta sẽ không thể phân tách ảnh hưởng riêng biệt của chúng lên Y, trong khi u đại diện cho các yếu tố không được đưa vào mô hình Giả thiết này sẽ được thỏa mãn nếu X là biến phi ngẫu nhiên.
Giả thiết 6: Mô hình được xác định đúng Giả thiết 7: Không có hiện tượng đa cộng tuyến hoàn hảo 2.1.2 Phương pháp ước lượng được sử dụng trong nghiên cứu
Sử dụng phần mềm STATA để thực hiện hồi quy mô hình bằng phương pháp bình phương tối thiểu thông thường (OLS) nhằm ước lượng các tham số của mô hình hồi quy đa biến Mục tiêu là đo lường mối quan hệ giữa FDI và các yếu tố như GDP, tỷ lệ lạm phát, số học sinh trung học đại diện cho nguồn lao động phổ thông, cùng với hệ thống cơ sở hạ tầng kỹ thuật.
Theo định lý Gauss-Markov, với các giả thiết từ 1-5 của phương pháp OLS, ước lượng từ phương pháp bình phương nhỏ nhất sẽ là ước lượng tuyến tính, không chệch và có phương sai nhỏ nhất (BLUE - Best Linear Unbiased Estimators) trong nhóm các ước lượng tuyến tính không chệch Phương pháp OLS cung cấp các công cụ cần thiết để ước lượng và kiểm định giả thiết thống kê trong mô hình hồi quy tuyến tính.
Xây dựng mô hình lý thuyết
Nghiên cứu xác định các yếu tố lý thuyết ảnh hưởng đến dòng vốn đầu tư nước ngoài (FDI) vào Trung Quốc, với trọng tâm là tiềm năng thị trường, chất lượng lao động và cơ sở hạ tầng.
Mô hình OLI của Dunning và các yếu tố môi trường đầu tư quốc gia từ tổ chức UNCTAD, cùng với kết quả từ các nghiên cứu thực nghiệm, chỉ ra rằng có nhiều yếu tố ảnh hưởng đến việc thu hút FDI vào một quốc gia Các yếu tố này bao gồm các biến có khả năng tác động đến dòng vốn FDI.
GDP bình quân đầu người (GDP)
Tỷ lệ lạm phát (Inflation - Infl)
Số học sinh trung học để đại diện cho nguồn lao động phổ thông (Student -
Năng suất truyền tải điện và tổn thất phân phối (Electric – Elec)
Mô hình nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến dòng vốn FDI vào Trung Quốc được xác định qua phương trình: ln_FDI i = β 1 + β 2 ln_GDP + β 3 ln_Stu + β 4 Infl + β 5 Elec + u i Trong đó, các biến số như GDP, số lượng sinh viên (Stu), lạm phát (Infl), và điện năng (Elec) đóng vai trò quan trọng trong việc phân tích dòng vốn FDI.
Hệ số: β 1 : Hệ số chặn β 2 , β 3 , β 4 , β 5 : Hệ số hồi quy Biến phụ thuộc:
FDI : Vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài đổ vào Đơn vị tính: triệu USD
GDP: Tổng sản phẩm quốc nội của quốc gia tính theo bình quân đầu người (GDP per Capital) Đơn vị tính: triệu USD/người
Stu: Số học sinh trung học Đơn vị tính: người Infl : Tỷ lệ lạm phát Đơn vị tính: % (Tính theo giá cả tiêu dùng hằng năm CPI)
Elec: Năng suất truyền tải điện và tổn thất phân phối Đơn vị tính: % sản lượng
Mô tả biến và kỳ vọng ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc:
STT Biến Cách đo lường biến
Giá trị logarit tự nhiên của FDI vào Trung Quốc tại năm t
Các biến độc lập: lnGDPi
Giá trị logarit tự nhiên của GDP trên đầu người tại năm t
Quy mô thị trường của nước chủ nhà càng lớn càng thu hút FDI
Giá trị logarit tự nhiên của số học sinh trung học tại năm t
Lao động dồi dào sẽ thu hút vốn FDI vào nhiều hơn
Tỷ lệ lạm phát theo giá tiêu dùng tại năm t -
Tỷ lệ lạm phát thấp ở nước nhận đầu tư sẽ thu hút được FDI đến nước đó
% sản lượng truyền tải và tổn thất phân phối điện tại năm t +
Cơ sở hạ tầng càng tốt ở nước đang phát triển cao sẽ thúc đẩy thu hút FDI vào nước đó.
Mô tả số liệu
2.3.1 Mô tả nguồn số liệu
- Nguồn số liệu: Lấy từ dữ liệu lưu trữ của World Bank
Trong bài viết này, chúng tôi đã thu thập dữ liệu về đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI), GDP bình quân đầu người, tỷ lệ lạm phát, số lượng học sinh trung học đại diện cho nguồn lao động phổ thông, cũng như sản lượng truyền tải và tổn thất phân phối điện của Trung Quốc trong khoảng thời gian 28 năm, từ 1990 đến 2017.
2.3.3 Mô tả thống kê số liệu
Sử dụng phần mềm STATA (Bảng 2 Phụ lục), ta thu được kết quả sau:
STT Biến Số quan sát
Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn
2.3.4 Ma trận tương quan giữa các biến
Sử dụng phần mềm STATA (Bảng 3 Phụ lục), ta thu được kết quả sau:
Biến ln_FDI ln_GDP ln_Stu Infl Elec ln_FDI 1.0000 ln_GDP 0.9321 1.0000 ln_Stu 0.7480 0.7193 1.0000
Dự đoán ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc và gữa các biến độc lập lên nhau:
Hệ số tương quan giữa ln_FDI và ln_GDP là: r(Y, X1) = 0.9321
→ mức độ tương quan cao, tương quan cùng chiều Như vậy, biến ln_GDP có ảnh hưởng tương đối mạnh, cùng chiều đến ln_FDI
Hệ số tương quan giữa ln_FDI và ln_Stu là: r(Y, X2) = 0.7480
→ mức độ tương quan cao, tương quan cùng chiều Như vậy, biến ln_Stu có ảnh hưởng tương đối mạnh, cùng chiều đến ln_FDI
Hệ số tương quan giữa ln_FDI và Infl là: r(Y, X3) = -0.2194
→ mức độ tương quan thấp, tương quan ngược chiều Như vậy, biến Infl có ảnh hưởng tương đối yếu, ngược chiều đến ln_FDI
Hệ số tương quan giữa ln_FDI và Elec là: r(Y, X4) = 0.8188
→ mức độ tương quan cao, tương quan cùng chiều Như vậy, biến Elec có ảnh hưởng tương đối mạnh, cùng chiều đến ln_FDI
Hệ số tương quan giữa các biến độc lập có giá trị tương đối nhỏ (dưới 0.8), điều này cho thấy khả năng tồn tại đa cộng tuyến không hoàn hảo giữa các biến Phần kiểm định đa cộng tuyến sẽ được trình bày chi tiết trong chương 3.
KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG, KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH VÀ
Mô hình ước lượng
Mô hình hồi quy tổng thể ngẫu nghiên (PRF): ln_FDI i = 𝜷 𝟎 + 𝜷 𝟏 ln_GDP i + 𝜷 𝟐 ln_Stu + 𝜷 𝟑 Infl + 𝜷 𝟒 Elec i + u i
Mô hình hồi quy mẫu ngẫu nhiên (SRF): lnFDI i = 𝜷̂ 𝟎 + 𝜷̂ 𝟏 lnGDP i + 𝜷̂ 𝟐 ln_Stu + 𝜷̂ 𝟑 Infl + 𝜷̂ 𝟒 Elec i + e i Ước lượng OLS bằng phần mềm STATA (Bảng 4 Phụ lục) , ta thu được kết quả:
Biến phụ thuộc ln_FDI :
Tổng số biến động trong biến phụ thuộc lnFDI i (TSS) 37.8484983
Tổng biến động trong lnFDI i mô hình ước lương được(ESS) 35.2313575
Tổng biến động mà mô hình không giải thích được (RSS) 2.61714081
𝑅̅ 2 -hệ số xác định đã hiệu chỉnh 0.9188 Ước lượng độ lệch chuẩn của sai số ngẫu nhiên 0.33733
P-value(F) 0.0000 ln_FDI Hệ số hồi quy ước lượng
Sai số chuẩn của hệ số ước lượng Giá trị t p-value ln_GDP 1.258092 0.2130627 5.90 0.000
Từ kết quả trên ta có ước lượng mô hình hồi quy mẫu là: ln_FDI i = -29,46256 + 1,258092ln_GDP i + 1,565585ln_Stu i
Kiểm định khuyết tật mô hình
3.2.1 Kiểm định dạng đúng của mô hình – Ramsey RESET
Cặp giả thuyết: { 𝐻 0 : Mô hình không bỏ sót biến
𝐻 1 : Mô hình đã bỏ sót biến Chạy kiểm định Ramsey RESET trên phần mềm STATA (Bảng 5 Phụ lục) , ta được:
Giá trị F(3,20) = 12,31 với p-value = 0,0001 Với mức ý nghĩa α = 5%, ta có p-value = 0,0001 < α = 0,05
Mô hình đã bỏ sót biến
Khắc phục: Sau khi xem xét các lý thuyết về FDI, nhóm nghiên cứu nhận thấy rằng FDI của năm trước có tác động đến FDI của năm hiện tại Do đó, họ đã quyết định bổ sung biến tự hồi quy lnpreFDI vào mô hình nghiên cứu.
Chạy kiểm định lại Ramsey RESET trên phần mềm STATA (Bảng 6 Phụ
Giá trị F(3,20) = 3,18 với p-value = 0,0477 Với mức ý nghĩa α = 5%, ta có p-value = 0,0477 ≈ α = 0,05
Không đủ cở sở để bác bỏ giả thuyết H0
Mô hình không bỏ sót biến
3.2.2 Phương sai sai số thay đổi
Cặp giả thuyết thống kê: {𝐻 0 : 𝑃ℎươ𝑛𝑔 𝑠𝑎𝑖 𝑠𝑎𝑖 𝑠ố đồ𝑛𝑔 𝑛ℎấ𝑡
𝐻 1 : 𝑃ℎươ𝑛𝑔 𝑠𝑎𝑖 𝑠𝑎𝑖 𝑠ố 𝑡ℎ𝑎𝑦 đổ𝑖 Chạy kiểm định White bằng phần mềm STATA (Bảng 7 Phụ lục), ta thu được kết quả:
Không đủ cơ sở để bác bỏ H0
Mô hình có phương sai sai số đồng nhất
3.2.3 Phân phối chuẩn của nhiễu
Cặp giả thuyết thống kê: { 𝐻 0 : 𝑢 𝑖 𝑐ó 𝑝ℎâ𝑛 𝑝ℎố𝑖 𝑐ℎ𝑢ẩ𝑛
𝐻 1 : 𝑢 𝑖 𝑘ℎô𝑛𝑔 𝑝ℎâ𝑛 𝑝ℎố𝑖 𝑐ℎ𝑢ẩ𝑛 Chạy kiểm định Jarque-Bera bằng STATA (Bảng 8 Phụ lục), ta thu được kết quả:
Không đủ cơ sở bác bỏ giả thuyết H0
ui có phân phối chuẩn
Cặp giả thuyết thống kê: { 𝐻 0 : 𝑀ô ℎì𝑛ℎ 𝑘ℎô𝑛𝑔 𝑐ó ℎ𝑖ệ𝑛 𝑡ượ𝑛𝑔 𝑡ự 𝑡ươ𝑛𝑔 𝑞𝑢𝑎𝑛
Chạy kiểm định B - bgodfrey bằng STATA (Bảng 9 Phụ lục) ,ta thu được kết quả:
Với mức ý nghĩa α = 5%, ta có:
- p-value(3)=0,0430 ≈ α = 0,05 => Không đủ cơ sở bác bỏ H0
- p-value(4)=0,0504 > α = 0,05 => Không đủ cơ sở bác bỏ H0
- p-value(5)=0,0918 > α = 0,05 => Không đủ cơ sở bác bỏ H0
Mô hình không có sự tự tương quan bậc 3,4 và 5 giữa các biến độc lập
3.2.5 Đa cộng tuyến Để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình, ta sử dụng chỉ số VIFj
(Nhân tử phóng đại phương sai):
Sử dụng phần mềm STATA (Bảng 10 Phụ lục), ta thu được kết quả được:
Biến VIF 1/VIF ln_GDP 17.65 0.056671
Kết quả phân tích cho thấy mô hình gặp hiện tượng đa cộng tuyến, với hệ số VIF của biến ln_GDP và lnpreFDI vượt quá 10 Nguyên nhân chính là do nhóm nghiên cứu lựa chọn đề tài dựa trên chuỗi số liệu thời gian về các yếu tố vĩ mô, dẫn đến sự xuất hiện của đa cộng tuyến Thêm vào đó, việc bổ sung biến lnpreFDI trong quá trình khắc phục đã gây ra hiện tượng trễ, làm trầm trọng thêm vấn đề này Nhóm nghiên cứu thừa nhận đây là một thiếu sót trong quá trình nghiên cứu.
Kết quả ước lượng sau khi đã khắc phục khuyết tật
Mô hình hồi quy tổng thể ngẫu nghiên (PRF): ln𝐹𝐷𝐼 𝑖 = 𝛽 0 + 𝛽 1 𝑙𝑛𝐺𝐷𝑃 𝑖 + 𝛽 2 𝐼𝑛𝑓𝑙 𝑖 + 𝛽 3 𝑙𝑛𝑆𝑡𝑢 𝑖 + 𝛽 4 𝐸𝑙𝑒𝑐 𝑖 + 𝛽 5 𝑙𝑛𝐼𝑛𝑝𝑟𝑒𝐹𝐷𝐼 +
Mô hình hồi quy mẫu ngẫu nhiên (SRF): ln𝐹𝐷𝐼 𝑖 = 𝛽̂ + 𝛽 0 ̂𝑙𝑛𝐺𝐷𝑃 1 𝑖 + 𝛽̂𝐼𝑛𝑓 2 𝑖 + 𝛽̂𝑙𝑛𝑆𝑡𝑢 3 𝑖 + 𝛽̂𝐸𝑙𝑒𝑐 4 𝑖 + 𝛽̂𝑙𝑛𝐼𝑛𝑝𝑟𝑒𝐹𝐷𝐼 + 5
𝑒 i Ước lượng OLS bằng phần mềm STATA (Bảng 11 Phụ lục) , ta thu được kết quả:
Biến phụ thuộc ln_FDI :
Tổng số biến động trong biến phụ thuộc lnFDI i (TSS) 37.8484983
Tổng biến động trong lnFDI i mô hình ước lương được(ESS) 36.784011
Tổng biến động mà mô hình không giải thích được (RSS) 1.06448733
𝑅̅ 2 -hệ số xác định đã hiệu chỉnh 0.9655 Ước lượng độ lệch chuẩn của sai số ngẫu nhiên 0.21997
P-value(F) 0.0000 ln_FDI Hệ số hồi quy ước lượng
Sai số chuẩn của hệ số ước lượng Giá trị t p-value ln_GDP 0.4256007 0.2022395 2.10 0.047
Từ kết quả trên ta có ước lượng mô hình hồi quy mẫu là: ln_FDI i = -13.330 + 0.425ln_GDP i + 0.711ln_Stu i + 0.030Infl i +
Kiểm định giả thuyết
3.4.1 Kết quả có phù hợp với lý thuyết không?
Kết quả của mô hình có phù hợp với lý thuyết:
Một nền kinh tế với chỉ số GDP bình quân đầu người cao và tỷ lệ lạm phát thấp sẽ thu hút được nhiều nguồn vốn đầu tư nước ngoài hơn.
Cầu về lao động tăng cao cùng với lực lượng lao động dồi dào và chi phí nhân công hợp lý sẽ tạo điều kiện thu hút vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) Yếu tố lao động là một trong những yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến quyết định đầu tư của các doanh nghiệp nước ngoài.
- Cơ sở hạ tầng tốt sẽ đảm bảo quá trình sản xuất cũng là một yếu tố thu hút vốn đầu tư nước ngoài vào Việt Nam
3.4.2 Các hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê không?
Xét cặp giả thuyết thống kê: { 𝐻 0 : 𝛽 𝑗 = 0
=> Do đó đối với hệ số hồi quy của ln_GDP, Infl, ln_Stu, ln InpreFDI ta bác bỏ giả thuyết H0
Hay nói cách khác, các biến ln_GDP, Infl, ln_Stu, lnInpreFDI đều có ý nghĩa thống kê đối với mô hình hồi quy tổng thể Mặt khác:
Suy ra biến Elec không có ý nghĩa thống kê đối với mô hình hồi quy tổng thể
3.4.3 Mô hình có phù hợp không?
Xét cặp giả thuyết thống kê: {𝐻 0 : 𝑀ô ℎì𝑛ℎ 𝑘ℎô𝑛𝑔 𝑝ℎù ℎợ𝑝
Mô hình hồi quy có p-value (F) = 0.000 < ∝
Kết luận: Mô hình phù hợp
Sau khi chạy dữ liệu, ta thu được mô hình sau: ln_FDI i = -13.330 + 0.425ln_GDP i + 0.711ln_Stu i + 0.030Infl i +
Mô hình nghiên cứu đạt được hệ số xác định 𝑅² = 0.9719, cho thấy các biến độc lập giải thích được 97.19% biến động của biến phụ thuộc Điều này chứng tỏ rằng các yếu tố mà nhóm nghiên cứu đưa vào mô hình có khả năng giải thích hầu hết giá trị của FDI Sự ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc được thể hiện rõ qua các tham số có ý nghĩa.
GDP trên đầu người ảnh hưởng đến FDI 𝛽̂ 1 = 0.425 Khi GDP trên đầu người tăng 1% thì FDI tăng 0.425%
Lạm phát ảnh hưởng đến FDI 𝛽̂ 2 = 0.030 Khi lạm phát tăng lên 1 đơn vị
Số học sinh trung học ảnh hưởng đến FDI 𝛽̂ 3 = 0.711 Khi số học sinh trung học tăng 1% thì FDI tăng 0.711%
Sản lượng truyền tải và tổn thất phân phối điện ảnh hưởng đến FDI
Vì biến Elec không có ý nghĩa thống kê trong mô hình nên chỉ có thể kết luận biến Elec và biến FDI đồng biến
FDI hồi quy ảnh hưởng đến FDI 𝛽̂ 5 = 0.621 Khi FDI hồi quy tăng 1% thì FDI tăng 0.621 %
3.6 Kiến nghị và giải pháp
Cải cách thị trường tài chính nhằm tạo ra một thị trường vốn ổn định và một hệ thống ngân hàng hoàn chỉnh Để đạt được điều này, Nhà nước cần xây dựng và ban hành luật thị trường chứng khoán, đồng thời đào tạo nguồn nhân lực có đủ năng lực và trình độ để hoạt động hiệu quả trong lĩnh vực tài chính.
Chính phủ nên tạo điều kiện thuận lợi cho việc chuyển giao vốn giữa nước ngoài và trong nước, đồng thời cho phép các công ty có vốn đầu tư nước ngoài tự lựa chọn hình thức hoạt động như công ty trách nhiệm hữu hạn hoặc công ty cổ phần Điều này không chỉ thúc đẩy sự phát triển của thị trường chứng khoán mà còn gia tăng nguồn vốn cho doanh nghiệp và thu hút thêm đầu tư nước ngoài, mở rộng kênh thu hút FDI.
Nhà nước cần hoàn thiện dịch vụ tư vấn đầu tư bằng cách giải quyết thắc mắc của nhà đầu tư và giảm một số lệ phí cũng như tiền thuê đất, mặt nước, mặt biển Điều này sẽ giúp tăng cường sử dụng diện tích trong các khu công nghiệp và khu chế xuất, từ đó giảm giá thành sản phẩm cho các doanh nghiệp có vốn đầu tư trong nước và nước ngoài.
Nhà nước cần chú trọng nâng cấp các trục giao thông xuyên quốc gia và châu lục nhằm xây dựng và cải thiện cơ sở hạ tầng Việc này sẽ tạo điều kiện thuận lợi cho hoạt động thu hút đầu tư nước ngoài, góp phần thúc đẩy phát triển kinh tế.
Để nâng cao chất lượng nguồn nhân lực, Nhà nước cần tổ chức đa dạng hình thức đào tạo nhằm phát triển đội ngũ cán bộ có trình độ và đạo đức kinh doanh, sẵn sàng tham gia liên doanh với các đối tác nước ngoài Chính phủ nên tìm kiếm giải pháp hỗ trợ đào tạo nghề, giúp giảm chi phí và khó khăn cho nhà đầu tư nước ngoài, đồng thời cung cấp nguồn lao động kỹ thuật kịp thời và chi phí thấp cho doanh nghiệp Điều này sẽ góp phần tăng cường sức hấp dẫn của Trung Quốc đối với các nhà đầu tư quốc tế.
Nhà nước nên tạo điều kiện thuận lợi cho việc chuyển quyền sở hữu doanh nghiệp bằng cách cho phép các doanh nghiệp liên doanh chuyển đổi thành doanh nghiệp 100% vốn nước ngoài Điều này giúp tránh tình trạng hai bên kìm hãm nhau, từ đó nâng cao hiệu quả đầu tư Hơn nữa, cần nhanh chóng hoàn thiện các quy định pháp lý liên quan đến việc cổ phần hóa các doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài để thúc đẩy sự phát triển của thị trường.
Nhóm nghiên cứu đã xây dựng mô hình đánh giá ảnh hưởng của FDI tích lũy, GDP bình quân, chất lượng lao động, tỷ lệ lạm phát hàng năm và cơ sở vật chất đến FDI vào Trung Quốc Kết quả ước lượng hàm hồi quy mẫu cho thấy mối quan hệ tích cực giữa FDI và các yếu tố kinh tế, cụ thể là: ln_FDI i = -13.330 + 0.425ln_GDP i + 0.711ln_Stu i + 0.030Infl i.
Kết quả từ việc ước lượng hàm hồi quy mẫu cho thấy rằng FDI của năm trước và chất lượng lực lượng lao động là hai yếu tố quan trọng nhất ảnh hưởng đến lượng FDI chảy vào.
Kết quả nghiên cứu cho thấy mô hình đã lượng hóa các yếu tố, từ đó đưa ra những kiến nghị giải pháp cải thiện Tuy nhiên, khác với mong đợi, biến đại diện cho cơ sở hạ tầng là Elec i không có ý nghĩa thống kê trong việc ảnh hưởng đến dòng chảy FDI vào Trung Quốc.
Chất lượng đầu vào lao động là yếu tố quyết định đến sức hấp dẫn của Trung Quốc đối với các nhà đầu tư quốc tế Các doanh nghiệp đa quốc gia thường tìm kiếm thị trường và năng suất, và trình độ lao động cao của Trung Quốc đã giúp quốc gia này vượt trội hơn so với các khu vực như Châu Phi và Mỹ Latinh, mặc dù những khu vực này có nguồn lao động đông đảo và giá rẻ Điều này đã góp phần quan trọng trong việc thu hút vốn FDI vào xây dựng nhà máy và cơ sở sản xuất tại Trung Quốc.
Dựa vào kết quả nghiên cứu, Việt Nam cần chú trọng phát triển nguồn lao động, nâng cao trình độ theo tiêu chuẩn quốc tế với mục tiêu phổ cập giáo dục đến cấp 3 Điều này sẽ tạo sự yên tâm cho các nhà đầu tư quốc tế trong việc xây dựng nhà máy và chuyển giao dây chuyền sản xuất Hơn nữa, giá trị tích lũy FDI từ năm trước là yếu tố quan trọng, khi Việt Nam đang thu hút nhiều FDI từ các nhà đầu tư rút vốn khỏi Trung Quốc do lo ngại về chiến tranh thương mại Do đó, việc tích cực quảng bá môi trường đầu tư là cần thiết để tạo ra giá trị lũy kế cho giai đoạn phát triển tiếp theo.
Mặc dù không có ý nghĩa thống kê rõ ràng, nhưng thực tế cho thấy rằng các quốc gia có hệ thống giao thông, điện tín và mạng di động phát triển thường thu hút nhiều đầu tư nước ngoài hơn Do đó, việc cải thiện cơ sở hạ tầng này là một yếu tố quan trọng cần được chú trọng để thu hút đầu tư.
