Bình đẳng giới, thể chế, hiệu quả logistics và thương mại quốc tế: Nghiên cứu trường hợp lĩnh vực nông nghiệp Việt Nam

Bài viết Bình đẳng giới, thể chế, hiệu quả logistics và thương mại quốc tế: Nghiên cứu trường hợp lĩnh vực nông nghiệp Việt Nam khám phá mối quan hệ đồng biến giữa bình đẳng giới và xuất khẩu nông sản, đồng thời cho thấy tác động điều tiết của chất lượng thể chế lên mối quan hệ này. Về phương diện thực tiễn, bài viết củng cố cơ sở thực nghiệm của việc xem xét khía cạnh về giới trong việc ban hành và thực thi chính sách thương mại và nông nghiệp tại Việt Nam.

Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế Trang chủ: http://tapchi.ftu.edu.vn BÌNH ĐẲNG GIỚI, THỂ CHẾ, HIỆU QUẢ LOGISTICS VÀ THƯƠNG MẠI QUỐC TẾ: NGHIÊN CỨU TRƯỜNG HỢP LĨNH VỰC NÔNG NGHIỆP VIỆT NAM Lê Đức Nhã1 Trường Đại học Hoa Sen, TP Hồ Chí Minh, Việt Nam Ngày nhận: 08/08/2022; Ngày hoàn thành biên tập: 11/11/2022; Ngày duyệt đăng: 21/11/2022 https://doi.org/10.38203/jiem.vi.082022.1001 Tóm tắt: Thương mại quốc tế động lực tăng trưởng kinh tế, hợp tác đa phương thịnh vượng quốc gia Trong đó, bình đẳng giới mục tiêu phát triển bền vững quan trọng mà quốc gia hướng đến Bên cạnh đó, nơng nghiệp xác định trụ đỡ kinh tế Việt Nam bối cảnh tồn cầu hóa Tại Việt Nam, thể chế sở hạ tầng hai ba đột phá chiến lược tăng trưởng kinh tế bền vững Hiệu logistics thước đo phản ánh cải thiện sở hạ tầng có ý nghĩa quan trọng xuất nông sản Bài viết sử dụng mơ hình trọng lực thương mại nhằm đánh giá tác động bình đẳng giới chất lượng thể chế xuất nông sản Việt Nam với tích hợp hiệu logistics Phương pháp hồi quy tác động cố định tác động ngẫu nhiên áp dụng liệu Việt Nam 96 đối tác thương mại giai đoạn 2007-2018 Phương pháp moment tổng quát hệ thống hai bước áp dụng để khắc phục tượng nội sinh Kết nghiên cứu phần nhiều ủng hộ mối quan hệ đồng biến bình đẳng giới hiệu logistics xuất nông sản Tác động điều tiết âm chất lượng thể chế mối quan hệ xuất nơng sản bình đẳng giới ghi nhận Khoảng cách chất lượng thể chế có khả làm giảm xuất nông sản Về phương diện học thuật, viết khám phá mối quan hệ đồng biến bình đẳng giới xuất nơng sản, đồng thời cho thấy tác động điều tiết chất lượng thể chế lên mối quan hệ Về phương diện thực tiễn, viết củng cố sở thực nghiệm việc xem xét khía cạnh giới việc ban hành thực thi sách thương mại nơng nghiệp Việt Nam Từ khóa: Bình đẳng giới, Hiệu logistics, Nông nghiệp, Thể chế, Thương mại quốc tế Tác giả liên hệ, Email: nha.leduc@hoasen.edu.vn Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) GENDER EQUALITY, INSTITUTION, LOGISTICS PERFORMANCE, AND INTERNATIONAL TRADE: THE CASE OF VIETNAMESE AGRICULTURE SECTOR Abstract: International trade is the driver of global economic growth, multilateral cooperation, and national prosperity Meanwhile, gender equality is one of the sustainable development goals pursued by governments worldwide In addition, agriculture is the backbone of Vietnamese economy in the context of globalization In Vietnam, institution and infrastructure are identified as two of the three strategic and ground-breaking areas for sustainable economic growth Logistics performance is a measurement reflecting infrastructure improvement which significantly contributes to agricultural export Therefore, the paper applies the trade gravity model to assess the impacts of gender equality and institutional quality on Vietnam’s agricultural export with the inclusion of logistics performance Fixed and random effect estimation methods are used to analyze the panel data of Vietnam and 96 trading partners in the 2007-2018 period In addition, the two-step generalized method of moments is employed to tackle the endogeneity Findings have largely supported the positive relationship between gender equality, logistics performance, and agricultural export Moreover, the negative moderating impact of institutional quality on agricultural export and gender equality link is unveiled Institutional quality distance appears to hamper agricultural export From the academic perspective, the paper has explored the positive relationship between gender equality and agricultural export, and the moderating impact of institutional quality From the practical perspective, findings have justified the gender-driven establishment and implementation of policies on trade and agriculture in Vietnam Keywords: Agriculture, International Trade, Institution, Logistics Performance, Gender Equality Giới thiệu Trong Nghị số 19-NQ/TW năm 2022 Ban Chấp hành Trung ương Đảng nơng nghiệp, nơng dân, nơng thơn năm 2030, tầm nhìn đến năm 2045 (Nghị 19), xuất nông sản đánh giá đạt thành tựu quan trọng việc đa dạng hóa thị trường, nâng cao sản lượng chất lượng, mặt hàng nông sản chủ lực Việt Nam không ngừng củng cố lực cạnh tranh thị trường toàn cầu Trong tháng đầu năm 2022, xuất nông sản đạt 16,83 tỷ USD, đóng góp đáng kể vào thành tựu xuất chung kinh tế (Tổng cục Hải quan, 2022) Trong đó, ngành nơng, lâm nghiệp thủy sản chiếm tỷ trọng ổn định 12-13% cấu kinh tế giai đoạn 2017-2021 Đặc biệt, nhờ vào thành tích xuất nơng sản đáng ghi nhận, ngành nông, lâm nghiệp thủy sản giữ ổn định tỷ trọng gần 12,7% quy mô kinh tế, tạo đà tích cực cho phục hồi sau đại dịch giai đoạn 2020-2021 Trong bối cảnh bất ổn tình hình địa trị tồn cầu, xuất số nông sản chủ lực Việt Nam Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) tháng đầu năm 2022 tăng ổn định so với kỳ năm trước, điều đóng vai trò quan trọng cân cán cân thương mại tạo động lực cho tăng trưởng kinh tế Bên cạnh đó, Nghị 19 cho cịn nhiều bất cập liên quan đến chất lượng thể chế phối hợp quan chức năng, tổ chức máy quản lý Nhà nước, hệ thống dịch vụ công, thiếu sâu sát, liệt chủ động trình lãnh đạo, điều hành, chậm trễ ban hành thiếu gắn kết thực tiễn sách Nghị 19 nêu giải pháp đầu tư nâng cấp cải thiện hạ tầng, dịch vụ mạng lưới logistics liên quan đến nông nghiệp nông thôn Như vậy, nội dung liên quan Nghị 19 cho thấy Đảng từ thực tiễn đúc kết thành nhận thức mang tính định hướng lâu dài tác động chất lượng thể chế sở hạ tầng logistics nơng nghiệp nói chung xuất nơng sản nói riêng Trong lĩnh vực xuất nói chung, chiến lược xuất nhập hàng hóa đến năm 2030 ban hành theo Quyết định số 493/QĐ-TTg Thủ tướng Chính phủ năm 2022 (Quyết định 493) đề giải pháp hồn thiện thể chế, cải thiện mơi trường đầu tư kinh doanh mang tính cạnh tranh Đồng thời, nâng cấp sở hạ tầng giao thông, kho bãi, cảng biển dịch vụ liên quan nhằm cắt giảm chi phí logistics xác định giải pháp giúp nâng cao lực cạnh tranh hàng hóa xuất Điều lần khẳng định tăng trưởng xuất khẩu, xuất nơng sản đóng vai trị quan trọng, phụ thuộc vào chất lượng thể chế sở hạ tầng logistics Nếu Nghị 19 Quyết định 493 cho thấy mối quan hệ mật thiết xuất nông sản, chất lượng thể chế sở hạ tầng logistics Quyết định số 622/QĐ-TTg năm 2017 Thủ tướng Chính phủ việc ban hành kế hoạch hành động quốc gia thực Chương trình nghị 2030 phát triển bền vững (Quyết định 622) đề cập đến việc thực mục tiêu bình đẳng giới Quyết định 622 đề nhiều nội dung cốt lõi nhằm gia tăng hội khả tiếp cận phụ nữ nguồn lực phát triển tham gia vào trình vận hành kinh tế Những nhiệm vụ liên quan đến bình đẳng giới nêu Quyết định 622 mặt giúp đảm bảo mục tiêu tăng trưởng bao trùm, nâng cao chất lượng sống phụ nữ, mặt khác bình đẳng giới góp phần gia tăng tính cạnh tranh thị trường lao động nâng cao suất người lao động, khu vực nông thôn, điều cải thiện chất lượng lao động ngành nông nghiệp, từ làm cho xuất nơng sản trở nên hiệu chi phí suất, giúp mở rộng thị trường xuất Bên cạnh đó, Nghị 19 rõ cần phải nâng cao lực, vị phụ nữ nông thôn Như vậy, vấn đề bình đẳng giới, tăng trưởng bao trùm phúc lợi phụ nữ có mối quan hệ mật thiết với ngành nơng nghiệp nói chung lĩnh vực xuất nơng sản nói riêng Điều khẳng định đường lối, sách Đảng Nhà nước Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) Tuy nhiên, có số lượng khiêm tốn nghiên cứu mối quan hệ xuất nơng sản, bình đẳng giới, thể chế hiệu logistics bình diện giới, khu vực Việt Nam Nhiều công trình nghiên cứu dừng lại cấp độ liệu kim ngạch xuất toàn kinh tế (Alhassan & Payaslioglu, 2020; Bugarcic & cộng sự, 2020; Celebi, 2019; Kahouli, 2016; Kahouli & Maktouf, 2015; Kahouli & Omri, 2017; Zaninovic & cộng sự, 2021; Zeynalov, 2017) Số lượng cơng trình nghiên cứu sử dụng liệu cấp độ ngành xuất tương đối khiêm tốn, đặc biệt nghiên cứu tình Việt Nam Riêng bình đẳng giới chất lượng thể chế, nhiều cơng trình nghiên cứu tác động chúng tăng trưởng kinh tế (Arvin & cộng sự, 2021; Cuberes & Teignier, 2014; Nair & cộng sự, 2021; Ruiters & Charteris, 2020; Zakari & Khan, 2022; Zalle, 2019) Tuy nhiên, xuất nói chung xuất nơng sản nói riêng cơng trình đưa kết mang tính thực nghiệm Do đó, viết đặt mục tiêu nghiên cứu mối quan hệ bình đẳng giới, chất lượng thể chế, hiệu logistics xuất nông sản bối cảnh Việt Nam đối tác thương mại giai đoạn 2007-2018 Bài viết sử dụng phương pháp hồi quy tác động cố định, tác động ngẫu nhiên moment tổng quát hệ thống hai bước liệu bảng Phần lại viết gồm bốn phần Phần khái lược sở lý thuyết tảng thực nghiệm liên quan đến yếu tố mơ hình nghiên cứu Phần đề xuất mơ hình nghiên cứu diễn giải biến số mô hình Phần trình bày tóm tắt kết xử lý liệu thực nghiệm diễn giải ý nghĩa Phần kết luận nội dung quan trọng đúc kết số hàm ý sách Cơ sở lý thuyết 2.1 Bình đẳng giới thương mại quốc tế Lý thuyết Porter (1990) mơ hình kim cương (Diamond Model) cho nguồn lực cao cấp (advanced factors) cấu phần quan trọng lợi cạnh tranh ngành Nguồn nhân lực chất lượng cao có trình độ chun mơn kỹ thuật loại nguồn lực cao cấp theo lý thuyết Chất lượng nguồn lao động định nhiều yếu tố, có tính cạnh tranh thị trường lao động, điều xuất phát từ tham gia bình đẳng phụ nữ vào lực lượng lao động Vì vậy, bình đẳng giới góp phần nâng cao lực cạnh tranh tất ngành, có nơng nghiệp nói chung xuất nơng sản nói riêng thơng qua việc gia tăng tính cạnh tranh thị trường lao động chất lượng lực lượng lao động Heckscher (1919) Ohlin (1935) sử dụng khái niệm “thâm dụng yếu tố sản xuất” liên quan đến đặc tính sản phẩm “dư thừa yếu tố sản xuất” liên quan đến nguồn lực quốc gia để lý giải quốc gia lại chun mơn hóa xuất sản phẩm định nhập sản phẩm lại Bình đẳng giới góp phần cải thiện lực lượng lao động chất lượng Do đó, bình đẳng giới giúp quốc gia dồi lao động có lợi cạnh Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) tranh chuyên mơn hóa ngành thâm dụng yếu tố lao động, đặc biệt lao động nữ Kazandjian & cộng (2019) tác động tiêu cực bất bình đẳng giới khả đa dạng hóa sản phẩm sản xuất xuất quốc gia Lý giải cho điều bất bình đẳng giới phá hủy tích tụ nguồn vốn người triệt tiêu ý tưởng giúp tăng hiệu suất lao động Do đó, tác giả đề xuất giả thuyết mối quan hệ đồng biến bình đẳng giới việc làm xuất nông sản Trong phạm vi viết này, bình đẳng giới tiếp cận từ góc độ việc làm thơng qua tương quan số lượng lao động nữ giới nam giới tham gia thị trường lao động ngành nông nghiệp 2.2 Thể chế thương mại quốc tế Một hàm ý từ mơ hình kim cương Porter (1990) đề cao vai trị sách Ơng cho sách tác động đến yếu tố cấu thành lực cạnh tranh ngành, khắc phục bất lợi phát huy điểm mạnh yếu tố North (1990) định nghĩa thể chế “một tập hợp quy tắc, quy trình, chuẩn mực hành vi đạo đức thiết lập nhằm điều chỉnh hành vi cá nhân” Định nghĩa cho thấy thể chế có hai đặc tính quan trọng tính hệ thống tính ràng buộc thi hành Do đó, sách Nhà nước quan chức ban hành phận cấu thành quan trọng thể chế chúng mang đầy đủ hai đặc tính Từ cho thấy mơi trường thể chế tạo điều kiện hình thành củng cố lực cạnh tranh ngành thâm nhập cạnh tranh thị trường nước ngồi Krugman (1992) đề cao vai trị phủ việc ban hành sách hỗ trợ doanh nghiệp xuất chủ lực quốc gia, đẩy mạnh xuất đầu tư nước để tranh thủ lợi người tiên phong thị trường quốc tế Liên quan đến nông nghiệp, dù số lượng nghiên cứu khiêm tốn, Alvarez & cộng (2018) xuất nông sản chịu tác động chất lượng thể chế nước nhập khoảng cách chất lượng thể chế nước xuất nhập Zeynalov (2017) khám phá chất lượng thể chế tốt giúp quốc gia tăng cường trao đổi thương mại với quốc gia khác Bên cạnh đó, khoảng cách chất lượng thể chế tạo rào cản thúc đẩy thương mại song phương hai đối tác Theo Eshetu & Goshu (2021), kiểm soát tham nhũng, hiệu máy nhà nước ổn định trị cho có tác động tích cực đến xuất kinh tế Ở số kinh tế Châu Phi, thể chế kinh tế thể chế trị tạo điều kiện cho thương mại quốc tế diễn khu vực (Alhassan & Payaslioglu, 2020) Tuy nhiên, vai trò điều tiết chất lượng thể chế tác động yếu tố khác tác động khoảng cách chất lượng thể chế xuất nơng sản khoảng trống nghiên cứu cịn hữu, đặc biệt ngành nông nghiệp Việt Nam Do đó, tác giả đề xuất giả thuyết chất lượng thể chế tác động điều tiết tích cực mối quan hệ Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) bình đẳng giới xuất nông sản Đồng thời, tác giả đặt giả thuyết khoảng cách chất lượng thể chế có mối quan hệ nghịch biến với xuất nơng sản 2.3 Hiệu logistics thương mại quốc tế Cũng theo mơ hình kim cương Porter (1990), nguồn lực cao cấp bao gồm sở hạ tầng yếu tố cần có đầu tư người tầm nhìn sách đắn Đối với xuất nói chung xuất nơng sản nói riêng, sở hạ tầng lĩnh vực logistics đóng vai trị quan trọng, điều thể rõ nét Nghị 19 Quyết định 493 Vì vậy, hiệu logistics quốc gia thước đo phản ánh chất lượng sở hạ tầng lĩnh vực logistics Chỉ số Hiệu Logistics (Logistics Performance Index) quốc gia tính tốn cơng bố hai năm lần Ngân hàng Thế giới Chỉ số gồm số thành phần, có số liên quan đến chất lượng sở hạ tầng thương mại vận tải Bên cạnh đó, ngành dịch vụ logistics ngành hỗ trợ quan trọng xuất nói chung xuất nơng sản nói riêng giúp nâng cao chất lượng hàng hóa xuất cắt giảm chi phí xuất doanh nghiệp Theo mơ hình kim cương ngành hỗ trợ có liên quan bốn yếu tố cấu thành nên lực cạnh tranh ngành Gần đây, số nghiên cứu thực nghiệm kiểm chứng khẳng định tác động tích cực hiệu logistics xuất khoảng cách hiệu logistics rào cản thương mại quốc gia (Bugarcic & cộng sự, 2020; Celebi, 2019; Zaninovic & cộng sự, 2021) Bên cạnh đó, tác động hiệu logistics xuất có khác nhóm hàng hóa xuất (Song & Lee, 2022) Trong nghiên cứu này, số đo lường hiệu logistics sử dụng thước đo phản ánh chất lượng dịch vụ logistics sở hạ tầng lĩnh vực logistics Vì vậy, tác giả đề xuất giả thuyết hiệu logistics có tác động tích cực đến xuất nông sản khoảng cách hiệu logistics có tác động tiêu cực xuất nơng sản Vì viết tập trung phân tích mối quan hệ xuất nơng sản, bình đẳng giới chất lượng thể chế nên hiệu logistics nước xuất nước nhập đưa vào mơ hình với vai trị biến kiểm sốt nhằm làm phong phú thêm danh mục biến đối xứng phản ánh đặc trưng quốc gia nước xuất nước nhập mơ hình trọng lực (Kabir & cộng sự, 2017) Phương pháp nghiên cứu 3.1 Mô hình nghiên cứu thang đo biến số Dựa cơng trình nghiên cứu Kahouli (2016), Kahouli & Maktouf (2015), Le (2021) Le (2022) mặt hàng nông sản hải sản sử dụng liệu Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) bảng dạng tĩnh dạng động, mô hình trọng lực thương mại viết xây dựng sau: lnAEXit = β0 + β1lnGDPpcvt + β2lnGDPpcit + β3lnDISTi + β4lnLPvt + β5lnLPit + β6lnAFTMvt + β7lnAFTMit + β8IQ_AFTMvt + β9IQ_AFTMit + β10lnDAFMvit + β11lnDGEvit + β12lnDRQvit + β13lnDRLvit + β14lnESIMvit + β15lnEXGivt + β16LLOCKi + β17RTAvit + μt + εvit đó, ln đại diện cho giá trị logarithm tự nhiên biến số, v i nước xuất (Việt Nam) nước nhập nông sản gồm 96 đối tác nhập nông sản Việt Nam, t năm quan sát (t = 2007, 2010, 2012, 2014, 2016, 2018) xác định theo thời điểm đo lường công bố Chỉ số Hiệu Logistics Ngân hàng Thế giới thực Bên cạnh đó, β0 hệ số chặn, βk (k = 1,…,17) hệ số góc thể mức độ ảnh hưởng biến giải thích biến phụ thuộc, μt tác động cố định thời gian (time-fixed effect) εvit sai số phương trình Dữ liệu biến mơ hình thu thập từ nguồn Ngân hàng Thế giới (WB) Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO) Các biến liên quan đến thu nhập bình quân đầu người, hiệu logistics, tỷ lệ tham gia lao động nữ giới so với nam giới (toàn kinh tế nông nghiệp), chất lượng thể chế tỷ giá hối đoái lấy từ nguồn WB công bố Biến phụ thuộc xuất nông sản biến giải thích liên quan đến hiệp định thương mại tự lấy từ nguồn WTO công bố Các biến khoảng cách vị trí địa lý tác giả tính tốn dựa thơng tin từ Google Map AEXit giá trị xuất nông sản, đơn vị nghìn USD, Việt Nam sang nước i năm t Nhóm mặt hàng nơng sản xuất xác định dựa nghiên cứu Campi & Duenas (2016) Theo đó, nơng sản bao gồm tất sản phẩm thuộc Chương 1-24 ngoại trừ Chương & 16 (thủy hải sản), số sản phẩm thuộc Chương 29-53 hệ thống hài hịa hóa (Harmonized System – HS) miêu tả mã hóa hàng hóa phục vụ thủ tục hải quan GDPpcvt GDPpcit thu nhập bình quân đầu người (nghìn USD/ người) Việt Nam nước i năm t, DISTvi khoảng cách địa lý (km) Việt Nam nước i LPvt LPit hiệu logistics tổng quát Việt Nam nước i năm t đo giá trị Chỉ số Hiệu Logistics Giá trị số cao hiệu logistics quốc gia cao AFTMvt AFTMit số tương quan tỷ lệ tham gia lực lượng lao động ngành nông nghiệp nữ giới nam giới Việt Nam nước i năm t IQ_AFTMvt IQ_AFTMit phương trình đại diện cặp biến GE_ AFTMvt & GE_AFTMit, RQ_AFTMvt & RQ_AFTMit, RL_AFTMvt & RL_AFTMit nhằm đo lường tác động điều tiết chất lượng thể chế mối quan hệ xuất nông sản tỷ lệ tham gia lực lượng lao động ngành nông nghiệp nữ Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) giới nam giới Việt Nam nước i năm t Các biến tính tích số xếp hạng chất lượng thể chế (biến giả nhận giá trị 1) tỷ lệ tham gia lực lượng lao động ngành nông nghiệp nữ giới nam giới Việt Nam nước i năm t Theo nghiên cứu Alvarez & cộng (2018), chất lượng thể chế đo lường hiệu số giá trị số tương ứng (công bố Ngân hàng Thế giới) giá trị trung bình số tính tốn từ tổng thể gồm quốc gia thuộc phạm vi nghiên cứu Giá trị âm (dương) hiệu số cho thấy chất lượng thể chế mức thấp (cao) Tuy nhiên, cách tính tạo quan sát có giá trị âm, dẫn đến giá trị logarithm tự nhiên chúng không xác định Điều làm số lượng lớn quan sát hồi quy Mặt khác, để đánh giá vai trò điều tiết chất lượng thể chế mối quan hệ xuất nông sản bình đẳng giới, sử dụng biến giả đo lường mức độ cao/thấp chất lượng thể chế phù hợp Do đó, dựa ý tưởng Alvarez & cộng (2018), chất lượng thể chế thời điểm lớn giá trị trung quan sát xếp hạng chất lượng thể chế nhận giá trị (tương ứng chất lượng thể chế mức cao), ngược lại nhận giá trị (tương ứng chất lượng thể chế mức thấp) Giá trị trung bình tổng thể dẫn đến sai lệch bù trừ giá trị có dấu độ lớn khác q trình tính tốn Do đó, giá trị trung vị phù hợp lấy làm sở so sánh liên quan đến xếp hạng chất lượng thể chế quốc gia phạm vi nghiên cứu Trên sở Nghị 19 Quyết định 493, viết sử dụng ba số thành phần Worldwide Governance Indicators thuộc sở liệu WB để đo lường chất lượng thể chế gồm hiệu phủ (GE), chất lượng quy định (RQ) nguyên tắc pháp luật (RL) Giá trị số thuộc đoạn [-2,5; 2,5], giá trị cao chất lượng thể chế tốt Do giá trị logarithm tự nhiên số âm không xác định, để đảm bảo không nhiều số quan sát, giá trị số biến đổi đại số cách lấy bình phương chênh lệch với giá trị -2,6 trước lấy giá trị logarithm tự nhiên Đoạn [-2,5; 2,5] có tính chất đối xứng qua 0, chứa giá trị có độ lớn dấu trái ngược Điều dẫn đến bình phương giá trị thuộc đoạn khơng thể phản ánh xác chất lượng thể chế Giá trị -2,6 giá trị không thuộc đoạn [-2,5; 2,5] nằm phía bên trái đoạn nên sử dụng làm cột mốc cho q trình tính tốn Theo đó, số chất lượng thể chế xa giá trị -2,6 chất lượng thể chế tốt Đồng thời, để khắc phục tượng đa cộng tuyến tương quan số thành phần nêu trên, cặp biến tương tác có chứa chúng xuất ba phương trình riêng biệt Ngồi ra, tính đối xứng mơ hình trọng lực, việc xuất lúc ba biến chất lượng thể chế nước xuất nhập khiến mơ hình trở nên cồng kềnh phức tạp có nhiều biến Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) DGEvit, DRQvit DRLvit giá trị tuyệt đối chêch lệch số thành phần chất lượng thể chế Việt Nam nước i năm t DAFMvit giá trị tuyệt đối chênh lệch AFTMvt AFTMit ESIMvit mức độ tương đồng quy mô kinh tế Việt Nam nước i năm t, tính theo cơng thức đề xuất Kahouli (2016), Kahouli & Maktouf (2015) Kahouli & Omri (2017): theo đó, giá trị lớn mức độ tương đồng quy mô kinh tế Việt Nam nước i năm t lớn EXGivt tỷ giá hối đoái song phương Việt Nam nước i năm t (VND/đơn vị tiền tệ nước i) LLOCKi biến giả phản ánh tình trạng khơng giáp biển nước i, nhận giá trị nước i không giáp biển, ngược lại nhận giá trị RTAvit biến giả nhận giá trị Việt Nam nước i có hiệp định thương mại có hiệu lực năm t, ngược lại nhận giá trị 3.2 Phương pháp hồi quy Trong viết này, tác giả sử dụng phương pháp hồi quy tác động cố định (FE) theo thời gian tác động ngẫu nhiên (RE) giúp phản ánh đặc điểm quốc gia nước xuất nước nhập mơ hình trọng lực thương mại (Gupta & cộng sự, 2019; Kabir & cộng sự, 2017; Kahouli, 2016; Kahouli & Maktouf, 2015) Bên cạnh đó, dựa nghiên cứu trước, phương pháp moment tổng quát hệ thống hai bước (SGMM hai bước) giúp xử lý vấn đề nội sinh biến số kinh tế vĩ mô Trên thực tế yếu tố kinh tế vĩ mơ có mối tương quan với mức độ định, vấn đề hay gặp phải hồi quy mơ hình trọng lực thương mại có khả biến phụ thuộc xuất tác động đến biến giải thích mơ thu nhập, tỷ giá số biến khác (Eshetu & Goshu, 2021; Kabir & cộng sự, 2017; Kahouli, 2016; Kahouli & Maktouf, 2015) Kết thảo luận 4.1 Hệ số tương quan tính dừng liệu Bảng trình bày kết kiểm định hệ số tương quan Pearson với mức ý nghĩa 5% cho thấy biến phụ thuộc lnAEXvit có mối tương quan với hầu hết biến giải thích mơ hình Đặc biệt có mối tương quan dương với thu nhập bình quân đầu người tương quan âm với khoảng cách địa lý nước xuất nhập Điều hàm ý mơ hình trọng lực thương mại lựa chọn hợp lý liệu mục tiêu nghiên cứu viết Nhiều mối tương quan phát biến giải thích mơ hình Điều hàm ý phương pháp bình phương nhỏ gộp (Pooled OLS) cho kết khơng xác tượng đa cộng tuyến Vì vậy, phương pháp FE RE phù hợp cho nghiên cứu (Kabir & cộng sự, 2017) Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) Bảng Kết kiểm định hệ số tương quan Pearson lnAEXvit lnAEXvit lnGDPpcvt lnGDPpcit lnDISTvi lnLPvt lnLPit lnAFTMvit lnGDPpcvt 0,183** lnGDPpcit 0,197** 0,075 lnDISTvi -0,417** 0,082** lnLPvt 0,150** 0,796** 0,070 lnLPit 0,401 0,080 0,862 -0,084 0,046 lnAFTMvt -0,112** -0,745** -0,051 -0,790** -0,031 lnAFTMit ** 0,089 -0,037 -0,379 ** -0,176 -0,02 ** -0,247 0,030 lnDAFMvit -0,042 0,081** 0,316** 0,261** 0,058 0,222** -0,060 lnDGEvit 0,093** -0,041 0,480** -0,002 -0,035 0,482** 0,048 lnDRQvit 0,055 -0,015 0,702 0,085 -0,008 ** 0,644 0,030 lnDRLvit 0,041 0,020 0,549** 0,062 0,009 0,493** -0,026 lnESIMvit ** -0,120 0,035 0,278 ** -0,092 0,029 0,220 -0,024 lnEXGivt 0,166** 0,000 0,716** 0,155** -0,000 0,677** 0,011 ** ** ** ** ** ** ** ** lnAFTMit lnDAFMvit lnDGEvit lnDRQvit lnDRLvit lnESIMvit lnAFTMit lnDAFMvit -0,456** lnDGEvit -0,180** 0,140** lnDRQvit -0,309** 0,194** 0,537** lnDRLvit -0,194 0,137 ** 0,719 0,610** lnESIMvit -0,034 0,089** -0,067 0,084** 0,007 lnEXGivt -0,211 0,298 0,327 0,536 0,350 0,300** ** ** ** ** ** ** ** lnEXGivt Chú thích: *, ** *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% 1% Nguồn: Tính tốn tác giả Kiểm định tính dừng liệu trước hồi quy nhằm đảm bảo loại trừ khả hồi quy giả mạo làm sai lệch giảm độ tin cậy mối quan hệ nhân biến giải thích biến phụ thuộc mơ hình biến có giá trị thể xu hướng biến động định theo thời gian Kiểm định tính dừng liệu thực dựa nghiên cứu Choi (2001), Hadri (2000), Harris & Tzavalis (1999), Im & cộng (2003) Levin & cộng (2002) tùy theo đặc điểm liệu biến số Giả thuyết H0 kiểm định khẳng định tồn nghiệm đơn vị liệu nghiên cứu Việc bác bỏ giả thuyết H0 mức ý nghĩa 1%, 5% 10% khẳng định 10 Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) liệu biến liên quan có tính dừng đủ điều kiện để đưa vào mơ hình hồi quy Ở mức ý nghĩa 5%, kết phân tích Bảng cho thấy biến định lượng tham gia mơ hình đảm bảo tính dừng liệu trước hồi quy Bảng Kết kiểm định tính dừng Biến số Kiểm định Chỉ số thống kê lnAEXvit Fisher-type unit-root (ADF) P = 709,672*** lnGDPpcvt Kết Dừng Levin-Lin-Chu unit-root *** t hiệu chỉnh = -18,860 Dừng lnGDPpcit Levin-Lin-Chu unit-root t* hiệu chỉnh = -64,801*** Dừng lnDISTvi Harris-Tzavalis unit-root z = -13,267 Dừng lnLPvt Levin-Lin-Chu unit-root t* hiệu chỉnh = -18,509*** Dừng lnLPit Levin-Lin-Chu unit-root t hiệu chỉnh = -34,378 Dừng lnAFTMvt Fisher-type unit-root (ADF) (trend) P = 1240,216*** lnAFTMit Levin-Lin-Chu unit-root t hiệu chỉnh = -220 GE_AFTMvt Levin-Lin-Chu unit-root t* hiệu chỉnh = -7,655*** Dừng GE_AFTMit Levin-Lin-Chu unit-root t hiệu chỉnh = -91,874 Dừng RQ_AFTMvt Hadri LM z = 14,895*** Dừng RQ_AFTMit Levin-Lin-Chu unit-root t hiệu chỉnh = -180 Dừng RL_AFTMvt Levin-Lin-Chu unit-root t* hiệu chỉnh = -9,164*** Dừng RL_AFTMit Levin-Lin-Chu unit-root t* hiệu chỉnh = -900*** Dừng lnDAFMvit Levin-Lin-Chu unit-root t* hiệu chỉnh = -21,076*** Dừng lnDGEvit Levin-Lin-Chu unit-root t* hiệu chỉnh = -81,441*** Dừng lnDRQvit Levin-Lin-Chu unit-root t hiệu chỉnh = -17,534 Dừng lnDRLvit Levin-Lin-Chu unit-root t* hiệu chỉnh = -7,554*** Dừng lnESIMvit Levin-Lin-Chu unit-root t hiệu chỉnh = -99,177 Dừng lnEXGivt Levin-Lin-Chu unit-root t* hiệu chỉnh = -370*** Dừng * *** * *** * Dừng * * Dừng *** *** *** * *** * *** Chú thích: *, ** *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% 1% Nguồn: Tính tốn tác giả 4.2 Kết hồi quy mơ hình nghiên cứu Bảng trình bày kết hồi quy mơ hình FE, RE SGMM hai bước với kiểm định Hausman (1978) nhằm xác định mô hình phù hợp FE RE Đồng thời, kiểm định AR(2) Arellano & Bond (1991) kiểm định Hansen Roodman (2009) thực để xác định phù hợp phương pháp SGMM hai bước liệu Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) 11 12 Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) 1,011 (0,551) 0,536 (0,375) 20,687** (0,025) lnLPvt lnAFTMvt lnLPit lnDISTvi lnGDPpcit 0,856*** (0,000) 0,778*** (0,001) Bỏ sót lnGDPpcvt L1.lnESIMvit L1.lnEXGivt L1.lnGDPpcit L1.lnGDPpcvt L1 lnAEXvit (1) lnAEXvit 1,012*** (0,000) 0,403*** (0,003) -1,253*** (0,000) 0,482 (0,739) 1,413** (0,017) 12,332** (0,037) (2) lnAEXvit 0,008 (0,986) 6,080** (0,019) 3,385* (0,056) 40,868** (0,026) (3) lnAEXvit 0,778*** (0,000) 1,198* (0,069) -0,337 (0,259) -0,042 (0,724) 0,171 (0,398) -3,118 (0,457) 0,354 (0,556) -3,441 (0,867) 1,169*** (0,000) 0,761*** (0,001) Bỏ sót (4) lnAEXvit 1,247*** (0,000) 0,381*** (0,005) -1,251*** (0,000) -1,411 (0,449) 1,301** (0,026) 3,033 (0,641) (5) lnAEXvit Bảng Kết hồi quy -0,030 (0,933) -42,013 (0,106) 4,004** (0,029) -306,229* (0,094) (6) lnAEXvit 0,730*** (0,000) -6,853* (0,090) -0,267 (0,343) -0,059 (0,584) 0,124 (0,526) 1,101 (0,517) 0,295 (0.625) 21,012** (0,023) 0,875*** (0,000) 0,781*** (0,001) Bỏ sót (7) lnAEXvit 1,026*** (0,000) 0,405*** (0,003) -1,259*** (0,000) 0,548 (0,706) 1,214** (0,038) 12,595** (0,034) (8) lnAEXvit 0,003 (0,996) 5,251 (0,105) 4,439** (0,011) 31,475 (0,153) (9) lnAEXvit 0,721*** (0,000) 0,957 (0,170) -0,474 (0,195) 0,107 (0,514) -0,003 (0,993) Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) 13 lnESIMvit lnDRLvit lnDRQvit lnDGEvit lnDAFMvit RL_AFTMit RL_AFTMvt RQ_AFTMit RQ_AFTMvt GE_AFTMit GE_AFTMvt lnAFTMit -0,082 (0,309) -0,007 (0,910) -0,127** (0,043) 0,002 (0,969) 0,415** (0,032) (1) lnAEXvit -0,324 (0,165) 0,031 (0,328) -0,085** (0,040) -0,088 (0,238) 0,003 (0,964) -0,167*** (0,007) -0,004 (0,922) -0,170 (0,230) (2) lnAEXvit 0,178 (0,218) 0,017 (0,573) -0,085** (0,034) 0,148 (0,597) 0,238 (0,400) 0,093 (0,665) -0,062 (0,680) (3) lnAEXvit 0,042 (0,827) -0,053* (0,093) -0,076 (0,494) -0,082 (0,310) -0,016 (0,789) -0,126** (0,048) -0,005 (0,913) 0,392** (0,043) -0,060 (0,333) -0,058 (0,228) (4) lnAEXvit -0,355 (0,131) -0,084 (0,260) -0,007 (0,907) -0,177*** (0,005) -0,012 (0,797) -0,170 (0,230) -0,045 (0,122) -0,052 (0,250) (5) lnAEXvit 0,158 (0,280) Bảng Kết hồi quy (tiếp theo) 0,092 (0,765) 0,196 (0,409) 0,067 (0,728) -0,059 (0,666) -0,366* (0,067) -0,161 (0,327) (6) lnAEXvit 0,096 (0,692) 0,031 (0,329) -0,066 (0,220) -0,075 (0,353) -0,021 (0,725) -0,146** (0,020) 0,006 (0,903) 0,388** (0,045) (7) lnAEXvit -0,349 (0,139) 0,018 (0,569) -0,061 (0,220) -0,085 (0,259) -0,008 (0,899) -0,186*** (0,002) -0,002 (0,969) -0,179 (0,207) (8) lnAEXvit 0,172 (0,244) -0,038 (0,216) -0,263 (0,111) 0,210 (0,540) 0,277 (0,316) 0,215 (0,312) -0,186 (0,277) (9) lnAEXvit 0,312 (0,225) 14 Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) 96 - 32,08*** 1179,71*** 96 - 95 51 30,60 - 1,59 lnGDPpcvt; lnGDPpcit; lnEXGivt; lnESIMvit - -0,139 (0,700) -88,405** (0,045) 557 0,290 Yes - 96 - 31,85*** 83,34*** - 96 - - 1,36 95 51 29,19 - - 96 - 31,87*** 61,02*** -0,273 (0,444) -89,776** (0,042) 557 0,286 Yes (7) lnAEXvit 0,026 (0,893) Bỏ sót - 96 - - (8) lnAEXvit 0,067 (0,302) -2,783*** (0,000) 0,240 (0,356) -41,855 (0,144) 557 0,254 - 1,23 95 51 28,07 - -0,533 (0,601) 0,771 (0,299) -157,343 (0,135) 459 - (9) lnAEXvit Nguồn: Tính tốn tác giả Chú thích: *, ** *** tương ứng mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% Ký hiệu L1 Gắn với biến nội sinh cột (3), (6), (9) thể giá trị độ trễ t = -1 biến sử dụng hồi quy SGMM Số quan sát R-squared Cố định theo thời gian Kiểm định F Kiểm định Hausman (chi2) Số nhóm Số biến công cụ Kiểm định Hansen (chi2) AR(2) (z) Biến nội sinh Hằng số RTAvit LLOCKi lnEXGivt (2) lnAEXvit 0,063 (0,329) -2,763*** (0,000) 0,288 (0,267) -40,781 (0,153) 557 0,260 - (1) lnAEXvit 0.014 (0,943) Bỏ sót Bảng Kết hồi quy (tiếp theo) (3) (4) (5) (6) lnAEXvit lnAEXvit lnAEXvit lnAEXvit 0,021 0,055 (0,916) (0,389) 0,094 Bỏ sót -2,772*** -0,452 (0,928) (0,000) (0,675) 0,690 -0,310 0,225 0,632 (0,346) (0,388) (0,387) (0,328) ** -199,920 0,106 5,158 1484,324* (0,023) (0,703) (0,872) (0,095) 459 557 557 459 0,285 0,258 Yes - Cột (1), (2) (3) trình bày kết mơ hình với biến Hiệu phủ (GEvt GEit) phương pháp hồi quy FE (theo thời gian), RE SGMM Tương tự, cột (4), (5) (6) trình bày kết mơ hình với biến Chất lượng quy định (RQvt RQit) Cột (7), (8) (9) trình bày kết mơ hình với biến Ngun tắc pháp luật (RLvt RLit) Kết kiểm định F cho thấy với mức ý nghĩa 5% hồi quy FE phù hợp so với Pooled OLS Kiểm định Hausman cho thấy với mức ý nghĩa 5% hồi quy FE theo thời gian phù hợp so với RE Các biến bị loại khỏi mơ hình phân tích liệu biến gây tượng đa cộng tuyến biến có giá trị khơng đổi theo thời gian mà thay đổi theo không gian (đối với ước lượng tác động cố định) Kiểm định AR(2) Hansen có p-value lớn 0,05 nên cho thấy hồi quy SGMM phù hợp với mơ hình liệu nghiên cứu Vì vậy, kết cột (1), (3), (4), (6), (7) (9) dùng để diễn giải mối quan hệ biến, đó, cột (3), (6) (9) trình bày kết mơ hình sau xử lý nội sinh với phương pháp hồi quy SGMM, cột (1), (4) (7) trình bày kết hồi quy FE theo thời gian Trước hết với biến truyền thống mơ hình trọng lực thương mại, kết cột (1), (4) (7) khẳng định mối quan hệ đồng biến thu nhập bình quân đầu người nước xuất nước nhập xuất nông sản, kết tương tự với nghiên cứu số sản phẩm xuất chủ lực Việt Nam Le (2021), Le (2022), Nguyen (2020) Vu & cộng (2020) Tuy nhiên, cột (3), (6) (9) không khẳng định mối quan hệ đồng biến thu nhập bình quân đầu người xuất nông sản, kết tương tự với kết Le (2021) Le (2022) với mơ hình sau xử lý nội sinh Tương tự, mơ hình sau xử lý nội sinh không cung cấp chứng mối quan hệ xuất nông sản khoảng cách địa lý Nguyên nhân tượng xuất phát từ việc liệu bao gồm xuất từ Việt Nam đến đối tác mà chưa tính đến chiều ngược lại Đối với hiệu logistics, cột (1), (4) (7) không khẳng định mối quan hệ với xuất nơng sản Tuy nhiên, cột (3), (6) (9) cho thấy mối quan hệ đồng biến hiệu logistics nước xuất nhập với xuất nông sản, kết tương đối quán với Bugarcic & cộng (2020) Trong đó, tác giả khẳng định mối quan hệ tích cực hiệu logistics với xuất số thời điểm định (năm 2007), thời điểm khác (năm 2018) mối quan hệ không ủng hộ mạnh mẽ chứng thống kê, đồng thời mơ hình chưa cho thấy việc xử lý nội sinh Bên cạnh đó, nghiên cứu Song & Lee (2022) cho thấy thành phần Chỉ số Hiệu Logistics có tác động khác khơng có tác động đến xuất Đối với bình đẳng giới liên quan đến tham gia lao động nữ ngành nông nghiệp, cột (1), (3) (7) khẳng định mối quan hệ đồng biến tỷ lệ tham gia lao động nữ ngành nông nghiệp nước xuất xuất nơng Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) 15 sản Tuy nhiên, cột (6) lại cho thấy mối quan hệ nghịch biến Do đó, kết thực nghiệm chưa cung cấp chứng thống kê đủ mạnh để kết luận cụ thể tính chất mối quan hệ bình đẳng giới lao động nông nghiệp xuất nông sản nghiên cứu Ở mức độ đó, chứng thực nghiệm có xu hướng khẳng định mối quan hệ đồng biến nghịch biến Đây đóng góp nghiên cứu liên quan đến bình đẳng giới lao động thương mại quốc tế, bối cảnh kinh tế Việt Nam Liên quan đến tác động điều tiết chất lượng thể chế, cột (3) (6) khẳng định tác động điều tiết hiệu phủ chất lượng quy định mối quan hệ bình đẳng giới lao động nước xuất xuất nông sản Tuy nhiên, điều đáng ý tác động điều tiết âm chất lượng thể chế lại ghi nhận Điều hàm ý chất lượng thể chế nước xuất mức cao tỷ lệ lao động nữ ngành nơng nghiệp nước xuất có mối quan hệ nghịch biến với xuất nơng sản Bên cạnh đó, cột (1) lại ghi nhận tác động điều tiết âm hiệu phủ nước nhập mối quan hệ bình đẳng giới lao động nước nhập xuất nông sản Điều hàm ý chất lượng thể chế nước nhập mức cao tỷ lệ lao động nữ ngành nơng nghiệp nước nhập có mối quan hệ nghịch biến với nhập nông sản từ Việt Nam Những kết phát so với nghiên cứu trước mối quan hệ xuất nơng sản, bình đẳng giới thể chế, đặc biệt bối cảnh Việt Nam So với Eshetu & Goshu (2021), Alhassan & Payaslioglu (2020) Zeynalov (2017), kết nghiên cứu bổ sung minh chứng cấp độ ngành mối quan hệ chất lượng thể chế xuất khẩu, so với Alvarez & cộng (2018), kết nghiên cứu bổ sung phương pháp sử dụng giá trị trung vị làm sở so sánh mức độ chất lượng thể chế xem xét tác động điều tiết chất lượng thể chế mơ hình Đóng góp khác nghiên cứu chứng thực nghiệm cho mối quan hệ nghịch biến khoảng cách chất lượng quy định xuất nông sản ghi nhận cột (1), (4) (7) Liên quan đến biến kiểm sốt mơ hình, cột (1), (4) (7) ghi nhận mối quan hệ đồng biến tương đồng quy mô kinh tế nước xuất nước nhập xuất nông sản Kết khác với Kahouli (2016) Kahouli & Maktouf (2015) tác giả khẳng định mối quan hệ nghịch biến Tuy nhiên, kết bổ sung chứng thực nghiệm mối quan hệ bối cảnh ngành nông nghiệp xuất Việt Nam Tất mơ hình khơng ghi nhận mối quan hệ xuất nơng sản tỷ giá hối đối song phương Tương tự, kết thực nghiệm không cho thấy mối quan hệ việc ký kết hiệp định thương mại tự xuất nông sản Những kết quán với Le (2022) Le (2021) cho thấy thao túng tỷ giá việc ký kết hiệp định thương mại tư đơn khơng có khả làm thay đổi xuất nơng sản 16 Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) Kết luận Mơ hình trọng lực thương mại áp dụng viết để nghiên cứu mối quan hệ thương mại quốc tế, bình đẳng giới, hiệu logistics chất lượng thể chế trường hợp ngành nông nghiệp Việt Nam Phương pháp hồi quy FE, RE SGMM lựa chọn để xử lý tính đa dạng đặc trưng quốc gia vấn đề nội sinh mơ hình nghiên cứu Bài viết cung cấp chứng thực nghiệm cho thấy mối quan hệ đồng biến thu nhập bình quân đầu người xuất nông sản Hiệu logistics nước xuất nhập góp phần làm gia tăng xuất nơng sản Bình đẳng giới liên quan đến lao động ngành nơng nghiệp có mối quan hệ đồng biến với xuất nông sản phần lớn mô hình nghiên cứu Tác động điều tiết âm chất lượng thể chế mối quan hệ xuất nơng sản bình đẳng giới lao động nông nghiệp ghi nhận Khoảng cách chất lượng thể chế có khả làm giảm xuất nơng sản Sự tương đồng quy mô kinh tế có mối quan hệ đồng biến với xuất nơng sản Tỷ giá hối đoái song phương, hội nhập kinh tế khu vực khoảng cách địa lý chưa khẳng định mối quan hệ với xuất nông sản Từ chứng thực nghiệm nêu trên, số hàm ý sách liên quan đến thương mại quốc tế, bình đẳng giới, thể chế logistics nơng nghiệp nói chung xuất nơng sản nói riêng Việt Nam rút Thứ nhất, với tăng trưởng kinh tế, Việt Nam cần thúc đẩy đa dạng hóa thị trường xuất nơng sản, hướng đến đối tác có mức thu nhập bình quân đầu người cao tăng trưởng ổn định, điều nhằm giúp nông sản tránh bị phụ thuộc mức vào số thị trường bão hịa có trở ngại sách bảo hộ Thứ hai, chiều hướng ngược lại, muốn tăng xuất nông sản vào thị trường quy mơ lớn Việt Nam cần phải lấy động lực từ việc thúc đẩy gia tăng quy mô sôi động kinh tế, tạo hấp dẫn môi trường đầu tư kinh doanh, đặc biệt lĩnh vực nơng nghiệp, từ tạo tương đồng quy mô kinh tế với kinh tế lớn Thứ ba, sách cải thiện hiệu logistics, có đầu tư sở hạ tầng liên quan lựa chọn đắn Đảng Nhà nước chứng minh kết thực nghiệm nghiên cứu Trong thời gian tới, nông nghiệp nông thôn hai lĩnh vực khơng gian cần tích hợp gắn kết vào nội dung thực thi sách phát triển hiệu logistics Thứ tư, Việt Nam cần tiếp tục kiên trì thực bình đẳng giới việc làm lao động nữ lĩnh vực nông nghiệp khu vực nông thôn Đặc biệt, cần trọng gia tăng lao động nữ tham gia vào ngành gắn với định hướng xuất nông sản mạnh tiềm địa phương Thứ năm, Việt Nam cần cải cách chất lượng thể chế nước theo hướng tiệm cận với tiêu chuẩn toàn cầu để giảm thiểu khác biệt, nước đối tác nhập nông sản chủ lực tiềm có thể chế đại tiến Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) 17 Tài liệu tham khảo Alhassan, A & Payaslioglu, C (2020), “Institutions and bilateral trade in Africa: an application of Poisson’s estimation with high-dimensional fixed effects to structural gravity model”, Applied Economics Letters, Vol 27 No 16, pp 1357-1361 Alvarez, I.C., Barbero, J., Rodriguez-Pose, A & Zofio, J.L (2018), “Does institutional quality matter for trade? Institutional conditions in a sectoral trade framework”, World Development, Vol 103, pp 72-87 Arellano, M & Bond, S (1991), “Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and an application to employment equations”, The Review of Economic Studies, Vol 58 No 2, pp 277-297 Arvin, M.B., Pradhan, R.P & Nair, M.S (2021), “Are there links between institutional quality, government expenditure, tax revenue and economic growth? Evidence from low-income and lower middle-income countries”, Economic Analysis and Policy, Vol 70, pp 468-489 Bugarcic, F.Z., Skvarciany, V & Stanisic, N (2020), “Logistics performance index in international trade: case of Central and Eastern European and Western Balkans countries”, Business: Theory and Practice, Vol 21 No 2, pp 452-459 Campi, M & Duenas, M (2016), “Intellectual property rights and international trade of agricultural products”, World Development, Vol 80, pp 1-18 Celebi, D (2019), “The role of logistics performance in promoting trade”, Maritime Economics & Logistics, Vol 21 No 3, pp 307-323 Cuberes, D & Teignier, M (2014), “Gender inequality and economic growth: a critical review”, Journal of International Development, Vol 26 No 2, pp 260-276 Choi, I (2001), “Unit root tests for panel data”, Journal of International Money and Finance, Vol 20 No 2, pp 249-272 Eshetu, F & Goshu, D (2021), “Determinants of Ethiopian coffee exports to its major trade partners: a dynamic gravity model approach”, Foreign Trade Review, Vol 56 No 2, pp 185-196 Gupta, R., Gozgor, G., Kaya, H & Demir, E (2019), “Effects of geopolitical risks on trade flows: Evidence from the gravity model”, Eurasian Economic Review, Vol No 4, pp 515-530 Hadri, K (2000), “Testing for stationarity in heterogeneous panel data”, The Econometrics Journal, Vol No 2, pp 148-161 Harris, R.D & Tzavalis, E (1999), “Inference for unit roots in dynamic panels where the time dimension is fixed”, Journal of Econometrics, Vol 91 No 2, pp 201-226 Hausman, J.A (1978), “Specification tests in econometrics”, Econometrica: Journal of The Econometric Society, Vol 46 No 6, pp 1251-1271 Heckscher, E.F (1919), “The effect of foreign trade on the distribution of income”, Ekonomisk Tidskriff, pp 497-512 Im, K.S., Pesaran, M.H & Shin, Y (2003), “Testing for unit roots in heterogeneous panels”, Journal of Econometrics, Vol 115 No 1, pp 53-74 Kabir, M., Salim, R & Al-Mawali, N (2017), “The gravity model and trade flows: recent developments in econometric modeling and empirical evidence”, Economic Analysis and Policy, Vol 56, pp 60-71 Kahouli, B (2016), “Regional integration agreements, trade flows and economic crisis: a static and dynamic gravity model”, International Economic Journal, Vol 30 No 4, pp 450-475 18 Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) Kahouli, B & Maktouf, S (2015), “Trade creation and diversion effects in the Mediterranean area: econometric analysis by gravity model”, The Journal of International Trade & Economic Development, Vol 24 No 1, pp 76-104 Kahouli, B & Omri, A (2017), “Foreign direct investment, foreign trade and environment: new evidence from simultaneous-equation system of gravity models”, Research in International Business and Finance, Vol 42, pp 353-364 Kazandjian, R., Kolovich, L., Kochhar, K & Newiak, M (2019), “Gender equality and economic diversification”, Social Sciences, Vol No 4, pp 118-142 Krugman, P (1992), “Does the new trade theory require a new trade policy?”, World Economy, Vol 15 No 4, pp 423-442 Le, D.N (2021), “Globalisation, logistics and food supply: evidence from Vietnam”, Malaysian Journal of Economic Studies, Vol 58 No 2, pp 267-291 Le, D.N (2022), “Export, logistics performance, and regional economic integration: sectoral and sub-sectoral evidence from Vietnam”, Journal of International Logistics and Trade, Vol 20 No 1, pp 37-56 Levin, A., Lin, C.F & Chu, C.S.J (2002), “Unit root tests in panel data: asymptotic and finite-sample properties”, Journal of Econometrics, Vol 108 No 1, pp 1-24 Nair, M., Arvin, M.B., Pradhan, R.P & Bahmani, S (2021), “Is higher economic growth possible through better institutional quality and a lower carbon footprint? Evidence from developing countries”, Renewable Energy, Vol 167, pp 132-145 Nguyen, D.D (2020), “Determinants of Vietnam's rice and coffee exports: using stochastic frontier gravity model”, Journal of Asian Business and Economic Studies, Vol 29 No 1, pp 19-34 North, D.C (1990), Institutions, Institutional Change and Economic Performance, Cambridge University Press: Cambridge, UK Ohlin, B (1935), Interregional and International Trade, Harvard University Press: Cambridge, US Porter, M.E (1990), The Competitive Advantage of Nations, The Free Press: New York Roodman, D (2009), “A note on the theme of too many instruments”, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol 71 No 1, pp 135-158 Ruiters, M & Charteris, A (2020), “Gender equality in labour force participation, economic growth and development in South Africa”, Development Southern Africa, Vol 37 No 6, pp 997-1011 Song, M.J & Lee, H.Y (2022), “The relationship between international trade and logistics performance: a focus on the South Korean industrial sector”, Research in Transportation Business & Management, 100786 Tổng cục Hải quan (2022), “Xuất nông sản thu 40 tỷ USD tháng”, https://haiquanonline.com.vn/xuat-khau-nong-san-thu-ve-hon-40-ty-usd-trong-9thang-167483.html, truy cập ngày 15/10/2022 Vu, T.T.H., Tian, G., Zhang, B & Nguyen, T.V (2020), “Determinants of Vietnam’s wood products trade: application of the gravity model”, Journal of Sustainable Forestry, Vol 39 No 5, pp 445-460 Zakari, A & Khan, I (2022), “Boosting economic growth through energy in Africa: the role of Chinese investment and institutional quality”, Journal of Chinese Economic and Business Studies, Vol 20 No 1, pp 1-21 Zalle, O (2019), “Natural resources and economic growth in Africa: the role of institutional quality and human capital”, Resources Policy, Vol 62, pp 616-624 Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) 19 Zaninovic, P.A., Zaninovic, V & Skender, H.P (2021), “The effects of logistics performance on international trade: EU15 vs CEMS”, Economic Research-Ekonomska Istraživanja, Vol 34 No 1, pp 1566-1582 Zeynalov, A (2017), “The gravity of institutions in a resource-rich country: the case of Azerbaijan”, International Economics and Economic Policy, Vol 14 No 2, pp 239-261 20 Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) ... Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 152 (01/2023) Tuy nhiên, có số lượng khiêm tốn nghiên cứu mối quan hệ xuất nơng sản, bình đẳng giới, thể chế hiệu logistics bình diện giới, khu vực Việt Nam Nhiều... hệ thương mại quốc tế, bình đẳng giới, hiệu logistics chất lượng thể chế trường hợp ngành nông nghiệp Việt Nam Phương pháp hồi quy FE, RE SGMM lựa chọn để xử lý tính đa dạng đặc trưng quốc gia... thực nghiệm Do đó, viết đặt mục tiêu nghiên cứu mối quan hệ bình đẳng giới, chất lượng thể chế, hiệu logistics xuất nông sản bối cảnh Việt Nam đối tác thương mại giai đoạn 2007-2018 Bài viết sử