(Luận văn) các nhân tố tác động đến kim ngạch xuất khẩu cà phê ở việt nam giai đoạn 2003 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH hi ep  w n lo ad LÊ HỒNG VÂN ju y th yi pl ua al n CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN KIM NGẠCH n va ll fu XUẤT KHẨU CÀ PHÊ Ở VIỆT NAM m oi GIAI ĐOẠN 2003-2013 at nh z z k jm ht vb om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ an Lu n va ey t re Tp Hồ Chí Minh, 10/2015 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH ng hi  ep w n lo ad LÊ HỒNG VÂN ju y th yi CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN KIM NGẠCH pl n ua al XUẤT KHẨU CÀ PHÊ Ở VIỆT NAM n va GIAI ĐOẠN 2003-2013 ll fu oi m at nh CHUYÊN NGÀNH: KINH TẾ PHÁT TRIỂN z z om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ k jm ht vb MÃ SỐ:60310105 GIẢNG VIÊN HƯỚNG DẪN: an Lu TS TRẦN TIẾN KHAI n va ey t re Tp Hồ Chí Minh, 10/2015 LỜI CAM ĐOAN t to Tôi xin cam đoan Luận văn “Các nhân tố ảnh hưởng đến kim ngạch xuất ng hi cà phê Việt Nam giai đoạn 2003-2013” cơng trình nghiên cứu độc lập riêng ep Các tài liệu tham khảo, số liệu thống kê Luận văn trung thực, có nguồn gốc rõ ràng Kết Luận văn chưa cơng bố cơng trình w n nghiên cứu khác lo ad Thành phố Hồ Chí Minh, tháng 10 năm 2015 ju y th yi pl n ua al n va LÊ HỒNG VÂN ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re MỤC LỤC t to TRANG PHỤ BÌA ng hi LỜI CAM ĐOAN ep MỤC LỤC w DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT n DANH MỤC BIỂU ĐỒ, HÌNH lo ad DANH MỤC BẢNG BIỂU ju y th TÓM TẮT yi CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU pl ua al 1.1Vấn đề nghiên cứu n 1.2 Mục tiêu nghiên cứu n va 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu ll fu 1.4 Dữ liệu phương pháp oi m 1.5 Cấu trúc luận văn at nh CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN z 2.1 Tổng quan lý thuyết z vb 2.1.1 Khái niệm xuất jm ht 2.1.2 Lý thuyết thương mại quốc tế - trường phái trọng thương k 2.1.3 Lý thuyết lợi tuyệt đối Adam Smith gm 2.1.4 Lý thuyết lợi thế so sánh của David Ricardo .8 l.c 2.1.5 Mơ hình Hecksher-Ohlin om 2.1.6 Mô hình hấp dẫn thương mại 10 an Lu 2.2 Các nghiên cứu liên quan 13 ey 3.3 Xác định mô tả biến số .26 t re 3.2 Xây dựng mơ hình nghiên cứu 25 n 3.1 Khung phân tích 25 va CHƯƠNG 3: MÔ TẢ DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP 25 3.3.1 Biến phụ thuộc 26 t to 3.3.2 Biến độc lập 26 ng 3.4 Xử lý số liệu Error! Bookmark not defined hi ep 3.4.1 Mơ hình hồi quy liệu bảng Error! Bookmark not defined 3.4.2 Phương pháp chọn mẫu Heckman 35 w n CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Error! Bookmark not defined lo ad 4.1 Thực trạng xuất cà phê Việt Nam giai đoạn 2003-2013 Error! Bookmark not defined y th ju 4.1.1 Quy mô tốc độ tăng trưởng Error! Bookmark not defined yi pl 4.1.2 Chủng loại cà phê Việt Nam 43 al ua 4.1.3 Cơ cấu thị trường xuất Error! Bookmark not defined n 4.2 Vai trò xuất cà phê đối vớisự phát triển kinh tế ởViệt Nam Error! Bookmark not defined n va fu ll 4.3 Khái quát yếu tố ảnh hưởng đến kim ngạch xuất cà phê Việt Nam Error! Bookmark not defined oi m at nh 4.3.1 Cơ cấu thị trường xuất Error! Bookmark not defined z 4.3.2 Các yếu tố hấp dẫn/cản trở 51 z ht vb 4.4 Thống kê mô tả 52 jm 4.5 Giải thích kết hồi quy 57 k CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 66 gm l.c 5.1 Kết luận .66 5.2 Hàm ý sách 67 om 5.3 Hạn chế nghiên cứu 68 n va PHỤ LỤC an Lu TÀI LIỆU THAM KHẢO ey t re DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT t to ng Viết tắt Viết đầy đủ hi ASEAN (Association of South East Asia Nations) ep Hiệp hội quốc gia Đông Nam Á Bộ Nông nghiệp Phát triển Nông thôn Việt Nam Giá cửa bên Nhập ( Giá bao gồm chi phí bảo hiểm, vận chuyển hàng hố tới cửa bên Nhập khẩu) Mơ hình hấp dẫn mở rộng Bộ NN&PTNN Việt Nam w n lo ad Giá CIF (Cost, Insurance, Freight) y th ju EGM (Extended Gravity Model) yi Liên minh châu Âu pl EU (European Union) al Mơ hình hiệu ứng cố định n ua FEM(Fixed Effect Model) va Tổng thu nhập nội địa GDP(Gross Domestic Product) n fu ll ICO (International Coffee Organization) m Tổ chức cà phê quốc tế NAFTA (North America Free Trade Agreement) Hiệp định mậu dịchTự Bắc Mỹ OECD Pool OLS REM(Random Effect Model) Tổ chức Hợp tác Phát triển kinh tế Mơ hình hồi quy gộp Mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên RTAs (regional trade agreements) Hiệp định thương mại tự cấp vùng TNHH Trách nhiệm hữu hạn Vicofa Hiệp hội Cà phê Cao cao Việt Nam WB (World Bank) Ngân hàng giới WTO(World Trade Organization) Tổ chức thương mại quốc tế oi Mơ hình HO Hiệp định thương mại tự (được thành lập vào năm 1991 nước Brasil, Argentina, Uruguay, Paraguay, Venezuela Bolivia, Chile, Colombia, Ecuador Peru) Mơ hình Hecksher - Ohlin at nh MERCOSUR (Mercado Común del Sur) z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re DANH MỤC BIỂU ĐỒ, HÌNH t to Hình 3.1 Khung phân tích nghiên cứu…………………………………… 25 ng hi Hình 4.1 Sản lượng cà phê qua năm ………………………………………….40 ep Hình 4.2 Kim ngạch sản lượng cà phê xuất Việt Nam giai đoạn w 2003-2013………………………………………………………… 42 n lo Hình 4.3 Các thị trường nhập cà phê Việt Nam……………………… 44 ad ju y th Hình 4.4 Sản lượng cà phê xuất trung bình Việt Nam giai đoạn yi 2003-2013………………………………………………………………………….52 pl ua al Hình 4.5 Giá sản lượng cà phê trung bình khu vực…………… 53 n Hình 4.6 Biểu đồ tương quan biến độc lập biến phụ thuộc………… 54 n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re DANH MỤC BẢNG BIỂU t to ng hi Bảng 2.1 Tóm tắt nghiên cứu thực nghiệm……………………………………19 ep Bảng 3.1 Tóm tắt biến nguồn liệu……………………………………… 29 w Bảng 4.1 Diện tích đất trồng cà phê qua năm…………………………………39 n lo ad Bảng 4.2 Sản lượng cà phê Việt Nam từ 2003-2013………………………………40 y th Bảng 4.3 Các mặt hàng nông sản xuất chia theo sản phẩm năm……… 41 ju yi Bảng 4.4GDP Việt Nam chia theo khu vưc kinh tế giai đoạn 2003-2013…….… 48 pl n ua al Bảng 4.6 Kết thống kê mô tả biến mơ hình phân tích….54 va Bảng 4.6 Kết hồi quy theo OLS, FEM REM…………………………… 57 n Bảng 4.7 Kết hồi quy theo mơ hình Heckman bước……………………….64 ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re TÓM TẮT t to Cà phê mặt hàng xuất chủ đạo Việt Nam, đóng vai ng hi trị quan trọng phát triển kinh tế - xã hội Theo số liệu Hiệp hội cà phê ca ep cao Việt Nam, xuất cà phê Việt Nam năm 2007 đạt gần tỷ USD/năm tới niên vụ 2012-2013 Việt Nam xuất 1,4 triệu cà phê trị giá w n tỷ USD Tuy nhiên, sản lượng cà phê xuất năm lên xuống thất lo ad thường Nghiên cứu nhằm mục đích nhân tố ảnh hưởng đến kim ngạch y th xuất cà phê Việt Nam giai đoạn từ năm 2003 đến năm 2013 Nghiên ju cứu tiến hành dựa việc thu thập liệu thứ cấp công bố yi pl phương tiện thong tin đại chúng sau tổng hợp, phân tích xử lý al ua Nghiên cứu áp dụng mơ hình hấp dẫn thương mại đưa Krugman n Maurice (2005) Kết nghiên cứu GDP nước nhập khẩu, dân số va n nước nhập khẩu, giá xuất khẩu, độ mở kinh tế việc gia nhập vào hiệp fu ll định thương mại tự có mối tương quan tích cực đến kim ngạch xuất cà m oi phê Việt Nam, ngược lại, khoảng cách địa lý khoảng cách kinh tế, việc gia at nh nhập vào WTO không mang lại ý nghĩa thống kê z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU t to ng 1.1 Vấn đề nghiên cứu hi Việt Nam nước có nên nơng nghiệp lâu đời, có tiềm lớn ep việc sản xuất hàng nông sản Cà phê mặt hàng xuất chủ lực w Việt Nam mặt hàng nông sản xuất đứng thứ kim ngạch sau gạo n lo Chính ngành cà phê có vai trị lớn kinh tế quốc dân ad y th Theo mơ hình lý thuyết thương mại quốc tế Heckscher-Ohlin (Mai ju Ngọc Cường, 2006) quốc gia có lợi so sánh việc sản xuất yi xuất sản phẩm thâm dụng yếu tố sản xuất mà dồi cách pl ua al tương đối Với lý thuyết lợi so sánh Ricardo (Mai Ngọc Cường, 2006), n mặt hàng nông lâm thủy sản Việt Nam sức cạnh tranh cao thị trường n va giới Trong thời kỳ hội nhập kinh tế quốc tế đẩy mạnh, nước ll fu có lợi so sánh của riêng cà phê đư ợc coi mạnh oi m Việt Nam Theo Hiệp hội Cà phê Ca cao Việt Nam xuất cà phê Việt nh Nam ngày tăng trưởng năm (từ năm 2009 đến năm 2012) với tốc độ at tăng trưởng bình quân khoảng 17,7%/năm Điều cho thấy thị trường z z nhập mặt hàng ngày ưa chuộng cà phê Việt Nam số lượng thị vb ht trường xuất mặt hàng cà phê ngày mở rộng Thực tế , trị giá k jm xuất khẩu cà phê của Việt Nam năm 2007 l,9 tỷ USD đến năm 2012 gm tăng lên thành 2,7 tỷ USD năm 2013 là 3,6 tỷ USD và xuất khẩu nông sản l.c nguồn thu ngoại tệ lớn đất nước Hoạt động sản xuất xuất cà phê không om đảm bảo nhu cầu nước, giải việc làm cho người lao động an Lu mà giúp nâng cao đời sống cho người nông dân, động lực thúc đẩy trình sản xuất nước Hoạt động giúp cho Việt Nam khai thác tối đa lợi ey không nhỏ vào tổng kim ngạch xuất nhập nước nói riêng tổng sản t re kinh tế Đặc biệt mặt hàng gạo, cà phê, cao su đóng góp phần n xuất cà phê coi mũi nhọn chủ lực Việt Nam phát triển va điều kiện khí hậu, tài nguyên, nguồn nhân lực.Với vai trò to lớn vậy, 66 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH t to ng hi 5.1 Kết luận ep Cà phê mặt hàng nông sản xuất quan trọng giúp Việt Nam tận dụng tối đa lợi tài nguyên thiên nhiên nguồn nhân lực w n Trong giai đoạn 2003-2013, thị trường xuất cà phê Việt Nam có nhiều biến lo ad động bất thường, đặc biệt năm 2008 trải qua khủng hoảng kinh tế tòan cầu ju y th làm giá lên xuống thất thường Chính vậy, sụt giảm giá cà phê yi ảnh hưởng đến thu nhập người dân, tỷ lệ nghèo đói, bất bình đẳng số pl kinh tế vĩ mô khác Việt Nam thực nhiều nỗ lực khác nhằm mang lại al ua ổn định lâu dài cho thị trường cà phê thơng qua số hình thức hợp tác, ban n hành nghị định nhằm làm cân thị trường cà phê, nâng cao lực va n cạnh tranh vị thị trường cà phê quốc tế để góp phần tăng kim ngạch xuất fu ll ổn định thu nhập cho người trồng cà phê Cụ thể, Quyết định Quy hoạch m oi phát triển phát triển cà phê Việt Nam đến năm 2020 tầm nhìn đến 2030 at nh Bộ Nông nghiệp PTNT ban hành với mục tiêu chủ yếu diện tích trồng cà z phê đến năm 2020 500.000 tầm nhìn đến năm 2030 479.000 để nhằm z vb đáp ứng đủ nguồn cung cà phê xuất Bên cạnh đó, định bao gồm k jm ht nội dung chi tiết phát triển cà phê vùng trọng điểm gm Trên quan điểm tìm hiểu tác nhân ảnh hưởng đến kim ngạch xuất l.c Việt Nam từ 2003-2013, nghiên cứu vận dụng mơ hình hấp dẫn om thương mại kết hợp với mơ hình Heckman bước để đo lường tác động an Lu biến dân số, GDP, khoảng cách kinh tế, độ mở kinh tế, diện tích đất trồng cà phê, giá cà phê xuất đến sản lượng cà phê xuất với 115 bạn hàng ey kim ngạch xuất cà phê Việt Nam giai đoạn 2003-2013 Điều hoàn t re biến dân số nước nhập độ mở kinh tế thực có ảnh hưởng đến n sản lượng cà phê xuất mức ý nghĩa 5% Trong đó, mức ý nghĩa 1%, va giới Kết ước lượng cho thấy, biến giá có mối tương quan nghịch chiều với 67 toàn phù hợp với lý thuyết dân số nước nhập tăng, nhu cầu tăng lên Độ t to mở kinh tế lớn, hội giao thương với nước khác nhiều, thúc đẩy ng xuất Biến giả FTA cho thấy tương quan tích cực có ý nghĩa hi ep mức 5% sản lượng xuất cà phê năm Việt Nam, tham gia vào hiệp định thương mại tự do, lộ trình cắt giảm thuế quan, cà phê thực w mặt hàng phát huy tối đa tiềm Tuy nhiên dân số Việt Nam n lo GDP Việt Nam khơng có ý nghĩa thống kê cà phê ngành hàng xuất ad y th Viêt Nam, yếu tố dân số GDP đại diện cho kinh ju tế Việt Nam có quan hệ ngoại giao với 115 nước nhập cà phê số yi pl có nhiều bạn hàng lớn có GDP cao gấp hàng chục lần Việt Nam Mỹ, Úc, ua al Đức, Anh… Chính điều này, khoảng cách kinh tế khơng thực có ý nghĩa giải n thích lượng cà phê xuất năm, phần nước va n không hội tụ đủ yếu tố khác để cung ứng cà phê cho nội địa bắt buộc ll fu phải nhập từ nước khác Và Việt Nam, nước cung ứng cà oi at nh 5.2 Hàm ý sách m phê nhiều giới z Khủng hoảng kinh tế vào năm 2008 giá cà phê thị trường giới lên z ht vb xuống thất thường làm ảnh hưởng đến diện tích đất trồng cà phê Việt Nam, dẫn jm tới ảnh hưởng đến lượng cung cà phê Việt Nam năm Mặc dù Việt Nam k nước có nguồn cung cà phê dồi dào, thực tế giá cà phê Việt Nam bị gm l.c ảnh hưởng thị trường giới Một giải pháp để điều tiết giá tăng cường tiêu thụ cà phê nước Tăng tiêu thụ cà phê giúp điều chỉnh lại om cân cung cầu thị trường, giúp tăng giá cà phê trả cho người sản xuất, tạo an Lu hội tăng giá trị gia tăng, tạo công ăn việc làm, tăng thuế phát triển kinh tế nói bảo vệ thực vật… Vấn đề dư lượng thuốc trừ sâu sản phẩm phải đặt lên ey nên nâng cao chất lượng sản phẩm cà phê, tiêu chuẩn độ ẩm, nồng độ thuốc t re lượng, để phát huy tối đa lợi ích tham gia vào tổ chức này, Việt Nam n phê xuất Việt Nam gặp thêm nhiều rào cản tiêu chuẩn chất va chung Ngoài ra, sau gia nhập vào WTO hiệp định thương mại tự do, cà 68 vị trí quan trọng việc chuẩn bị hàng xuất khẩu, đảm bảo lơ t to hàng có chứa dư lượng thuốc trừ sâu vượt mức cho phép Chỉ chất lượng ng nâng lên, doanh nghiệp Việt Nam có điều kiện để cạnh tranh với hi ep nước khác, không bị phụ thuộc nhiều vào giá giới, thêm quốc gia khác giao thương nhiều Việt Nam thành viên tổ w n chức cà phê giới (ICO) thành viên xuất tổ chức cà phê quốc tế lo phải thực cam kết cải tiến chất lượng thông qua chương trình chất lượng cà ad y th phê theo nghị 420 Hội đồng cà phê quốc tế thông qua kỳ ju họp tháng 5/2004 Diện tích đất trồng cà phê yếu tố quan yi pl trọng đến kim ngạch xuất năm, Việt Nam đề mục tiêu cụ thể ua al định Quy hoạch phát triển phát triển cà phê Việt Nam đến năm 2020 n tầm nhìn đến 2030 Bộ NN&PT NT Thị trường xuất cà phê va n yếu tố quan trọng để Việt Nam giao thương thường xuyên ll fu với khối lượng lớn Để lựa chọn đối tác tiềm với dân số oi m đông, nhu cầu cà phê tiêu dùng ngày lớn, chủng loại cà phê đại đa số dân nh cư ưa chuộng, Việt Nam cần xây dựng kế hoạch chương trình xúc tiến thương at mại hiệu quả, giới thiệu với giới sản phẩm cà phê đặc biệt đa dạng z z chủng loại, không cà phê nhân cà phê hòa tan jm ht vb 5.3 Hạn chế nghiên cứu k Đề tài áp dụng mơ hình hấp dẫn thương mại để xác định yếu tố tác gm động đến kim ngạch xuất cà phê Việt Nam qua năm Tuy nhiên biến l.c khoảng cách kinh tế khoảng cách địa lý không mang ý nghĩa thống kê cho đề tài om nghiên cứu Việt Nam nên khoảng cách cố định quốc gia qua an Lu năm Bên cạnh đó, khoảng cách địa lý đo lường thủ đô quốc gia, Nam thuế, tiêu chuẩn vệ sinh an toàn thực phẩm Nghiên cứu dừng lại ey chưa đo lường hết yếu tố khác cản trở đến thương mại cà phê Việt t re hấp dẫn thương mại Bên cạnh đó, hạn chế mặt số liệu, đề tài cịn n Vì thế, khoảng cách địa lý không thực phản ảnh theo lý thuyết mơ hình va vùng trọng điểm trồng cà phê Việt Nam nằm vực Tây Nguyên 69 việc xem xét mặt hàng cà phê, biến số GDP Việt Nam, dân số t to Việt Nam đại diện cho kinh tế, vậy, khoảng cách kinh tế ng quốc gia, dân số Việt Nam không mang ý nghĩa thống kê Để khắc phục vấn hi ep đề mở rộng mơ hình nhiều nước trồng cà phê để thấy rõ tác động biến đến lượng nhập khẩu, xuất w n lo Kết luận chương : Chương khái quát lại toàn trình nghiên cứu đề ad y th tài, bên cạnh rút kết luận đưa hàm ý sách từ thực tế nghiên cứu ju Hạn chế nghiên cứu nêu lý hạn chế mặt thời gian yi pl nguồn liệu nên đề tài chưa sâu vào nghiên cứu biến quan trọng khác n ua al Từ đề xuất nghiên cứu sâu lĩnh vực thương mại nông sản cho Việt Nam n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re t to ng hi TÀI LIỆU THAM KHẢO ep Tài liệu tham khảo Tiếng Việt w Bộ Nông nghiệp Phát triển Nông thôn Việt Nam, 2013 Diện tích đất trồng cà phê n lo ad phân theo vùng lãnh thổ ju y th Bộ Nông nghiệp Phát triển Nông thôn Việt Nam, 2012 Quyết định số 1987/QĐ- yi BNN-TT ngày 21/08/2012 việc Phê duyệt Quy hoạch phát triển ngành cà phê pl Việt Nam đến năm 2020 tầm nhìn đến năm 2030 al n ua Luật Thương mại Việt Nam (2005) Truy cập ngày 20/08/2015 từ va http://www.moj.gov.vn/vbpq/Lists/Vn%20bn%20php%20lut/View_Detail.aspx?ItemI n ll fu D=18140 m oi Tổng Cục Thống Kê (2003-2013) Xuất nhập hàng hóa Việt Nam nh at Trần Văn Hiếu, 2006 Giáo trình Lịch sử học thuyết kinh tế Cần Thơ : Nhà xuất z Đại học Cần Thơ z vb Tài liệu tham khảo Tiếng Anh jm ht Baltagi, B H (2008) Econometric Analysis of Panel Data (Fourth Edition) John k l.c gm Wiley & Sons, Chichester, United Kingdom Bac Xuan Nguyen (2010) “The Determinants of Vietnamese Export Flows: Static and om Dynamic Panel Gravity Approaches” International Journal of Economics and an Lu FinanceVol and empirical The Review of ey Economic and Statistics, vol.67, pp.474-481 evidence, t re microeconomic foundations n va Bergstrand, J.H (1985) The gravity equation in international trade: some th t to ng hi Blomqvist, H.C (2004) Explaining trade flows in Singapore ASEAN Economic ep Journal, vol.18, no.1, pp.25-46 w Céline Carrere (2003) “Revisiting the Effect of Regional Trading Agreements on n CERDI lo Trade Flows with Proper Specification of the Gravity Model ad Université d’Auvergne y th ju Chan-Hyun Sohn (2005) “Does Gravity Model Fit Korea’s Trade Patterns?”.Korea : yi Yokohama National University pl ua al Đào Ngọc Tiến (2009) “Determinants to Viet Nam’s export flows and government n implications under the global crisis” Nghiên cứu về chính sách thương mại n va Đại học Ngoại thương fu ll Đỗ Thái Trí (2006), A gravity model for trade between Vietnam and twenty-three m oi European countries Department of Economics and Society, Dalarna University, at nh Sweden z z Deardorff, A.V (1998), Determinant of bilateral trade: does gravity mode work vb in a neoclassical world? In Frankel J.A (eds.), The Regionalization of the ht k jm World Economy(pp.1-27) Chicago IL: University of Chicago gm Egger, P (2002) An econometric view on the estimation of gravity models and om l.c the calculation of trade potentials, World Economy, vol.25, iss.2, pp.297-312 Heckman, J J (1979) Sample selection bias as a specification error Econometrica: n va the Econometric Society, 153-161 an Lu Journal of th Agricultural Economics Association Annual Meeting Denver, Colorado ey Trade in the America : A Gravity Model Analysis Across Sectors” American t re H.Mikael Sandberg (2004) “The Impact of Historical and Regional Linkages on Free t to ng hi Jacob A Bikker (2009) "An extended gravity model with substitution applied to ep international trade" Tjalling C Koopmans Research Institute, Utrecht School of Economics, Utrecht University w n lo James E Anderson (1979) "A Theoretical Foundation for the Gravity Equation" ad American Economic Review., 69, 106-16 y th ju K Doanh Nguyen và Yoon Heo (2009) “ AFTA and Trade Diversion:An Empirical yi Study for Viet Nam and Singapore” International Area Review pl ua al Krugman, P.,R., Maurice, O (2005), International Economics: theory and policy, n 7.ed, Boston, Addison Wesley va n Martínez-Zarzoso, I & Nowak-Lehmann, D.F (2004) MERCOSUR-European fu ll Union Trade: How important is EU Trade Liberalisation for MERCOSUR's Center for European, oi In m Exports? Governance and Economic nh Development Research Discussion Papers (pp.30) Göttingen , Germany: at z University of Göttingen, Department of Economics z vb Markusen, J R., and R M Wigle (1990) “Explaining the Volume of North–South k jm ht Trade”.The Economic Journal, 100, 1206–1215 om l.c European Economics, vol.43, iss.1, pp.59-81 Eastern gm Montanari, M (2005), EU trade with Balkans, large room for growth?, Nguyễn Thanh Thủy Jean-Louis Arcand (2009) "Gravity Equation for Different Research Center DEPOCEN an Lu Product Groups: A study at product level" Hanoi: Development and Policy n va model approach University of Sydney th Rahman, M.M (2003) A panel data analysis of Bangladesh’s trade: the gravity ey Weltwirtschaftliches Archiv., 90, 93-99 t re Poyhonen, P (1963), A Tentative Model for the Volume of Trade between Countries", t to ng hi Ranajoy Tathagata (2006).” Does the Gravity Model Explain India’s Direction of ep Trade?” India : University of Calcutta, India w Rose A.K (2004) “Do We Really Know That the WTO Increases Trade?” American n lo Economic Review, 94, 1,98-114 ad y th ju Tiiu Paas (2000) “ A Gravity Approach for Modeling Trade Flows Between Estonia yi pl and The main trading partners” University of Taru, Estonia al n ua Tinbergen, Jan 1962 “An Analysis of World Trade Flows,” in Shaping the World n va Economy.New York, NY: Twentieth Century Fund ll fu Yaffee, R (2003) A Primer for Panel Data Analysis Social Sciences, Statistics and oi m Mapping, New York University, 10 at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al PHỤ LỤC n va ll fu Mơ hình hồi quy liệu bảng theo mơ hình OLS túy oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi reg lnQuantity lnPRICE PRICE_Distance OPENi_OPENvn lnPOPi lnGDPi lnEDistance wto fta ep Source SS df MS w Number of obs F( 8, 698) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE n lo Model Residual ad 271.771842 698 2.45436183 3887.3193 706 5.50611799 y th 2174.17474 1713.14456 ju Total = = = = = = 707 110.73 0.0000 0.5593 0.5542 1.5666 yi pl al Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] n ua lnQuantity va ll oi m at nh z z 0.002 0.072 0.000 0.000 0.000 0.446 0.796 0.051 0.000 -1.026456 -8.26e-07 0000283 2640115 3611879 -.1294473 -.3472337 -.0018566 -15.04683 -.224657 0000195 0000552 8301501 8856857 2940801 2663615 6185493 -11.309 k jm ht -3.06 1.80 6.09 3.79 4.67 0.76 -0.26 1.95 -13.84 vb 2041896 5.18e-06 6.85e-06 1441753 1335709 1078573 1562608 1579953 9518937 fu -.6255564 9.34e-06 0000417 5470808 6234368 0823164 -.0404361 3083464 -13.17791 n lnPRICE PRICE_Distance OPENi_OPENvn lnPOPi lnGDPi lnEDistance wto fta _cons om l.c gm an Lu n va ey t re th Hồi quy liệu bảng theo mơ hình hiệu ứng cố định (FEM) t to ng hi xtreg lnQuantity lnPRICE PRICE_Distance OPENi_OPENvn lnPOPi lnGDPi lnEDistance wto fta,fe ep Fixed-effects (within) regression Group vari able: Year Number of obs Number of groups 707 11 Obs per group: = avg = max = 59 64.3 70 w = = n lo ad R-sq: within = 0.5588 between = 0.5919 overall = 0.5589 ju y th yi pl F(8,688) Prob > F corr(u_i, Xb) = -0.0302 = = 108.93 0.0000 n ua al Coef lnPRICE PRICE_Distance OPENi_OPENvn lnPOPi lnGDPi lnEDistance wto fta _cons -.6218995 9.19e-06 0000415 5452128 6241151 0854344 -.1411856 3611654 -13.14171 sigma_u sigma_e rho 11263122 1.5751149 00508719 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] n va lnQuantity fu ll oi m at nh z z vb 0.137 0.082 0.000 0.000 0.000 0.443 0.551 0.034 0.000 -1.442057 -1.18e-06 0000278 2501139 3512844 -.1329314 -.6061222 0279773 -15.11858 1982576 0000196 0000551 8403118 8969458 3038003 323751 6943535 -11.16485 k jm -1.49 1.74 5.97 3.63 4.49 0.77 -0.60 2.13 -13.05 ht 417719 5.28e-06 6.94e-06 1502986 138957 1112172 2367996 169698 1.00685 0.25 an Lu F(10, 688) = om l.c gm F test that all u_i=0: (fraction of variance due to u_i) Prob > F = 0.9906 n va Kiểm định F có p-value = 0,9906 cho thấy mơ hình OLS túy phù hợp ey t re th t to ng hi Hồi quy liệu bảng theo mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) ep xtreg lnQuantity lnPRICE PRICE_Distance OPENi_OPENvn lnPOPi lnGDPi lnEDistance wto fta,re w Number of obs Number of groups n Random-effects GLS regression Group vari able: Year lo ad R-sq: ju y th within = 0.5587 between = 0.7208 overall = 0.5593 = = 707 11 Obs per group: = avg = max = 59 64.3 70 yi Wald chi2(8) Prob > chi2 pl = (assumed) = = 885.84 0.0000 n ua al corr(u_i, X) n ll fu oi m nh 0.002 0.071 0.000 0.000 0.000 0.445 0.796 0.051 0.000 -1.025761 -8.08e-07 0000283 2645023 3616427 -.1290801 -.3467017 -.0013187 -15.04359 -.2253522 0000195 0000552 8296593 885231 2937129 2658295 6180114 -11.31224 jm ht k 1.5751149 -3.06 1.80 6.09 3.79 4.67 0.76 -0.26 1.95 -13.84 [95% Conf Interval] vb sigma_u sigma_e rho 2041896 5.18e-06 6.85e-06 1441753 1335709 1078573 1562608 1579953 9518937 P>|z| z -.6255564 9.34e-06 0000417 5470808 6234368 0823164 -.0404361 3083464 -13.17791 z z lnPRICE PRICE_Distance OPENi_OPENvn lnPOPi lnGDPi lnEDistance wto fta _cons Std Err at Coef va lnQuantity (fraction of variance due to u_i) om l.c gm an Lu n va ey t re Kiểm định Breusch – Pagan th t to ng xttest0 hi ep Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects lnQuantity[Year,t] = Xb + u[Year] + e[Year,t] w n Estimated results: lo Var ad ju y th lnQuant~y e u yi Test: sd = sqrt(Var) 5.506118 2.480987 2.346512 1.575115 Var(u) = pl chibar2(01) = Prob > chibar2 = al 0.00 1.0000 n ua Kiểm định Hausman va Coefficients (b) (B) a b n (b-B) Difference ll fu sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .3644116 1.03e-06 1.11e-06 0424633 0383127 0271305 177923 0619266 nh 0036568 -1.51e-07 -2.70e-07 -.001868 0006782 003118 -.1007495 052819 at z z ht vb -.6255564 9.34e-06 0000417 5470808 6234368 0823164 -.0404361 3083464 oi -.6218995 9.19e-06 0000415 5452128 6241151 0854344 -.1411856 3611654 m lnPRICE PRICE_Dist~e OPENi_OPENvn lnPOPi lnGDPi lnEDistance wto fta k jm b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Ho: difference in coefficients not systematic om an Lu Kiểm định đa cộng tuyến l.c chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 1.06 Prob>chi2 = 0.9833 gm Test: n va ey t re th t to ng vif hi ep w n VIF 1/VIF lnGDPi lnPOPi lnEDistance lnPRICE wto PRICE_Dist~e OPENi_OPENvn fta 16.40 14.31 11.22 2.37 1.73 1.66 1.41 1.20 0.060963 0.069859 0.089098 0.421169 0.577438 0.603630 0.711083 0.832000 lo Variable ad ju y th yi pl Mean VIF 6.29 n ua al Kiểm định phương sai thay đổi n va xttest3 ll fu Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model at nh 16.82 0.1132 oi chi2 (11) = Prob>chi2 = m H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i z z k jm ht vb Mơ hình Heckman bước om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi Heckman selection model two-step estimates (regression model with sample selection) ep w n Number of obs Censored obs Uncensored obs = = = 1053 411 642 Wald chi2(8) Prob > chi2 = = 838.75 0.0000 lo ad Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] ju y th lnQuantity yi pl ua al n va -1.75 1.01 5.86 3.41 4.52 0.70 -0.15 2.62 -5.32 fu 3349674 7.25e-06 7.27e-06 1506134 1385104 1105627 1730927 1745676 2.588519 ll 0.080 0.313 0.000 0.001 0.000 0.487 0.878 0.009 0.000 -1.243542 -6.89e-06 0000284 2181722 3539331 -.1398327 -.3658139 1160401 -18.85306 0695061 0000215 0000569 8085657 8968838 2935651 3126969 8003324 -8.706257 0.548 0.405 0.496 0.926 -1.49e-07 -.1289308 -.0000221 -2.994838 7.92e-08 3194678 0000107 3.291652 oi m -.5870178 7.31e-06 0000426 5133689 6254084 0768662 -.0265585 4581863 -13.77966 n lnQuantity lnPRICE PRICE_Distance OPENi_OPENvn lnPOPi lnGDPi lnEDistance wto fta _cons nh select POPvn LANvn Dis _cons -3.50e-08 0952685 -5.69e-06 1484073 5.83e-08 1143895 8.35e-06 1.603726 at lambda 1.834443 3.698378 0.50 rho sigma 0.88960 2.0621016 z -0.60 0.83 -0.68 0.09 z 0.620 k jm ht vb mills -5.414244 9.08313 om l.c gm an Lu n va ey t re th