Luận án tiến sĩ kinh tế các yếu tố ảnh hưởng đến xuất khẩu đồ gỗ việt nam thông qua mô hình hấp dẫn thương mại

ĐẠI HỌC QUỐC GIA THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ – LUẬT NGUYỄN VĂN NÊN CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN XUẤT KHẨU ĐỒ GỖ VIỆT NAM THƠNG QUA MƠ HÌNH HẤP DẪN THƯƠNG MẠI LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH – NĂM 2020 MỞ ĐẦU TÍNH CẤP THIẾT CỦA NGHIÊN CỨU Cùng với thay đổi sách đối ngoại hội nhập quốc tế, Việt Nam trở thành quốc gia có tốc độ tăng trưởng xuất cao giới Kim ngạch xuất giai đoạn 2001-2018 tăng trưởng cao, giá trị xuất tăng 16 lần, từ 15 tỷ USD năm 2001 lên 264,2 tỷ USD năm 2019 (Tổng cục thống kê, 2011; 2019), trung bình sau năm kim ngạch xuất tăng gấp đôi So với tăng trưởng GDP, tốc độ tăng trưởng kim ngạch xuất cao nhiều, tỷ lệ kim ngạch xuất khẩu/GDP từ 43% năm 2001 tăng lên vượt 100% GDP vào năm 2019 (Tổng cục thống kê, 2011; 2019) Các mặt hàng xuất Việt Nam tương đối đa dạng với hàng nghìn sản phẩm khác nhau, từ sản phẩm thô đến sản phẩm chế biến, sản phẩm công nghệ cao Trong giai đoạn 2001-2019, nhiều mặt hàng xuất có tốc độ tăng trưởng cao, thời gian ngắn chiếm vị trí đặc biệt hoạt động xuất Việt Nam, như: điện thoại, linh kiện điện thoại, máy tính sản phẩm điện tử Các mặt hàng xuất truyền thống giày dép, dệt may, đồ gỗ trì tốc độ tăng trưởng cao ngày chứng tỏ tầm quan trọng hoạt động xuất Việt Nam Các sản phẩm nơng nghiệp, thủy sản trì đà tăng trưởng xuất với tốc độ chậm ổn định, mặt hàng thô giảm nhanh chóng cấu xuất Việt Nam thời gian gần Trong số đó, thấy nhóm ngành điện tử, điện thoại cơng ty có vốn FDI nắm giữ thị phần, ngành dệt may giày dép chủ yếu xuất theo phương thức gia công với giá trị gia tăng thấp, ngành nông sản thường bị ảnh hưởng lớn bấp bênh trước biến đổi thời tiết giá nước Trong ngành hàng đồ gỗ có biến động, kim ngạch xuất tăng mạnh qua năm mang lại giá trị gia tăng cao cho đất nước Trong gần 10 năm trở lại đây, xuất đồ gỗ lâm sản Việt Nam có tăng trưởng nhanh liên tục Theo Bộ công thương, tổng kim ngạch xuất gỗ sản phẩm gỗ Việt Nam năm 2019 đạt khoảng 10,65 tỷ USD, đứng thứ nhóm mặt hàng/ngành hàng xuất hàng đầu Việt Nam (Tổng cục hải quan, 2020) Trong đó, kim ngạch xuất đồ gỗ chiếm 73% tổng kim ngạch xuất gỗ sản phẩm gỗ toàn ngành Việt Nam trở thành quốc gia đứng thứ giới, thứ châu Á, đứng đầu Đông Nam Á xuất gỗ lâm sản Thị trường xuất gỗ, lâm sản ngày mở rộng, đến 122 quốc gia vùng lãnh thổ Có thành cơng lớn xuất gỗ sản phẩm gỗ nêu trên, có nhiều nhận định giải thích ngun nhân từ nhiều nhà khoa học nhà lãnh đạo Việt Nam Sự thành cơng xuất phát từ việc Việt Nam có chủ trương, sách tạo điều kiện thuận lợi, tháo gỡ khó khăn cho doanh nghiệp thuộc thành phần kinh tế tham gia cạnh tranh phát triển Cũng ngành gỗ thành cơng doanh nghiệp động, sáng tạo, đầu tư thiết bị công nghệ chế biến gắn với thị trường hay việc mở rộng thị trường xuất sang nhiều quốc gia vùng lãnh thổ giới nước ta có mở ngày sâu rộng Nhiều ý kiến nhận định nguyên nhân giúp ngành hàng đồ gỗ cạnh tranh tốt có kim ngạch xuất cao nguồn nguyên liệu nước ổn định tạo cạnh tranh giá phục vụ ngành sản xuất chế biến đồ gỗ tốt Tuy nhiên, nhận định xuất phát từ quan điểm chủ quan quan sát thống kê, chưa dựa luận khoa học tương quan yếu tố giải thích với giá trị xuất đồ gỗ Bên cạnh đó, nhiều nghiên cứu số liệu thống kê cho thấy ngành chế biến xuất đồ gỗ Việt Nam nhiều hạn chế phụ thuộc nguyên liệu nước ngoài, khâu thiết kế yếu, vận hành chuỗi giá trị ngành gỗ cịn nhiều điểm nghẽn Dưới góc độ thực tiễn, nghiên cứu yếu tố tác động đến xuất đồ gỗ Việt Nam vô cần thiết để đánh giá mức độ tác động yếu tố đến xuất đồ gỗ Việt Nam, từ làm sở cho việc đưa hàm ý để xây dựng giải pháp nhằm đẩy mạnh xuất cho ngành chế biến gỗ Việt Nam thời gian tới Dưới góc độ nghiên cứu, nghiên cứu yếu tố tác động đến xuất đồ gỗ Việt Nam dựa tảng mơ hình lực hấp dẫn TMQT cách tiếp cận Việt Nam Các nghiên cứu thực nghiệm giới dựa tảng mơ hình lực hấp dẫn TMQT để bổ sung vào mơ hình yếu tố phù hợp với điều kiện thực tế ngành quốc gia Từ ba yếu tố tảng ban đầu GDP quốc gia xuất khẩu, GDP quốc gia nhập khoảng cách địa lý hai quốc gia, yếu tố tác động đến dòng chảy thương mại quốc gia mở rộng thông qua nghiên cứu thực nghiệm như: Anderson & Wincoop (2003), Kristjánsdóttir (2005), Priyono (2009), Athiwat (2012), Antoni & Troy (2014), Maulana & Suharno (2015), Buongiorno (2016), Rahman & cộng (2019), Morland cộng (2020) Tuy nhiên, Việt Nam, chưa có nghiên cứu định lượng đầy đủ yếu tố tác động đến đồ gỗ xuất thị trường giới dựa tảng mơ hình hấp dẫn thương mại để bổ sung yếu tố phù hợp với điều kiện thực tiễn Việt Nam Với yêu cầu thực tiễn bối cảnh nghiên cứu nêu trên, nghiên cứu Các yếu tố ảnh hưởng đến xuất đồ gỗ Việt Nam thơng qua mơ hình hấp dẫn thương mại cho phép hiệu chỉnh bổ sung yếu tố mơ hình để phù hợp với điều kiện Việt Nam, lượng hóa mức độ tác động yếu tố đến xuất đồ gỗ Việt Nam vừa có ý nghĩa mặt thực tiễn, vừa có ý nghĩa mặt khoa học Kết nghiên cứu định lượng với nghiên cứu định tính chuyên sâu làm sở quan trọng cho việc xây dựng giải pháp nhằm đẩy mạnh xuất đồ gỗ Việt Nam thời gian tới MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU 2.1 Mục tiêu chung Mục tiêu chung luận án xác định mơ hình lượng hóa tác động yếu tố đến xuất đồ gỗ phù hợp với điều kiện thực tế Việt Nam, kết hợp với phân tích thực trạng sản xuất xuất đồ gỗ Việt Nam để xây dựng hệ thống giải pháp để đẩy mạnh xuất đồ gỗ thời gian tới 2.2 Mục tiêu cụ thể Từ mục tiêu chung luận án, mục tiêu cụ thể xác định cần thực để đạt mục tiêu chung là: (1) Xây dựng mơ hình lý thuyết yếu tố tác động đến xuất đồ gỗ Việt Nam dựa nghiên cứu tảng lý thuyết, tổng quan nghiên cứu điều kiện thực tiễn Việt Nam; (2) Lượng hóa, kiểm định xác định mơ hình yếu tố tác động đến xuất đồ gỗ Việt Nam, từ bổ sung yếu tố tác động đến xuất đồ gỗ điều kiện thực tiễn Việt Nam; (3) Phân tích thực trạng sản xuất xuất đồ gỗ Việt Nam, qua đánh giá thành tựu hạn chế nguyên nhân hạn chế làm sở để kết hợp với kết nghiên cứu định lượng nhằm đề xuất giải pháp phát triển; (4) Xây dựng giải pháp đẩy mạnh xuất đồ gỗ Việt Nam thời gian tới dựa sở kết mơ hình yếu tố tác động khám phá điều kiện thực tiễn sản xuất, xuất đồ gỗ Việt Nam CÂU HỎI NGHIÊN CỨU Để giải mục tiêu nghiên cứu nêu trên, luận án cần trả lời câu hỏi nghiên cứu sau: (1) Dựa tảng lý thuyết, nghiên cứu trước tình hình thực tế Việt Nam, xác định yếu tố tác động đến xuất đồ gỗ Việt Nam? (2) Mức độ tác động yếu tố đến xuất đồ gỗ Việt Nam nào? (3) Thực trạng sản xuất, xuất đồ gỗ Việt Nam giai đoạn 2011-2018 nào? (4) Cần có giải pháp để đẩy mạnh xuất đồ gỗ Việt Nam thời gian tới? ĐỐI TƯỢNG VÀ PHẠM VI NGHIÊN CỨU 4.1 Đối tượng nghiên cứu Để giải mục tiêu nghiên cứu trên, luận án tập trung vào đối tượng nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến xuất đồ gỗ Việt Nam dựa tảng mơ hình lực hấp dẫn TMQT điều kiện thực tế Việt Nam Trên sở nghiên cứu lý thuyết TMQT, yếu tố ảnh hưởng đến xuất nhập nước, yếu tố ảnh hưởng đến xuất đồ gỗ nghiên cứu thực nghiệm liên quan để làm sở xây dựng khung phân tích mơ hình nghiên cứu cho luận án Sử dụng hệ thống liệu xuất đồ gỗ Việt Nam qua năm liệu cho yếu tố giải thích xác định mơ hình để làm sở lượng hóa, kiểm định nhận diện yếu tố tác động lên xuất đồ gỗ Việt Nam Sử dụng báo cáo, số liệu thực trạng sản xuất, chế biến xuất sản phẩm gỗ, văn pháp luật, chủ trương, sách phát triển ngành chế biến gỗ nhằm làm sở cho việc phân tích thực trạng sản xuất xuất khẩu, lợi so sánh xuất đồ gỗ thơng qua nghiên cứu định tính Đồng thời sử dụng liệu thống kê phân tích sách điều hành Việt Nam yếu tố tác động đến xuất đồ gỗ mơ hình định lượng Cuối cùng, sử dụng kết hợp kết nghiên cứu định lượng định tính để làm sở xây dựng giải pháp nhằm đẩy mạnh xuất đồ gỗ Việt Nam thời gian tới 4.2 Phạm vi nghiên cứu - Về không gian nghiên cứu, sử dụng liệu kim ngạch xuất đồ gỗ Việt Nam sang quốc gia giới, liệu biến giải thích quốc gia nhập đồ gỗ Việt Nam (73 quốc gia chiếm 95% kim ngạch xuất đồ gỗ Việt Nam theo thứ tự kim ngạch từ cao đến thấp) - Về thời gian nghiên cứu, luận án sử dụng liệu nghiên cứu giai đoạn từ năm 2001 đến năm 2018 cho nghiên cứu định lượng liệu từ năm 2011-2018 cho nghiên cứu định tính sản xuất xuất đồ gỗ - Về sản phẩm gỗ nghiên cứu, nghiên cứu trọng tâm vào mặt hàng đồ gỗ xuất ngành chế biến gỗ Việt Nam (là sản phẩm tiêu dùng: hàng nội thất, ngoại thất…) thuộc nhóm HS94 từ HS9401 đến HS94041 - Về thực trạng sản xuất xuất đồ gỗ, nghiên cứu thực trạng sản xuất xuất đồ gỗ Việt Nam khía cạnh: nguồn nguyên liệu, doanh nghiệp, lao động, công nghệ, sản phẩm đồ gỗ, liên kết sản xuất, kim ngạch xuất khẩu, chủng loại, thị trường lợi so sánh xuất HS hệ thống hài hịa mơ tả mã hóa hàng hóa, hệ thống tiêu chuẩn hóa quốc tế tên gọi mã số để phân loại 98% hàng hóa bn bán phạm vi toàn giới Tổ chức Hải quan giới - Về lợi so sánh xuất đồ gỗ, nghiên cứu lợi so sánh thông qua số lợi so sánh hiển thị xuất đồ gỗ 10 quốc gia có kim ngạch xuất đồ gỗ lớn giới giai đoạn 2001-2018 (trong có Việt Nam) - Về thực trạng yếu tố tác động đến xuất đồ gỗ, nghiên cứu thực trạng yếu tố mơ hình như: nguồn ngun liệu, điều hành tỷ giá, lãi suất, thu hút FDI, quan hệ kinh tế quốc tế Việt Nam PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 5.1 Phương pháp nghiên cứu định tính Phương pháp nghiên cứu định tính trình bày cụ thể chương phương pháp nghiên cứu liệu nghiên cứu, sau: - Phương pháp tổng hợp, phân tích, đánh giá: sử dụng để tổng hợp, phân tích, đánh giá sở lý thuyết TMQT, mơ hình lực hấp dẫn TMQT, nghiên cứu thực nghiệm TMQT tảng mơ hình lực hấp dẫn thương mại, nghiên cứu thực nghiệm liên quan đến xuất đồ gỗ, thực trạng sản xuất xuất đồ gỗ, thực trạng yếu tố tác động đến xuất đồ gỗ Việt Nam - Phương pháp so sánh: sử dụng để so sánh, đánh giá lý thuyết, nghiên cứu thực nghiệm, làm sở để lựa chọn lý thuyết mơ hình nghiên cứu - Phương pháp chuyên gia: sử dụng việc thảo luận để lấy ý kiến chuyên gia ngành, nhà khoa học mô hình nghiên cứu đề xuất yếu tố tác động đến xuất đồ gỗ Việt Nam thảo luận kết nghiên cứu 5.2 Phương pháp nghiên cứu định lượng Phương pháp nghiên cứu định lượng trình bày cụ thể chương phương pháp nghiên cứu liệu nghiên cứu, sau: dựa mơ hình nghiên cứu đề xuất nguồn liệu cho biến quan sát, tiến hành chạy mơ hình kinh tế lượng có kiểm định phù hợp chương trình Stata để xác định phù hợp mức độ tác động yếu tố lên xuất đồ gỗ Việt Nam 5.3 Dữ liệu nghiên cứu Nghiên cứu sử dụng liệu bảng (pannel data), tức yếu tố xem xét thay đổi thời gian không gian Các biến xem xét khoảng thời gian 18 năm từ 2001-2018 không gian 73 quốc gia nhập đồ gỗ xuất Việt Nam (chiếm 95% kim ngạch xuất đồ gỗ Việt Nam) Tổng cộng có 18*73 = 1.314 quan sát thu thập để chạy mơ hình định lượng (dữ liệu nghiên trình bày cụ thể chương phương pháp nghiên cứu liệu nghiên cứu) ĐIỂM MỚI CỦA LUẬN ÁN Trên giới có nghiên cứu xuất sản phẩm gỗ tiếp cận thơng qua mơ hình lực hấp dẫn TMQT yếu tố ảnh hưởng đến xuất sản phẩm gỗ quốc gia Các nghiên cứu mở rộng mô hình lực hấp TMQT dựa lý thuyết tảng J.Tinbergen cho thấy mơ hình khơng bị bó hẹp giả thuyết mà cho phép khám phá, mở rộng tùy thuộc vào điều kiện cụ thể quốc gia trình tham gia vào TMQT Cho đến Việt Nam, có nghiên cứu định lượng thống kê nghiên cứu thực trạng sản xuất xuất ngành chế biến gỗ Tuy nhiên, chưa có nghiên cứu định lượng đầy đủ yếu tố tác động đến đồ gỗ xuất thị trường giới dựa tảng mơ hình hấp dẫn thương mại để bổ sung yếu tố phù hợp với tình hình Việt Nam Do đó, luận án nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến xuất đồ gỗ Việt Nam theo mơ hình hấp dẫn thương mại dựa kết hợp nghiên cứu lượng định tính có điểm sau: Thứ nhất, nhận diện để bổ sung yếu tố tác động lên xuất đồ gỗ Việt Nam theo cách tiếp cận mở rộng mơ hình hấp dẫn thương mại phù hợp với điều kiện thực tiễn Việt Nam; Thứ hai, kết hợp hàm ý từ kết nghiên cứu định lượng với đánh giá thực trạng sản xuất xuất đồ gỗ Việt Nam từ nghiên cứu định tính để đề xuất giải pháp phù hợp Điểm luận án làm rõ phần xác định khoảng trống nghiên cứu sau thực nghiên cứu tổng quan KẾT CẤU CỦA LUẬN ÁN Ngoài Phần mở đầu Kết luận, Luận án nghiên cứu gồm chương sau: Chương 1: Tổng quan nghiên cứu sở lý thuyết liên quan đến mơ hình hấp dẫn thương mại Chương trình bày tổng quan nghiên cứu sử dụng mơ hình lực hấp dẫn TMQT cho phân tích dịng chảy thương mại ngành hàng nói chung ngành đồ gỗ nói riêng nhằm xác định khoảng trống nghiên cứu Tổng thể lý thuyết TMQT lý thuyết lực hấp dẫn TMQT làm rõ để làm tảng lý thuyết sở cho xây dựng mơ hình nghiên cứu Cuối cùng, mơ hình nghiên cứu đề xuất dựa sở kế thừa tảng lý thuyết, nghiên cứu trước hiệu chỉnh phù hợp với điều kiện Việt Nam Chương 2: Phương pháp nghiên cứu liệu nghiên cứu Chương trình bày phương pháp cho nghiên cứu định tính nghiên cứu định lượng Đặc biệt phương pháp ước lượng kiểm định mơ hình sử dụng nghiên cứu thông qua nghiên cứu kinh tế lượng riêng biệt cho mơ hình lực hấp dẫn Nguồn liệu cách thức thu thập, xử lý liệu nghiên cứu trình bày rõ chương Chương 3: Phân tích thực trạng sản xuất xuất đồ gỗ Việt Nam Chương phân tích tổng thể thực trạng sản xuất xuất đồ gỗ Việt Nam thời gian qua khía cạnh nguồn nguyên liệu, doanh nghiệp, lao động, công nghệ, sản phẩm đồ gỗ, liên kết sản xuất, kim ngạch xuất khẩu, chủng loại, thị trường lợi so sánh xuất nhằm làm sở kết hợp với kết nghiên cứu định lượng để đề xuất giải pháp phát triển Chương 4: Phân tích yếu tố tác động đến xuất đồ gỗ Việt Nam Chương tập trung vào mơ hình kinh tế lượng, thực ước lượng kiểm định để xác định yếu tố mức độ tác động yếu tố lên kim ngạch xuất đồ gỗ Việt Nam Đồng thời chương phân tích sâu yếu tố tác động có ý nghĩa mơ hình để làm sở rõ ràng cho đề xuất giải pháp phát triển Chương 5: Giải pháp đẩy mạnh xuất đồ gỗ Việt Nam Dựa kết phân tích thực trạng sản xuất xuất khẩu, kết lượng hóa mơ hình định lượng, kết phân tích thực trạng yếu tố tác động mơ hình, chương đề xuất giải pháp liên quan nhằm thúc đẩy xuất đồ gỗ Việt Nam thời gian tới 10 Bảng 17: Kiểm định tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 72) = 20.237 Prob > F = 0.0000 Bảng 18: Kiểm định phương sai sai số lnEXVJ[country,t] = Xb + u[country] + e[country,t] Estimated results: Var lnEXVJ e u Test: sd = sqrt(Var) 5.699245 3996643 7663557 2.387309 6321901 8754174 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 3511.31 0.0000 Bảng 19: Khắc phục tự tương quan phương sai sai số khơng có độ trễ Random-effects GLS regression Group variable: country Number of obs Number of groups = = 1283 73 R-sq: Obs per group: = avg = max = 15 17.6 18 within = 0.7619 between = 0.6730 overall = 0.6949 corr(u_i, X) Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) = = 957.33 0.0000 (Std Err adjusted for 73 clusters in country) Robust Std Err lnEXVJ Coef z lnFDIV lnNLV lnXKDGV lnDSJ LAISUATV THUENKJV FTA _cons 4778146 8879202 -.1406934 0618044 -.4738416 -.0708958 3355099 -12.33491 0871821 1442362 0802977 0300502 2183491 0136052 1228012 2.491586 sigma_u sigma_e rho 87541744 63219011 65724059 (fraction of variance due to u_i) 5.48 6.16 -1.75 2.06 -2.17 -5.21 2.73 -4.95 P>|z| 0.000 0.000 0.080 0.040 0.030 0.000 0.006 0.000 [95% Conf Interval] 3069407 6052224 -.298074 0029071 -.9017979 -.0975616 094824 -17.21833 6486884 1.170618 0166873 1207017 -.0458853 -.0442301 5761958 -7.451491 11 Bảng 20: VIF mơ hình độ trễ với 14 biến reg lnEXVJ lnGDPVt1 lnNLDVt1 lnFDIVt1 lnGDPJt1 lnDSJt1 lnNLVt1 lnXKDGVt1 lnKCVJ lnTYGIAVt1 Source SS df MS Model Residual 4352.31981 1475.8958 14 1171 310.879986 1.26037216 Total 5828.21561 1185 4.91832541 lnEXVJ Coef lnGDPVt1 lnNLDVt1 lnFDIVt1 lnGDPJt1 lnDSJt1 lnNLVt1 lnXKDGVt1 lnKCVJ lnTYGIAVt1 LAISUATVt1 THUENKJVt1 WTOt1 APECt1 FTAt1 _cons 1.70645 2.535268 -.6569317 -1.407051 -.0843987 6059144 -.0898391 -.002547 -1.392567 -.257745 -.0304448 5762148 0067024 1.572282 -71.81438 Std Err .9610977 2.85543 279373 6955215 1055809 0345171 0302434 3177311 4649181 0494458 0032706 1042882 0878118 0924637 36.39028 vif Variable VIF 1/VIF lnGDPVt1 lnNLDVt1 lnGDPJt1 lnFDIVt1 lnDSJt1 lnKCVJ lnTYGIAVt1 lnNLVt1 WTOt1 lnXKDGVt1 THUENKJVt1 FTAt1 LAISUATVt1 APECt1 334.26 98.03 89.49 46.03 19.14 18.73 6.58 3.57 2.56 2.22 1.72 1.64 1.59 1.43 0.002992 0.010201 0.011175 0.021726 0.052252 0.053383 0.151968 0.280070 0.390862 0.450397 0.582590 0.611088 0.629973 0.698162 Mean VIF 44.78 t 1.78 0.89 -2.35 -2.02 -0.80 17.55 -2.97 -0.01 -3.00 -5.21 -9.31 5.53 0.08 17.00 -1.97 Number of obs F( 14, 1171) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.076 0.375 0.019 0.043 0.424 0.000 0.003 0.994 0.003 0.000 0.000 0.000 0.939 0.000 0.049 = = = = = = 1186 246.66 0.0000 0.7468 0.7437 1.1227 [95% Conf Interval] -.1792156 -3.067062 -1.205059 -2.771659 -.2915477 5381922 -.1491763 -.6259329 -2.304733 -.3547573 -.0368616 3716022 -.1655837 1.390869 -143.2118 3.592116 8.137598 -.1088042 -.042444 1227502 6736367 -.0305018 6208389 -.480402 -.1607327 -.024028 7808273 1789885 1.753695 -.4169426 12 Bảng 21: VIF mơ hình độ trễ với 13 biến, loại lnGDPvt-1 Source SS df MS Model Residual 4348.34651 1479.86909 13 1172 334.488193 1.26268694 Total 5828.21561 1185 4.91832541 lnEXVJ Coef lnNLDVt1 lnFDIVt1 lnGDPJt1 lnDSJt1 lnNLVt1 lnXKDGVt1 lnKCVJ lnTYGIAVt1 LAISUATVt1 THUENKJVt1 WTOt1 APECt1 FTAt1 _cons 6.26624 -.3332373 -.6092002 -.0469795 6092799 -.0916308 -.010604 -.9457843 -.2597199 -.0302831 5595398 0015201 1.577015 -104.567 Std Err 1.935129 211884 5313586 1035511 0344966 0302543 3179903 391292 0494787 0032723 1039598 0878439 0925101 31.39709 vif Variable VIF 1/VIF lnGDPJt1 lnNLDVt1 lnFDIVt1 lnKCVJ lnDSJt1 lnTYGIAVt1 lnNLVt1 WTOt1 lnXKDGVt1 THUENKJVt1 FTAt1 LAISUATVt1 APECt1 52.13 44.94 26.43 18.73 18.38 4.65 3.56 2.54 2.22 1.72 1.64 1.59 1.43 0.019181 0.022253 0.037840 0.053394 0.054420 0.214931 0.280918 0.394058 0.450899 0.583042 0.611596 0.630292 0.698934 Mean VIF 13.84 t 3.24 -1.57 -1.15 -0.45 17.66 -3.03 -0.03 -2.42 -5.25 -9.25 5.38 0.02 17.05 -3.33 Number of obs F( 13, 1172) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.001 0.116 0.252 0.650 0.000 0.003 0.973 0.016 0.000 0.000 0.000 0.986 0.000 0.001 = = = = = = 1186 264.90 0.0000 0.7461 0.7433 1.1237 [95% Conf Interval] 2.469535 -.7489517 -1.65172 -.2501457 5415978 -.1509894 -.6344979 -1.713495 -.3567966 -.0367033 3555718 -.1708287 1.395511 -166.1678 10.06294 0824771 4333201 1561868 6769619 -.0322722 6132899 -.1780733 -.1626432 -.0238628 7635079 173869 1.758519 -42.96617 13 Bảng 22: VIF mô hình độ trễ với 12 biến, loại lnGDPvt-1, lnGDPJt-1, Source SS df MS Model Residual 4346.68677 1481.52883 12 1173 362.223898 1.26302543 Total 5828.21561 1185 4.91832541 lnEXVJ Coef lnNLDVt1 lnFDIVt1 lnDSJt1 lnNLVt1 lnXKDGVt1 lnKCVJ lnTYGIAVt1 LAISUATVt1 THUENKJVt1 WTOt1 APECt1 FTAt1 _cons 5.886878 -.4571384 -.0736525 6093769 -.0918065 -.2325436 -.6447848 -.2592159 -.0301048 5659429 0023902 1.576887 -100.0188 Std Err 1.906886 1822766 1009173 0345012 0302579 2523121 2901816 0494834 003269 1038236 0878524 0925224 31.14964 vif Variable VIF 1/VIF lnNLDVt1 lnFDIVt1 lnDSJt1 lnKCVJ lnNLVt1 lnTYGIAVt1 WTOt1 lnXKDGVt1 THUENKJVt1 FTAt1 LAISUATVt1 APECt1 43.62 19.55 17.45 11.79 3.56 2.56 2.53 2.22 1.71 1.64 1.59 1.43 0.022923 0.051144 0.057313 0.084831 0.280919 0.390910 0.395199 0.450910 0.584361 0.611597 0.630342 0.698986 Mean VIF 9.14 t 3.09 -2.51 -0.73 17.66 -3.03 -0.92 -2.22 -5.24 -9.21 5.45 0.03 17.04 -3.21 Number of obs F( 12, 1173) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.002 0.012 0.466 0.000 0.002 0.357 0.026 0.000 0.000 0.000 0.978 0.000 0.001 = = = = = = 1186 286.79 0.0000 0.7458 0.7432 1.1238 [95% Conf Interval] 2.14559 -.8147629 -.2716511 541686 -.1511722 -.7275769 -1.214118 -.3563017 -.0365187 3622423 -.1699752 1.39536 -161.134 9.628165 -.0995139 1243462 6770678 -.0324408 2624898 -.0754518 -.1621302 -.023691 7696435 1747555 1.758415 -38.90352 14 Bảng 23: VIF mơ hình độ trễ với 11 biến, loại lnGDPvt-1, lnGDPJt-1, lnNLDvt-1 Source SS df MS Model Residual 4334.64937 1493.56624 11 1174 394.059033 1.27220293 Total 5828.21561 1185 4.91832541 lnEXVJ Coef lnFDIVt1 lnDSJt1 lnNLVt1 lnXKDGVt1 lnKCVJ lnTYGIAVt1 LAISUATVt1 THUENKJVt1 WTOt1 APECt1 FTAt1 _cons -.0859937 1697623 612553 -.093177 -.1205043 -.2253494 -.2611898 -.0297116 5526042 -.0061912 1.588688 -3.954544 Std Err .137506 0632159 0346109 0303644 2505939 2573403 0496587 0032784 1041098 0881268 0927787 1.425292 vif Variable VIF 1/VIF lnKCVJ lnFDIVt1 lnDSJt1 lnNLVt1 WTOt1 lnXKDGVt1 lnTYGIAVt1 THUENKJVt1 FTAt1 LAISUATVt1 APECt1 11.54 11.05 6.80 3.56 2.53 2.22 2.00 1.71 1.63 1.59 1.43 0.086624 0.090523 0.147123 0.281169 0.395884 0.451007 0.500663 0.585250 0.612643 0.630447 0.699687 Mean VIF 4.19 t -0.63 2.69 17.70 -3.07 -0.48 -0.88 -5.26 -9.06 5.31 -0.07 17.12 -2.77 Number of obs F( 11, 1174) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.532 0.007 0.000 0.002 0.631 0.381 0.000 0.000 0.000 0.944 0.000 0.006 = = = = = = 1186 309.75 0.0000 0.7437 0.7413 1.1279 [95% Conf Interval] -.3557785 0457336 5446469 -.1527516 -.6121662 -.7302477 -.3586195 -.0361438 3483421 -.1790948 1.406658 -6.750947 1837912 293791 6804591 -.0336025 3711575 2795489 -.1637602 -.0232794 7568663 1667125 1.770719 -1.158141 15 Bảng 24: VIF mơ hình độ trễ với 10 biến, loại lnGDPvt-1, lnGDPJt-1, lnNLDvt-1, lnKCVJ Source SS df MS Model Residual 4334.35518 1493.86042 10 1175 433.435518 1.27137057 Total 5828.21561 1185 4.91832541 lnEXVJ Coef lnFDIVt1 lnDSJt1 lnNLVt1 lnXKDGVt1 lnTYGIAVt1 LAISUATVt1 THUENKJVt1 WTOt1 APECt1 FTAt1 _cons -.127342 155367 6127165 -.0930976 -.1481316 -.261446 -.029693 5513136 -.0076076 1.589894 -4.489101 Std Err .10727 0556604 0345979 030354 2010284 0496396 0032771 1040412 0880488 0927145 891743 vif Variable VIF 1/VIF lnFDIVt1 lnDSJt1 lnNLVt1 WTOt1 lnXKDGVt1 THUENKJVt1 FTAt1 LAISUATVt1 APECt1 lnTYGIAVt1 6.73 5.27 3.56 2.52 2.22 1.71 1.63 1.59 1.43 1.22 0.148649 0.189651 0.281196 0.396147 0.451021 0.585331 0.613090 0.630519 0.700469 0.819902 Mean VIF 2.79 t -1.19 2.79 17.71 -3.07 -0.74 -5.27 -9.06 5.30 -0.09 17.15 -5.03 Number of obs F( 10, 1175) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.235 0.005 0.000 0.002 0.461 0.000 0.000 0.000 0.931 0.000 0.000 = = = = = = 1186 340.92 0.0000 0.7437 0.7415 1.1276 [95% Conf Interval] -.337804 0461622 544836 -.1526518 -.5425463 -.3588381 -.0361226 3471864 -.180358 1.407989 -6.238687 0831201 2645718 680597 -.0335435 2462831 -.1640539 -.0232633 7554408 1651427 1.771798 -2.739514 16 Bảng 25: Kết ước lượng có độ trễ theo REM lần Random-effects GLS regression Group variable: country Number of obs Number of groups = = 1186 73 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 16.2 17 within = 0.6953 between = 0.6682 overall = 0.6852 corr(u_i, X) Wald chi2(10) Prob > chi2 = (assumed) lnEXVJ Coef Std Err z lnFDIVt1 lnDSJt1 lnNLVt1 lnXKDGVt1 lnTYGIAVt1 LAISUATVt1 THUENKJVt1 WTOt1 APECt1 FTAt1 _cons 2047811 1372117 8585671 -.1291972 -.1573729 -.4941486 -.0555427 -.0307799 -.1556026 3633885 -9.74032 0663544 0306362 0576561 0474146 1131723 1362431 0058011 0718976 2618124 0720449 1.624864 sigma_u sigma_e rho 80804714 59279297 65011628 (fraction of variance due to u_i) 3.09 4.48 14.89 -2.72 -1.39 -3.63 -9.57 -0.43 -0.59 5.04 -5.99 P>|z| 0.002 0.000 0.000 0.006 0.164 0.000 0.000 0.669 0.552 0.000 0.000 = = 2612.26 0.0000 [95% Conf Interval] 0747289 0771658 7455631 -.2221281 -.3791866 -.7611801 -.0669126 -.1716967 -.6687455 2221831 -12.925 3348333 1972576 971571 -.0362663 0644407 -.2271171 -.0441727 1101368 3575403 504594 -6.555644 17 Bảng 26: Kết ước lượng có độ trễ theo REM lần 2, bỏ biến lnTYGIAVt-1 Random-effects GLS regression Group variable: country Number of obs Number of groups = = 1186 73 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 16.2 17 within = 0.6947 between = 0.6680 overall = 0.6849 corr(u_i, X) Wald chi2(9) Prob > chi2 = (assumed) lnEXVJ Coef Std Err z lnFDIVt1 lnDSJt1 lnNLVt1 lnXKDGVt1 LAISUATVt1 THUENKJVt1 WTOt1 APECt1 FTAt1 _cons 1820196 1514839 8449392 -.1228058 -.484925 -.0571221 -.0440802 -.1467307 3714752 -9.897874 0644017 028838 0567921 0472682 1368307 0057141 0712643 2631914 0717433 1.629338 sigma_u sigma_e rho 81412799 59337603 65307391 (fraction of variance due to u_i) 2.83 5.25 14.88 -2.60 -3.54 -10.00 -0.62 -0.56 5.18 -6.07 P>|z| 0.005 0.000 0.000 0.009 0.000 0.000 0.536 0.577 0.000 0.000 = = 2608.92 0.0000 [95% Conf Interval] 0557946 0949624 7336288 -.2154497 -.7531082 -.0683215 -.1837556 -.6625764 230861 -13.09132 3082445 2080053 9562496 -.0301619 -.2167417 -.0459227 0955953 369115 5120894 -6.704431 18 Bảng 27: Kết ước lượng có độ trễ theo REM lần 3, bỏ biến lnTYGIAVt-1, WTOt-1, Random-effects GLS regression Group variable: country Number of obs Number of groups = = 1186 73 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 16.2 17 within = 0.6952 between = 0.6674 overall = 0.6839 corr(u_i, X) Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) lnEXVJ Coef Std Err z lnFDIVt1 lnDSJt1 lnNLVt1 lnXKDGVt1 LAISUATVt1 THUENKJVt1 APECt1 FTAt1 _cons 1533606 1529929 8584805 -.1227014 -.4936635 -.058105 -.1778292 3542245 -9.942707 053229 0283926 0579447 0478361 1451404 0058177 2791983 0704551 1.691656 sigma_u sigma_e rho 87453091 59315613 68491666 (fraction of variance due to u_i) 2.88 5.39 14.82 -2.57 -3.40 -9.99 -0.64 5.03 -5.88 P>|z| 0.004 0.000 0.000 0.010 0.001 0.000 0.524 0.000 0.000 = = 2617.34 0.0000 [95% Conf Interval] 0490336 0973445 744911 -.2164586 -.7781334 -.0695074 -.7250478 216135 -13.25829 2576876 2086413 97205 -.0289443 -.2091936 -.0467026 3693895 492314 -6.627122 19 Bảng 28: Ước lượng có độ trễ theo REM lần 4, bỏ biến lnTYGIAVt-1, WTOt-1, APECt-1 Random-effects GLS regression Group variable: country Number of obs Number of groups = = 1186 73 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 16.2 17 within = 0.6948 between = 0.6701 overall = 0.6854 corr(u_i, X) Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) lnEXVJ Coef Std Err z lnFDIVt1 lnDSJt1 lnNLVt1 lnXKDGVt1 LAISUATVt1 THUENKJVt1 FTAt1 _cons 1580922 1533435 8477457 -.1241826 -.4555847 -.0579985 3538059 -10.07029 0528099 0283982 0558203 0477212 131692 005807 070439 1.668116 sigma_u sigma_e rho 86902674 59315613 68218523 (fraction of variance due to u_i) 2.99 5.40 15.19 -2.60 -3.46 -9.99 5.02 -6.04 P>|z| 0.003 0.000 0.000 0.009 0.001 0.000 0.000 0.000 0545867 097684 73834 -.2177144 -.7136963 -.06938 215748 -13.33974 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 72) = 21.003 Prob > F = 0.0000 Bảng 30: Kiểm định phương sai sai số ước lượng độ trễ lnEXVJ[country,t] = Xb + u[country] + e[country,t] Estimated results: lnEXVJ e u Test: sd = sqrt(Var) 4.918325 3518342 7552075 2.21773 5931561 8690267 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 3108.23 0.0000 2617.61 0.0000 [95% Conf Interval] Bảng 29: Kiểm định tự tương quan ước lượng độ trễ Var = = 2615977 209003 9571515 -.0306509 -.1974732 -.046617 4918638 -6.800847 20 Bảng 31: Khắc phục tự tương quan ước lượng độ trễ Random-effects GLS regression Group variable: country Number of obs Number of groups = = 1186 73 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 16.2 17 within = 0.6948 between = 0.6701 overall = 0.6854 corr(u_i, X) Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) = = 708.05 0.0000 (Std Err adjusted for 73 clusters in country) Robust Std Err lnEXVJ Coef z lnFDIVt1 lnDSJt1 lnNLVt1 lnXKDGVt1 LAISUATVt1 THUENKJVt1 FTAt1 _cons 1580922 1533435 8477457 -.1241826 -.4555847 -.0579985 3538059 -10.07029 0784746 0299692 1223752 0544755 2047065 0117468 1048054 2.295558 sigma_u sigma_e rho 86902674 59315613 68218523 (fraction of variance due to u_i) 2.01 5.12 6.93 -2.28 -2.23 -4.94 3.38 -4.39 P>|z| 0.044 0.000 0.000 0.023 0.026 0.000 0.001 0.000 [95% Conf Interval] 0042849 094605 6078947 -.2309526 -.8568021 -.0810218 1483911 -14.56951 3118996 2120821 1.087597 -.0174127 -.0543674 -.0349752 5592207 -5.571083 21 Bảng 32: Ước lượng độ trễ Random-effects GLS regression Group variable: country Number of obs Number of groups = = 1109 73 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 15.2 16 within = 0.6192 between = 0.6888 overall = 0.6888 corr(u_i, X) Wald chi2(10) Prob > chi2 = (assumed) = = 507.03 0.0000 (Std Err adjusted for 73 clusters in country) Robust Std Err lnEXVJ Coef z lnFDIVt2 lnNLVt2 lnXKDGVt2 lnDSJt2 LAISUATVt2 THUENKJVt2 FTAt2 WTOt2 APECt2 lnTYGIAVt2 _cons -.058915 791699 -.1007476 1960245 -.4458373 -.0454544 4019332 2022415 0019833 3391941 -8.66463 0754254 1245211 0531521 0313239 1910247 0141141 1269397 1182553 060626 1693291 2.596677 sigma_u sigma_e rho 82527193 59373063 65894008 (fraction of variance due to u_i) -0.78 6.36 -1.90 6.26 -2.33 -3.22 3.17 1.71 0.03 2.00 -3.34 P>|z| 0.435 0.000 0.058 0.000 0.020 0.001 0.002 0.087 0.974 0.045 0.001 [95% Conf Interval] -.2067462 5476421 -.2049238 1346308 -.8202389 -.0731175 1531359 -.0295347 -.1168414 0073151 -13.75402 0889161 1.035756 0034286 2574182 -.0714357 -.0177912 6507305 4340176 1208081 671073 -3.575237 22 Bảng 33: Ước lượng khắc phục tự tương quan độ trễ 2, bỏ biến lnFDIvt-2, APECt-2 Random-effects GLS regression Group variable: country Number of obs Number of groups = = 1109 73 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 15.2 16 within = 0.6184 between = 0.6889 overall = 0.6890 corr(u_i, X) Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) = = 495.32 0.0000 (Std Err adjusted for 73 clusters in country) Robust Std Err lnEXVJ Coef z lnNLVt2 lnXKDGVt2 lnDSJt2 LAISUATVt2 THUENKJVt2 FTAt2 WTOt2 lnTYGIAVt2 _cons 77834 -.0966644 1729431 -.4434242 -.0447255 3952875 2053606 2672635 -8.463994 1158538 0507662 0347504 1880797 0139698 1273089 1180984 1607365 2.543112 sigma_u sigma_e rho 81378159 59491448 65170648 (fraction of variance due to u_i) 6.72 -1.90 4.98 -2.36 -3.20 3.10 1.74 1.66 -3.33 P>|z| 0.000 0.057 0.000 0.018 0.001 0.002 0.082 0.096 0.001 [95% Conf Interval] 5512707 -.1961643 1048336 -.8120536 -.0721058 1457667 -.0261081 -.0477742 -13.4484 1.005409 0028354 2410526 -.0747947 -.0173451 6448083 4368293 5823012 -3.479586 23 PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC CƠNG TRÌNH LIÊN QUAN ĐẾN LUẬN ÁN Nguyễn Văn Nên (2018) Phân tích thực trạng nguồn cung nguyên liệu cho ngành chế biến đồ gỗ xuất Việt Nam Tạp chí Phát triển Khoa học Cơng nghệ, 32, 112-136 Nguyễn Văn Nên (2019) Các yếu tố tác động đến xuất đồ gỗ Việt Nam vào nước khối CPTPP Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ, (4)2, 694-704 Nguyễn Văn Nên (2019) Đánh giá lợi so sánh xuất đồ gỗ Việt Nam vào thị trường Hoa Kỳ thông qua số lợi so sánh hiển thị Hội thảo Quốc tế ICYREB 2019, TP Huế Nguyễn Văn Nên (2018) Nâng cao lợi cho ngành chế biến gỗ xuất Việt Nam bối cảnh hội nhập kinh tế quốc tế Hội thảo quốc gia Xác định phát triển ngành kinh tế có lợi bối cảnh tự hóa thương mại, TP.Hồ Chí Minh Nguyễn Văn Nên (2018) Tác động hiệp định CPTPP đến ngành hàng đồ gỗ xuất việt nam – nghiên cứu thông qua mơ hình hấp dẫn thương mại Hội nghị Kinh tế trẻ TP.HCM năm 2018 24 PHỤ LỤC 3: DANH SÁCH CÁC CHUYÊN GIA ĐƯỢC PHỎNG VẤN STT Họ tên Chức vụ Công ty Địa Điện thoại Lại Trí Mộc Giám đốc Cty Vietnam Housewares Bình Phước B, Bình Chuẩn, Thuận An, Bình Dương 0274 3719 719 Trần Việt Tiến Giám đốc Công ty Lavanto 31 Nguyễn Văn Tiết, Lái Thiêu, Thuận An, Bình Dương 02743662009 Nguyễn Thị Hồi Bắc Giám đốc TM Cơng ty Forexco Điện Ngọc, Điện Bàn, Quảng Nam 0983757050 Nguyễn Liêm Giám đốc Cơng ty Lâm Việt Khánh Bình, Tân Un, Bình Dương 0913807311 Chu Thanh Hương Giám đốc Cơng ty Hòa Phát KCN Phố Nối A, Lạc Hồng, Hưng Yên 0904309454 Huỳnh Đại Thắng Giám đốc Công ty Nghĩa Sơn Nhơn Phú, Quận 9, TP.HCM 0903827175 Phạm Sĩ Hịe Giám đốc Cơng ty Thắng Lợi Phước Thành, Tuy Phước, Bình Định 0256 3577254 Đỗ Xuân Lập Giám đốc Công ty Tiến Đạt KV 7, Bùi Thị Xuân, Quy Nhơn, Bình Định 0913440 096 Diên Quang Hiệp Giám đốc Cơng ty Mifaco Bình Phước A, Bình Chuẩn, Thuận An, Bình Dương 0913755349 10 Vũ Lê Thùy Linh Phụ trách mua hàng ĐN Á Tập đoàn Kingfisher Plc (UK) 86 Nguyễn Văn Linh, Quận 7, TP.HCM 0989953211