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