Đa dạng hóa xuất khẩu, truyền dẫn giá và tăng trưởng xuất khẩu tôm của việt nam

1 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC NƠNG LÂM THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH     TRƯƠNG NGỌC HẢO ĐA DẠNG HÓA XUẤT KHẨU, TRUYỀN DẪN GIÁ VÀ TĂNG TRƯỞNG XUẤT KHẨU TÔM CỦA VIỆT NAM Chuyên ngành: Kinh tế nông nghiệp Mã số: 9.62.01.15 LUẬN ÁN TIẾN SĨ NƠNG NGHIỆP TP.HỒ CHÍ MINH – NĂM 2023 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC NƠNG LÂM THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH      TRƯƠNG NGỌC HẢO ĐA DẠNG HÓA XUẤT KHẨU, TRUYỀN DẪN GIÁ VÀ TĂNG TRƯỞNG XUẤT KHẨU TƠM CỦA VIỆT NAM Chun ngành: Kinh tế nơng nghiệp Mã số: 9.62.01.15 LUẬN ÁN TIẾN SĨ NÔNG NGHIỆP Người hướng dẫn khoa học: TS Lê Công Trứ TS Phạm Thị Ánh Ngọc TP.HỒ CHÍ MINH – NĂM 2023 i LỜI CAM ĐOAN    Tôi tên Trương Ngọc Hảo xin cam đoan cơng trình nghiên cứu Các số liệu thu thập kết nghiên cứu, phân tích luận án trung thực, chưa công bố cơng trình nghiên cứu khoa học Nghiên cứu sinh Trương Ngọc Hảo ii LỜI CẢM TẠ Luận án hồn thành theo chương trình đào tạo Tiến sỹ chuyên ngành Kinh tế nông nghiệp Trường Đại học Nơng Lâm Thành phố Hồ Chí Minh Trong q trình học tập, nghiên cứu hoàn thành luận án, tác giả nhận hướng dẫn, giúp đỡ hỗ trợ tận tình Ban Giám hiệu, quý Thầy – Cơ Khoa Kinh tế, Phịng Đào tạo Sau Đại học trường Đại học Nông Lâm TP.HCM Tác giả xin bày tỏ lòng biết ơn sâu sắc trước quan tâm giúp đỡ quý báu Đặc biệt, tác giả xin tỏ lòng biết ơn sâu sắc đến TS Lê Công Trứ Thầy hướng dẫn, dạy định hướng cho tơi hồn thành luận án Chính Thầy giúp vượt qua bước ngoặt, giai đoạn khó khăn suốt q trình thực đề tài hoàn thành luận án Tác giả xin trân trọng cảm ơn TS Phạm Thị Ánh Ngọc, TS Đặng Lê Hoa, TS Thái Anh Hòa, TS Lê Quang Thông, PGS.TS Đặng Thanh Hà, TS Trần Độc Lập, TS Nguyễn Bạch Đằng, quý Thầy Cô khoa Kinh Tế trường Đại học Nơng Lâm TP.HCM có nhiều ý kiến đóng góp hữu ích, cung cấp kiến thức quý giá giúp tác giả hoàn thiện luận án Tác giả xin chân thành cảm ơn Anh Chị cán Chi cục Thủy sản Bến Tre, Cà Mau, Kiên Giang, Sóc Trăng; nhân viên thu mua tơm Công ty Cổ phần Thủy Sản Minh Phú, Sao Ta; thương lái hộ nuôi tôm nhiều vùng nuôi tôm Đồng sông Cửu Long mà tác giả có hội tiếp xúc, trao đổi Các Anh Chị nhiệt tình giúp đỡ, tạo điều kiện thuận lợi cho tơi q trình thu thập số liệu, tài liệu phục vụ cho đề tài, cung cấp thông tin, kiến thức thực tế quý báu giúp tơi giải thích kết nghiên cứu luận án Trong trình học tập làm đề tài, tác giả nhận giúp đỡ động viên chân tình người thân gia đình, đồng nghiệp, anh chị bạn bè Tác giả xin chân thành cảm ơn ghi nhớ quan tâm giúp đỡ Cuối cùng, tác giả muốn nói lời cảm ơn đến cha mẹ, vợ trai Những người ln đồng hành, chia sẻ hỗ trợ cho tác giả suốt trình học tập, hồn thành luận án iii TĨM TẮT Luận án thực nhằm đánh giá vai trị đa dạng hóa xuất tăng trưởng xuất tơm Việt Nam, phân tích truyền dẫn giá từ giai đoạn xuất đến trang trại mặt hàng tôm sú tôm thẻ chân trắng Việt Nam Dựa sở lý thuyết nghiên cứu liên quan đa dạng hóa xuất khẩu, đồng thời thơng qua mơ hình cầu xuất Goldstein Khan (1978), áp dụng mơ hình phân phối trễ tự hồi quy (ARDL) kết hợp phương pháp kiểm định đường biên (Bound test) Pesaran ctv (2001) với liệu thứ cấp hàng quý; luận án phân tích tác động đa dạng hóa thị trường xuất tơm đa dạng hóa sản phẩm tơm xuất đến kim ngạch xuất tôm thực tế Việt Nam giai đoạn 2005-2020 Kết nghiên cứu cho biết đa dạng hóa thị trường xuất có tác động tích cực ngắn hạn dài hạn, đa dạng hóa sản phẩm xuất có tác động tác động tích cực ngắn hạn đến tăng trưởng xuất tơm Việt Nam Bên cạnh đó, với liệu chuỗi thời gian từ tháng 1/2015 đến tháng 10/2020; thông qua phương pháp kiểm định đồng liên kết Johansen (Johansen Juselius, 1990), kiểm định nhân Granger Toda Yamamoto (Toda Yamamoto, 1995); áp dụng quy trình ước lượng hai giai đoạn Engel Granger (1987), phương pháp phân tích tác động bất đối xứng Houck (1977) Ward (1982); luận án điều tra dẫn dắt giá, mức độ tốc độ truyền dẫn giá, tính bất đối xứng việc truyền dẫn giá từ giá tôm xuất đến giá tôm ao mặt hàng tôm sú tôm thẻ chân trắng Việt Nam Kết nghiên cứu cho biết dài hạn, truyền dẫn giá từ giá tôm xuất đến giá tôm ao hai mặt hàng tôm sú tơm thẻ chân trắng khơng hồn tồn; nhiên, mức độ truyền dẫn giá tôm thẻ chân trắng lớn đáng kể so với tôm sú Trong ngắn hạn, không đủ ý nghĩa thống kê biết có truyền dẫn giá từ giá tơm xuất đến giá tôm ao mặt hàng tôm sú; tồn truyền dẫn giá từ giá tôm xuất đến giá tôm ao mặt hàng tôm thẻ, tốc độ truyền dẫn giá tương đối chậm Đồng thời, iv truyền dẫn giá từ giá tôm xuất đến giá tôm ao hai mặt hàng tôm sú tôm thẻ chân trắng đối xứng ngắn hạn dài hạn Từ kết nghiên cứu, luận án đưa số hàm ý sách quan trọng nhằm giúp thúc đẩy tăng trưởng xuất tôm Việt Nam năm tới Cụ thể, ngành tôm Việt Nam nên tiếp tục đẩy mạnh đa dạng hóa xuất khẩu, đặc biệt trọng đa dạng thị trường để hỗ trợ tăng trưởng xuất Bên cạnh đó, truyền dẫn giá đối xứng từ giá tơm xuất đến giá tơm ao tín hiệu tích cực để người ni tơm đầu tư phương thức sản xuất bền vững, đáp ứng tiêu chuẩn sản phẩm ngày nghiêm ngặt từ thị trường xuất Từ khóa: Mơ hình phân phối trễ tự hồi quy, mơ hình hiệu chỉnh sai số, đa dạng hóa xuất khẩu, tăng trưởng xuất khẩu, truyền dẫn giá, truyền dẫn giá bất đối xứng, tôm sú, tôm thẻ chân trắng v ABSTRACT The goal of the thesis is to explore the role of export diversification on Vietnam's shrimp export growth and analyses the price transmission from export prices to farm-gate prices of the black-tiger shrimp and white-leg shrimp production in Vietnam We analysed the impact of export market diversification and export product diversification on Vietnam's shrimp export growth in the period 2005-2020 by expanding the model of export demand function (Goldstein and Khan,1978) and applying ARDL model with Bound test method (Pesaran et al., 2001) The empirical results show that export market diversification has a positive effect in the short term as well as in the long term, while export product diversification has only a positive impact in the short term on shrimp export growth Moreover, The Johansen cointegration test, the Toda-Yamamoto Granger causality test, the Engle-Granger’s two-stage estimation, and the asymmetric error correction model using the Houck and Ward approach were applied for the monthly price series of black-tiger shrimp and white-leg shrimp are collected from January 2015 to October 2020 This thesis analyses the price transmission from export prices to farm-gate prices of the black-tiger shrimp and white-leg shrimp production in Vietnam The results showed a long-term relationship between the farm-gate prices and export prices for both black-tiger shrimp and white-leg shrimp The export prices were the price leader In the long run, the price transmission from export prices to farm-gate prices in both black-tiger shrimp and white-leg shrimp was incomplete; however, the white-leg shrimp’s price transmission was noticeably better than blacktiger shrimp’s In the short run, there was no statistically significant effect of export prices on farm-gate prices of black-tiger shrimp; while the price transmission of white-leg shrimp was significant but relatively slow rate The price transmission for black-tiger shrimp and white-leg shrimp was symmetric in the short run and the long run Therefore, Vietnam's shrimp industry should continue promoting export diversification, especially focusing on market diversification to support export vi growth Symmetric price transmission in both the short run and the long run is a positive signal for farmers to invest in sustainable production approaches and to meet stringent standard requirements of the export market Keywords: Autoregressive Distributed Lag, Error correction model, export diversification; export growth, price transmission, asymmetric price transmission, black-tiger shrimp, white-leg shrimp vii MỤC LỤC Trang LỜI CAM ĐOAN i LỜI CẢM TẠ ii TÓM TẮT iii MỤC LỤC vii DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT xii DANH MỤC BẢNG xiii DANH MỤC HÌNH VẼ xiv MỞ ĐẦU 1 Sự cần thiết nghiên cứu 1.1 Sự cần thiết mặt lý luận 1.2 Sự cần thiết mặt thực tiễn… Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu 2.1 Mục tiêu nghiên cứu… 2.2 Câu hỏi nghiên cứu… 10 Đối tượng phạm nghiên cứu 10 3.1 Đối tượng nghiên cứu… 10 3.2 Phạm vi nghiên cứu… 10 Ý nghĩa nghiên cứu 11 4.1 Ý nghĩa khoa học 11 4.2 Ý nghĩa thực tiễn 11 4.3 Ý nghĩa sách 12 Cấu trúc luận án 12 CHƯƠNG 1: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ THỰC TIỄN 13 1.1 Lý thuyết xuất 13 1.1.1 Một số lý thuyết tảng thương mại quốc tế 13 1.1.2 Tầm quan trọng xuất 15 viii 1.1.3 Những thách thức mở rộng xuất khẩu… 17 1.2 Lý thuyết đa dạng hóa xuất 20 1.2.1 Khái niệm, đặc điểm đa dạng hóa xuất 20 1.2.2 Đa dạng hóa xuất tăng trưởng xuất 22 1.2.2.1 Phân rã tăng trưởng xuất 22 1.2.2.2 Vai trị đa dạng hóa xuất tăng trưởng xuất khẩu… 24 1.3 Lý thuyết truyền dẫn giá 26 1.3.1 Khái niệm, đặc điểm truyền dẫn giá 26 1.3.2 Phân loại truyền dẫn giá… 28 1.4 Truyền dẫn giá dọc theo chuỗi cung ứng xuất tăng trưởng xuất mặt hàng nông nghiệp 31 1.5 Tổng quan nghiên cứu liên quan 35 1.5.1 Nghiên cứu đa dạng hóa xuất 35 1.5.1 Nghiên cứu truyền dẫn giá ngành thủy sản… 39 1.5.3 Khoảng trống nghiên cứu 41 CHƯƠNG 2: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 44 2.1 Khung phân tích luận án 44 2.2 Phương pháp phân tích tác động đa dạng hóa xuất đến tăng trưởng xuất tôm 45 2.2.1 Mơ hình nghiên cứu 45 2.2.2 Thu thập liệu 49 2.2.3 Phân tích liệu 51 2.2.3.1 Kiểm định nghiệm đơn vị đồng liên kết 51 2.2.3.2 Mối quan hệ dài hạn ngắn hạn 52 2.3 Phương pháp phân tích truyền dẫn giá từ giá tơm xuất đến giá tơm ao 52 2.3.1 Mơ hình nghiên cứu 52 2.3.2 Thu thập liệu 53 2.3.3 Phân tích liệu 55 2.3.3.1 Kiểm định nghiệm đơn vị, đồng liên kết quan hệ nhân 55 2.3.3.2 Truyền dẫn giá dài hạn ngắn hạn 56 179 Phụ lục 17 Kết hồi quy hệ số dài hạn mơ hình ARDL(4, 0, 4, 4, 1, 4) ardl lnX lnYW lnRP EMD EPD lnREER, ec1 lags(4 4 4) ARDL(4,0,4,4,1,4) regression Sample: 2006q1 - 2020q3 Log likelihood = Number of obs R-squared Adj R-squared Root MSE 112.27725 Std Err t P>|t| = = = = 59 0.7739 0.6358 0.0462 D.lnX Coef [95% Conf Interval] lnX L1 -1.23711 1701627 -7.27 0.000 -1.582216 -.892004 lnYW L1 1.847813 2390013 7.73 0.000 1.363096 2.33253 lnRP L1 -1.051141 1794204 -5.86 0.000 -1.415022 -.6872595 EMD L1 1.419717 5356896 2.65 0.012 3332877 2.506145 EPD L1 -.4032332 3069108 -1.31 0.197 -1.025677 2192106 lnREER L1 .9362159 2103415 4.45 0.000 5096235 1.362808 lnX LD L2D L3D .310676 2353884 251199 1298833 1277531 093115 2.39 1.84 2.70 0.022 0.074 0.011 0472604 -.0237068 062353 5740916 4944836 4400449 lnYW D1 2.285948 3858889 5.92 0.000 1.503329 3.068567 lnRP D1 LD L2D L3D -.0210462 1.002862 8295709 4715454 1557229 247094 189856 1856018 -0.14 4.06 4.37 2.54 0.893 0.000 0.000 0.016 -.3368669 5017316 4445252 0951274 2947746 1.503991 1.214617 8479634 EMD D1 LD L2D L3D 1.163066 150162 491531 85062 35887 5873337 4869815 3987943 3.24 0.26 1.01 2.13 0.003 0.800 0.320 0.040 4352436 -1.041006 -.4961132 0418276 1.890888 1.34133 1.479175 1.659412 EPD D1 1.200543 4463749 2.69 0.011 2952528 2.105833 lnREER D1 LD L2D L3D 1.171314 -.7248094 -.3916063 -.5958688 4250554 393789 3932857 4193459 2.76 -1.84 -1.00 -1.42 0.009 0.074 0.326 0.164 3092615 -1.52345 -1.189227 -1.446342 2.033366 0738317 4060141 2546041 _cons 5.518243 2.003773 2.75 0.009 1.454403 9.582084 ADJ LR SR 180 Phụ lục 18 Kết kiểm định chẩn đốn cho mơ hình ARDL(4, 0, 4, 4, 1, 4) ước lượng hệ số dài hạn sktest ECT Skewness/Kurtosis tests for Normality Variable Obs Pr(Skewness) ECT 59 0.6525 Pr(Kurtosis) adj chi2(2) 0.1634 joint Prob>chi2 2.24 0.3257 estat bgodfrey Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) chi2 df Prob > chi2 1.154 0.2827 H0: no serial correlation hettest, iid Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of D.lnX chi2(1) Prob > chi2 = = 0.23 0.6279 estat ovtest Ramsey RESET test using powers of the fitted values of D.lnX Ho: model has no omitted variables F(3, 33) = 0.22 Prob > F = 0.8812 181 Phụ lục 19 Kết ước lượng hệ số ngắn hạn mơ hình ECM dựa ARDL(4, 0, 4, 4, 1, 4) reg DlnX l(1/3).DlnX DlnGDP_F l(0/3).DlnRP l(0/3).DEMD DEPD l(0/3).DlnREER l.ECT Source SS df MS Model Residual 193188046 146400156 18 39 010732669 00375385 Total 339588202 57 005957688 Std Err t Number of obs F(18, 39) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| = = = = = = 58 2.86 0.0030 0.5689 0.3699 06127 DlnX Coef [95% Conf Interval] DlnX L1 L2 L3 -.010441 -.1893516 1228344 1426969 1251421 1288934 -0.07 -1.51 0.95 0.942 0.138 0.346 -.2990727 -.4424754 -.1378771 2781906 0637722 3835459 DlnGDP_F 1.622666 5812902 2.79 0.008 4468952 2.798436 DlnRP L1 L2 L3 -.3348994 -.5455061 -.1986131 -.3921021 1853391 1808201 1898719 1790363 -1.81 -3.02 -1.05 -2.19 0.078 0.004 0.302 0.035 -.709783 -.9112494 -.5826652 -.7542371 0399843 -.1797629 185439 -.029967 DEMD L1 L2 L3 1.151944 9733793 1.177109 1.136796 407611 4721461 4965852 4471452 2.83 2.06 2.37 2.54 0.007 0.046 0.023 0.015 3274726 0183737 1726708 2323591 1.976415 1.928385 2.181548 2.041232 DEPD 1.025668 4984524 2.06 0.046 0174532 2.033883 DlnREER L1 L2 L3 1.44312 -.5426533 0769145 0169718 5020396 5314322 4796931 4887604 2.87 -1.02 0.16 0.03 0.007 0.313 0.873 0.972 4276486 -1.617576 -.8933565 -.9716395 2.458591 5322699 1.047185 1.005583 ECT L1 -.9866635 2778541 -3.55 0.001 -1.548676 -.4246506 _cons -.0013369 0094095 -0.14 0.888 -.0203694 0176956 182 Phụ lục 20 Kết kiểm định chẩn đốn cho mơ hình ECM ước lượng hệ số ngắn hạn sktest uh Skewness/Kurtosis tests for Normality Variable uh joint Obs Pr(Skewness) Pr(Kurtosis) adj chi2(2) Prob>chi2 58 0.2239 0.6734 1.73 0.4215 estat bgodfrey Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) chi2 df Prob > chi2 1.505 0.2199 H0: no serial correlation estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of DlnX chi2(1) Prob > chi2 = = 0.06 0.8026 estat ovtest Ramsey RESET test using powers of the fitted values of DlnX Ho: model has no omitted variables F(3, 36) = 0.68 Prob > F = 0.5730 183 Phụ lục 21 Kết kiểm định nghiệm đơn vị biến lnPf lnPe phương pháp ADF  Tôm sú dfuller lnPf_su, lag(4) Augmented Dickey-Fuller test for unit root Test Statistic Z(t) -1.699 Number of obs = 65 Interpolated Dickey-Ful ler 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value -3.559 -2.918 -2.594 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.4317 dfuller lnPf_su, lag(4) trend Augmented Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Test Statistic 1% Critical Value -2.240 -4.117 Number of obs = 65 Interpolated Dickey-F uller 5% Critical 10% Critical Value Value -3.485 -3.171 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.4673 dfuller lnPe_su, lag(1) Augmented Dickey-Fuller test for unit root Test Statistic Z(t) -2.403 Number of obs = 68 Interpolated Dickey-Ful ler 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value -3.555 -2.916 -2.593 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.1409 dfuller lnPe_su, lag(1) trend Augmented Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Test Statistic 1% Critical Value -2.368 -4.110 Number of obs = 68 Interpolated Dickey-F uller 5% Critical 10% Critical Value Value MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.3965 -3.482 -3.169 184 dfuller DlnPf_su, lag(0) Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Number of obs = 68 Interpolated Dickey-F uller 5% Critical 10% Critical Value Value Test Statistic 1% Critical Value -6.899 -3.555 -2.916 -2.593 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 dfuller DlnPf_su, lag(0) trend Dickey-Fuller test for unit root Test Statistic Z(t) Number of obs = 68 Interpolated Dickey-F uller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value -6.848 -4.110 -3.482 -3.169 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 dfuller DlnPe_su, lag(0) Dickey-Fuller test for unit root Test Statistic Z(t) Number of obs = 68 Interpolated Dickey-F uller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value -10.733 -3.555 -2.916 -2.593 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 dfuller DlnPe_su, lag(0) trend Dickey-Fuller test for unit root Test Statistic Z(t) -10.646 Number of obs = 68 Interpolated Dickey-F uller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value -4.110 -3.482 -3.169 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000  Tôm thẻ chân trắng dfuller lnPf_the, lag(2) Augmented Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Number of obs = 67 Interpolated Dickey-F uller 5% Critical 10% Critical Value Value Test Statistic 1% Critical Value -2.392 -3.556 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.1439 -2.916 -2.593 185 dfuller lnPf_the, lag(2) trend Augmented Dickey-Fuller test for unit root Test Statistic Z(t) Number of obs = 67 Interpolated Dickey-Fuller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value -2.313 -4.113 -3.483 -3.170 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.4269 dfuller lnPe_the, lag(1) Augmented Dickey-Fuller test for unit root Test Statistic Z(t) Number of obs = 68 Interpolated Dickey-Ful ler 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value -2.287 -3.555 -2.916 -2.593 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.1763 dfuller lnPe_the, lag(1) trend Augmented Dickey-Fuller test for unit root Test Statistic Z(t) Number of obs = 68 Interpolated Dickey-Fuller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value -2.898 -4.110 -3.482 -3.169 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.1629 dfuller DlnPf_the, lag(1) Augmented Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Number of obs = 67 Interpolated Dickey-Ful ler 5% Critical 10% Critical Value Value Test Statistic 1% Critical Value -4.876 -3.556 -2.916 -2.593 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 dfuller DlnPf_the, lag(1) trend Augmented Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Number of obs = 67 Interpolated Dickey-Ful ler 5% Critical 10% Critical Value Value Test Statistic 1% Critical Value -5.017 -4.113 -3.483 -3.170 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0002 dfuller DlnPe_the, lag(0) Dickey-Fuller test for unit root Test Statistic Z(t) -8.163 Number of obs = 68 Interpolated Dickey-Fuller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value -3.555 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 -2.916 -2.593 186 dfuller DlnPe_the, lag(0) trend Dickey-Fuller test for unit root Test Statistic Z(t) -8.101 Number of obs = 68 Interpolated Dickey-Fuller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value -4.110 -3.482 -3.169 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 Phụ lục 22 Kết kiểm định đồng liên kết lnPf lnPe phương pháp Johansen  Tôm sú vecrank lnPf_su lnPe_su, max lag(1) ic Johansen tests for cointegration Trend: constant Number of obs = Sample: 2015m2 - 2020m10 Lags = maximum rank parms LL 229.0768 236.64045 241.08212 eigenvalue 0.19687 0.12080 maximum rank parms LL 229.0768 236.64045 241.08212 eigenvalue 0.19687 0.12080 maximum rank parms LL 229.0768 236.64045 241.08212 eigenvalue 0.19687 0.12080 trace statistic 24.0106 8.8833 5% critical value 15.41 3.76 max statistic 15.1273 8.8833 5% critical value 14.07 3.76 69 SBIC HQIC AIC -6.517179 -6.556245 -6.581936 -6.552324* -6.649988* -6.714216 -6.619704 -6.736901 -6.813974  Tôm thẻ chân trắng vecrank lnPf_the lnPe_the, max lag(1) ic Johansen tests for cointegration Trend: constant Number of obs = Sample: 2015m2 - 2020m10 Lags = maximum rank parms LL 238.75042 245.79666 246.73575 eigenvalue 0.18473 0.02685 maximum rank parms LL 238.75042 245.79666 246.73575 eigenvalue 0.18473 0.02685 maximum rank parms LL 238.75042 245.79666 246.73575 eigenvalue 0.18473 0.02685 5% trace critical statistic value 15.9707 15.41 1.8782* 3.76 max statistic 14.0925 1.8782 5% critical value 14.07 3.76 SBIC HQIC AIC -6.797574 -6.83664 -6.862331 -6.817722* -6.915385* -6.979613 -6.783578 -6.900774 -6.977848 69 187 Phụ lục 23 Kết hồi quy truyền dẫn giá dài hạn  Tôm sú reg lnPf_su lnPe_su Source SS df MS Model Residual 047780163 309567049 68 047780163 004552457 Total 357347212 69 005178945 lnPf_su Coef lnPe_su _cons 3690072 7.580137 Number of obs F(1, 68) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 70 10.50 0.0019 0.1337 0.1210 06747 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 1139027 1.430947 3.24 5.30 0.002 0.000 1417179 4.724727 5962964 10.43555  Tôm thẻ chân trắng reg lnPf_the lnPe_the Source SS df MS Model Residual 277722581 481465213 68 277722581 007080371 Total 759187794 69 011002722 lnPf_the Coef lnPe_the _cons 755098 2.520446 Number of obs F(1, 68) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE Std Err t P>|t| 1205662 1.466906 6.26 1.72 0.000 0.090 = = = = = = 70 39.22 0.0000 0.3658 0.3565 08414 [95% Conf Interval] 5145118 -.4067199 9956842 5.447612 188 Phụ lục 24 Kết hồi quy mô hình ECM truyền dẫn giá ngắn hạn  Tơm sú reg DlnPf_su l.DlnPf_su l(0/1).DlnPe_su l.ECT Source SS df MS Model Residual 027072991 090273972 63 006768248 00143292 Total 117346963 67 001751447 DlnPf_su Coef DlnPf_su L1 Number of obs F(4, 63) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 68 4.72 0.0021 0.2307 0.1819 03785 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 2720604 116319 2.34 0.023 0396153 5045055 DlnPe_su L1 .1229207 0932485 0983687 0959865 1.25 0.97 0.216 0.335 -.0736534 -.0985652 3194949 2850621 ECT L1 -.2489087 0739029 -3.37 0.001 -.3965918 -.1012256 _cons -.001038 004612 -0.23 0.823 -.0102543 0081783  Tôm thẻ chân trắng reg DlnPf_the l.DlnPf_the l(0/1).DlnPe_the l.ECT Source SS df MS Model Residual 046011014 075810549 63 011502754 001203342 Total 121821563 67 001818232 DlnPf_the Coef DlnPf_the L1 Number of obs F(4, 63) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 68 9.56 0.0000 0.3777 0.3382 03469 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 2100821 1043916 2.01 0.048 0014722 418692 DlnPe_the L1 .2927098 2710924 0943577 0992807 3.10 2.73 0.003 0.008 104151 0726957 4812686 4694891 ECT L1 -.1793569 0533731 -3.36 0.001 -.2860144 -.0726994 _cons 0027917 0042428 0.66 0.513 -.0056869 0112703 189 Phụ lục 25 Kết kiểm định chẩn đốn cho mơ hình ECM truyền dẫn giá ngắn hạn  Tôm sú wntestq uh Portmanteau test for white noise Portmanteau (Q) statistic = Prob > chi2(32) = 16.3602 0.9900 estat bgodfrey Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) chi2 df Prob > chi2 0.338 0.5608 H0: no serial correlation hettest, iid Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of DlnPf_su chi2(1) Prob > chi2 = = 0.42 0.5175 estat ovtest Ramsey RESET test using powers of the fitted values of DlnPf_su Ho: model has no omitted variables F(3, 60) = 1.87 Prob > F = 0.1449  Tôm thẻ chân trắng wntestq uh Portmanteau test for white noise Portmanteau (Q) statistic = Prob > chi2(32) = 18.3633 0.9742 estat bgodfrey Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) chi2 df Prob > chi2 2.843 0.0918 H0: no serial correlation 190 hettest, iid Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of DlnPf_the chi2(1) Prob > chi2 = = 2.33 0.1266 estat ovtest Ramsey RESET test using powers of the fitted values of DlnPf_the Ho: model has no omitted variables F(3, 60) = 0.22 Prob > F = 0.8795 Phụ lục 26 Kết hồi quy mơ hình ECM truyền dẫn giá bất đối xứng Chú thích: DlnPe_plus ∆lnPe+; DlnPe_sub ∆lnPe−; ECT_plus ECT+; t t ECT_sub ECTt−  Tôm sú reg DlnPf_su l.DlnPf_su l(0/1).DlnPe_su_plus l(0/1).DlnPe_su_sub l.ECT_plus l.ECT_sub Source SS df MS Model Residual 029735279 087611684 60 004247897 001460195 Total 117346963 67 001751447 DlnPf_su Coef DlnPf_su L1 Number of obs F(7, 60) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 68 2.91 0.0109 0.2534 0.1663 03821 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 2656824 118689 2.24 0.029 0282691 5030957 DlnPe_su_plus L1 .3981108 0217649 2317777 2352175 1.72 0.09 0.091 0.927 -.0655136 -.4487402 8617352 4922699 DlnPe_su_sub L1 -.1126912 1251135 2058385 1934933 -0.55 0.65 0.586 0.520 -.5244295 -.2619308 2990471 5121579 ECT_plus L1 -.2395706 1744016 -1.37 0.175 -.5884258 1092847 ECT_sub L1 -.2617101 1078671 -2.43 0.018 -.4774764 -.0459437 _cons -.0101606 0132152 -0.77 0.445 -.036595 0162738 t 191  Tôm thẻ chân trắng reg DlnPf_the l.DlnPf_the l(0/1).DlnPe_the_plus l(0/1).DlnPe_the_sub l.ECT_plus l.ECT_sub Source SS df MS Model Residual 047677177 074144386 60 006811025 00123574 Total 121821563 67 001818232 Std Err t Number of obs F(7, 60) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| = = = = = = 68 5.51 0.0001 0.3914 0.3204 03515 DlnPf_the Coef [95% Conf Interval] DlnPf_the L1 .2072882 1061835 1.95 0.056 -.0051104 4196868 DlnPe_the_plus L1 .08378 2788424 2119938 2196478 0.40 1.27 0.694 0.209 -.3402707 -.1605187 5078308 7182035 DlnPe_the_sub L1 .4605156 2925303 1825029 1914348 2.52 1.53 0.014 0.132 0954555 -.0903963 8255757 6754569 ECT_plus L1 -.148507 1305481 -1.14 0.260 -.4096421 112628 ECT_sub L1 -.2033986 0904186 -2.25 0.028 -.3842628 -.0225344 _cons 0082399 0118544 0.70 0.490 -.0154725 0319523 Phụ lục 27 Kết kiểm định tính bất đối xứng truyền dẫn giá Chú thích: DlnPe_plus ∆lnPe+; DlnPe_sub ∆lnPe−; ECT_plus ECT+; t t ECT_sub ECTt−  Tôm sú test DlnPe_su_plus + l.DlnPe_su_plus = DlnPe_su_sub + l.DlnPe_su_sub ( 1) DlnPe_su_plus + L.DlnPe_su_plus - DlnPe_su_sub - L.DlnPe_su_sub = F( 1, 60) = Prob > F = 0.56 0.4582 test l.ECT_plus=l.ECT_sub ( 1) L.ECT_plus - L.ECT_sub = F( 1, 60) = Prob > F = 0.01 0.9249 t 192  Tôm thẻ chân trắng test DlnPe_the_plus + l.DlnPe_the_plus = DlnPe_the_sub + l.DlnPe_the_sub ( 1) DlnPe_the_plus + L.DlnPe_the_plus - DlnPe_the_sub - L.DlnPe_the_sub = F( 1, 60) = Prob > F = 0.57 0.4540 test l.ECT_plus=l.ECT_sub ( 1) L.ECT_plus - L.ECT_sub = F( 1, 60) = Prob > F = 0.08 0.7740 Phụ lục 28 Kết kiểm định chẩn đoán cho mơ hình ECM truyền dẫn giá bất đối xứng  Tôm sú wntestq uh1 Portmanteau test for white noise Portmanteau (Q) statistic = Prob > chi2(32) = 18.1463 0.9765 estat bgodfrey Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) chi2 1.039 df Prob > chi2 H0: no serial correlation hettest, iid Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of DlnPf_su chi2(1) Prob > chi2 = = 0.40 0.5288 estat ovtest Ramsey RESET test using powers of the fitted values of DlnPf_su Ho: model has no omitted variables F(3, 60) = 1.59 Prob > F = 0.2003 0.3081 193  Tôm thẻ chân trắng wntestq uh1 Portmanteau test for white noise Portmanteau (Q) statistic = Prob > chi2(32) = 17.9363 0.9786 estat bgodfrey Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) chi2 1.741 df Prob > chi2 H0: no serial correlation hettest, iid Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of DlnPf_the chi2(1) Prob > chi2 = = 1.42 0.2342 estat ovtest Ramsey RESET test using powers of the fitted values of DlnPf_the Ho: model has no omitted variables F(3, 57) = 1.28 Prob > F = 0.2886 0.1870