Nghiên cứu này sử dụng mô hình lực hấp dẫn (gravity model), dữ liệu bảng (panel data) của 19 đối tác thương mại và FDI quan trọng của Việt Nam giai đoạn 2005-2018, phương pháp ước lượng OLS, RE và Hausman-Taylor để đánh giá tác động của WTO và các hiệp định thương mại tự do đến thu hút FDI và ngoại thương của Việt Nam.
NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA CÁC HIỆP ĐỊNH THƢƠNG MẠI TỰ DO ĐẾN NGOẠI THƢƠNG VÀ THU HÖT FDI CỦA VIỆT NAM TS Hồng Chí Cƣơng, Nguyễn Hồng Yến, Lê Ngọc Trâm Anh, Nguyễn Thị Thu Hạ, Nguyễn Thị Phƣơng Thảo, Bùi Thị Yến Đại học Hàng hải Việt Nam Tóm lược: Nghiên cứu sử dụng mơ hình lực hấp dẫn (gravity model), liệu bảng (panel data) 19 đối tác thương mại FDI quan trọng Việt Nam giai đoạn 2005-2018, phương pháp ước lượng OLS, RE Hausman-Taylor để đánh giá tác động WTO hiệp định thương mại tự đến thu hút FDI ngoại thương Việt Nam Kết cho thấy, dài hạn, WTO khơng có tác động đến thu hút FDI ngoại thương Việt Nam Chất lượng thể chế xem yếu tố quan trọng thu hút FDI vào Việt Nam thời gian qua lợi cạnh tranh quốc gia khác Đối với xuất khẩu, việc tham gia AANZFTA làm giảm xuất Việt Nam ACFTA AIFTA hai FTAs giúp Việt Nam gia tăng xuất Đối với nhập khẩu, tỷ giá hối đoái USD VND yếu tố tác động rõ rệt Trong AJCEP làm giảm nhập ACFTA, VKORFTA JVCEP FTAs làm tăng nhập Việt Nam Kết ước lượng cho thấy tăng trưởng GDP Việt Nam đối tác nhân tố quan trọng thúc đẩy giá trị trao đổi thương mại hai chiều Một số hàm ý sách cho Việt Nam đề xuất nghiên cứu Từ khóa: WTO, FTA, FDI, Xuất khẩu, Nhập khẩu, Việt Nam Giới thiệu Việt Nam nằm gần trung tâm khu vực Đơng Nam Á Phía B c giáp Trung Quốc, phía Tây giáp Lào Campuchia, phía Tây Nam giáp vịnh Thái Lan, ph a Đông Nam giáp Biển Đông Thủ đô Hà Nội t năm 1976, với Thành phố Hồ Chí Minh thành phố lớn kinh tế đông dân Việt Nam thiết lập quan hệ ngoại giao với 188 quốc gia thành viên Phong trào không liên kết (năm 1976), Liên Hiệp Quốc (năm 1977), ASEAN (năm 1995), c ng nhiều tổ chức quốc tế khác Quốc gia thức mở c a hội nhập với giới thu hút đầu tư trực tiếp nước (FDI: Foreign Direct Investment) t năm đầu 1990 T nước nghèo, lạc hậu, sau ba thập kỷ đổi mới, Việt Nam coi câu chuyện thành công phát triển Hiện Việt Nam thành viên nhiều hiệp định thương mại tự Theo cách hiểu chung nhất, Hiệp định thương mại tự (FTA: Free Trade Agreement) th a thuận hai nhiều Thành viên nhằm loại b rào cản phần lớn thương mại Thành viên với FTA mang nhiều tên gọi khác nhau, ví dụ Hiệp định Đối tác Kinh tế (Economic Partnership Agreement), Hiệp định thương mại Khu vực (Regional Trade Agreement)… chất th a thuận hướng tới tự hóa thương mại Thành viên Thành viên FTA quốc gia (ví dụ Việt Nam, Trung Quốc, Hoa Kỳ…) khu vực thuế quan độc lập (ví dụ Liên minh 90 châu Âu, Hồng Cơng Trung Quốc…) Vì vậy, nói tới Thành viên FTA, ta hay dùng t chung “nền kinh tế” Các FTA song phương (02 Thành viên) đa phương/khu vực (nhiều 02 Thành viên) Phạm vi “thương mại” FTA hiểu theo nghĩa rộng, bao gồm tất hoạt động kinh doanh sinh lời, có thương mại hàng hóa, dịch vụ, đầu tư vấn đề khác liên quan trực tiếp gián tiếp tới thương mại (sở hữu trí tuệ, mua s m cơng, lao động, môi trường…) Câu h i đặt hiệp định •Thành viên Phong trào Khơng liên kết 1976 tác động tới ngoại thương •Thành viên Liên Hiệp Quốc (UN) thu hút FDI Việt Nam thời gian qua? 1977 Hiểu điều có nghĩa quan •Đổi 1986 trọng hoạch định sách kinh tế •Thành viên ASEAN vĩ mô xây dựng chiến lược kinh doanh 1995 cho doanh nghiệp cấp độ vi mô Bài •Ký USBTA 2000 báo tìm câu trả lời cho câu h i •Tham gia ACFTA Cấu trúc báo sau: Phần 2002 trình bày tổng quan vấn đề •Thành viên WTO 2007 nghiên cứu, Phần xây dựng mơ hình •Tham gia AJCEP kinh tế, Phần kết nghiên cứu 2008 thảo luận, cuối kết luận số •Ký JVCEP 2009 •Tham gia AKFTA hàm ý sách cho Việt Nam •Tham gia AANZFTA Tổng quan vấn đề nghiên cứu 2010 Lipsey (1960, tr 498) •K Việt Nam - Chi Lê FTA 2011 tác giả khởi sướng việc xem xét lợi •Tham gia AIFTA ích liên minh thuế quan (customs un2015 •AEC, VKORFTA ion) Trong tác giả đề cập việc xem xét •EAEU 2016 nguyên nhân/nhân tố dẫn tới tác động •Tham gia ASEAN-Hồng Cơng “sáng tạo thương mại” (trade creation ef2017 fect) “chuyển hướng thương mại” (trade •Tham gia CPTPP 2018 diversion effect) liên minh thuế quan Krugman (1991) đánh giá lợi •Tham gia Việt Nam - EU FTA (EVFTA) 2019 ích hiệp định thương mại khu vực Sơ đồ 1: Quá trình hội nhập kinh tế Tác giả tiến hành thảo luận riêng rẽ tham gia FTAs Việt Nam lợi ích kinh tế túy khu vực mậu dịch (pure economics of trading blocs) bàn khía cạnh kinh tế-chính trị FTAs (political economy of FTAs) Nghiên cứu Krugman khiến Frankel (1997), Frankel cộng (1995, 1996, 1998) tiến hành nghiên cứu chi phí vận chuyển liên lục địa để tìm sở việc hình thành FTAs quốc gia gần mặt địa lý (FTA lục địa tự nhiên: continental or 91 natural FTAs) FTAs cách xa địa lý lục địa riêng biệt (FTA không tự nhiên: unnatural FTAs) Baldwin Venables (1995) xem xét tác động FTAs khung lý thuyết cạnh tranh (economics of FTAs in terms of competitive frameworks) nghiên cứu Rodrik (1995) đề cập khn khổ kinh tế-chính trị FTAs (political economy frameworks of FTAs) Diao cộng (2003) lại s dụng mơ hình CGE để phân tích tác động WTO đến khu vực khác Trung Quốc, đặc biệt sản xuất nông nghiệp, thương mại doanh thu nơng dân Sau đó, Baier Bergstrand (2004) cố g ng phát triển mơ hình kinh tế lượng để tìm nhân tố kinh tế túy góp phần hình thành nên FTAs („purely economic‟ determinants of FTAs) Các tác giả ch khoảng cách (distance), quy mô kinh tế (economic size), nhân tố t ch l y (factor-endowments)… nhân tố/biến có nghĩa thống kê dẫn đến việc hình thành FTAs Shujiro (2010) c ng đề cập đến nguyên nhân phổ biến hiệp định thương mại tự n a sau kỷ 20 Theo tác giả, nguyên nhân chưa thống cao thành viên WTO số vấn đề mở c a thị trường nơng nghiệp khn khổ vịng đàm phán Doha số vấn đề chưa đưa vào điều ch nh hiệp định WTO c ng thời gian đàm phán gia nhập thường lâu dẫn tới quốc gia quay sang ký FTAs Gần đây, Kang (2011) công bố đánh giá tác động FTAs quốc gia đối tác họ - tác động đến Jordan Khu vực thương mại tự Pan-Arab (PAFTA) c ng FTA họ với EU Hoa Kỳ Stevens cộng (2015) tiến hành thống kê số nghiên cứu đánh giá tác động FTAs đến thành viên ký kết ch tác động đến bên thứ ba Liên quan đến Việt Nam, Phạm Thị Cải cộng (2008) tiến hành đánh giá tác động AKFTA sau ASEAN Hàn Quốc ký kết Hiệp định khung năm 2005 Phạm Thị Hồng Hạnh (2011) c ng đánh giá tác động WTO dùng biến giả FTA để đánh giá chung tác động FTAs mà Việt Nam k kết Điều có nghĩa khơng thể đánh giá tác động t ng FTA riêng biệt Hơn ước lượng ảnh hưởng tới hệ số biến khác mơ hình Để kh c phục, Hồng Ch Cương cộng (2015) s dụng mơ hình lực hấp dẫn để đánh giá lại tác động hiệp định thương mại tự WTO đến thu hút FDI ngoại thương Việt Nam Trong nghiên cứu, tác giả dùng biến giả (dummy variable) riêng rẽ để đánh giá tác động t ng FTA c ng phương pháp ước lượng tiên tiến Hausman-Taylor Có thể nói nghiên cứu đánh giá tốt tác động WTO số nghiên cứu trước ch rõ WTO thường có tác động rõ tới thành viên sau năm đầu gia nhập Duong (2016) phân t ch tác động FTA s dụng số phương pháp định lượng phổ biến CGE mơ hình trọng lực (gravity model) Đồn Ngun Minh (2019) c ng đánh giá tác động WTO đến ngoại thương Việt Nam sau 11 năm k kết Tuy nhiên nghiên cứu, tác giả dùng số lượng biến hạn chế, ch gồm biến giả đánh giá tác động 92 WTO biến giả đánh giá chung cho FTA Điều ảnh hưởng tới độ vững, tính tin cậy mơ hình Về mặt lý thuyết, FTA có hai tác động ch nh tác động tĩnh (Static effects) tác động mang t nh động lực (Dynamic effects) Tác động tĩnh (Static effects) có hai dạng sáng tạo thương mại (trade creation effect) tác động chuyển hướng thương mại (trade diversion effect) Tác động sáng tạo thương mại (trade creation effect) hiểu sau: vào FTA, nước thành viên có xu hướng phải c t giảm thuế quan, rào cản phi thuế quan để thúc đẩy thương mại tự do, xuất sản phẩm nước thành viên FTA có giá thấp sản phẩm sản xuất nước Kết quốc gia thành viên nhập sản phẩm rẻ sản xuất sản phẩm nước với giá cao Điều dẫn tới hai lợi ch phân bổ nguồn lực sản xuất hiệu người tiêu d ng, công ty thương mại hưởng lợi t việc xuất nhập dùng hàng giá rẻ Tuy nhiên điều c ng đồng nghĩa gây áp lực cho sản xuất nước nước nhập Tác động chuyển hướng thương mại (trade diversion effect) nghĩa sau hạ thuế quan, nước thành viên có xu hướng chuyển t nhập nước thành viên FTA sang nhập t nước thành viên FTA Vì, nước ngồi FTA có lợi so sánh (comparative advantages) sản xuất, thể giá sản phẩm thấp thành viên FTA, thành viên FTA nên hàng họ chịu thuế cao, hàng lợi nước thành viên FTA c t giảm thuế, kết giá rẻ hàng nước FTA, hệ nước có xu hướng chuyển t nhập hàng có lợi nước FTA sang nhập hàng lợi nước thành viên FTA T phân tích trên, ta thấy tác động tĩnh gây bất lợi cho nước thành viên FTA Tác động mang t nh động lực (Dynamic effects) có ba dạng thức mở rộng thị trường (market expansion), thúc đẩy cạnh tranh (competition promotion), thu hút đầu tư (FDI attraction) Việc mở rộng thị trường hàm tham gia FTA thành viên có hội mở rộng ngoại thương, đạt tới hiệu sản xuất phân phối xuất phát t việc c t giảm thuế quan phân bổ lại nguồn lực hiệu Tác động thúc đẩy cạnh tranh thể c t b hàng rào thuế quan, phi thuế quan doanh nghiệp nước t bảo hộ hơn, để tồn điều kiện hàng nhập rẻ gây áp lực buộc họ phải nâng cao suất, chất lượng, giảm giá… để cạnh tranh tốt FTA c ng giúp tăng cường thu hút FDI rào cản đầu tư gỡ b hoạt động ngoại thương nội khối tự Tác động mang t nh động lực k ch th ch/đóng góp vào tăng trưởng kinh tế nước thành viên FTA Tác động mang t nh động lực thúc đẩy tăng trưởng kinh tế nước thành viên FTA, nên có xu hướng tăng nhập nước thành viên FTA t nước không thuộc FTA, tất nhiên để làm điều hàng hóa nước khơng phải thành viên FTA phải có ưu vượt trội so với hàng nước thành viên FTA khía cạnh giá cả, chất lượng, kiểu dáng, mẫu mã, thương hiệu… Tóm lại, khía cạnh đó, tác động mang t nh động lực có tác động tích cực nước khơng phải thành viên FTA 93 Để đảm bảo tính độc sáng, nghiên cứu s dụng mơ hình lực hấp dẫn (gravity model), phương pháp ước lượng OLS, FE, RE, Hausman-Taylor liệu bảng (panel data) 19 đối tác thương mại FDI Việt Nam giai đoạn 2005-2018 để đánh giá tác động WTO FTAs mà Việt Nam tham gia đến xuất, nhập thu hút FDI Việt Nam Xây dựng mơ hình nghiên cứu Để đánh giá tác động hiệp định thương mại tự do, nhà nghiên cứu thường s dụng mơ hình Lực hấp dẫn (Gravity model) Mơ hình Lực hấp dẫn Tinbergen s dụng lần năm 1962 để đánh giá tác động hiệp định thương mại tự FTAs tới hoạt động thương mại nước (trade flows) Mơ hình xây dựng dựa Định luật Hấp dẫn (Law of Gravitation) Newton Mơ hình lực hấp dẫn cổ điển mơ tả phương trình (1) đây: Fij = G(MiMj)/Dij (1) Trong đó: Fij giá trị trao đổi thương mại nước i nước j Mi độ lớn quy mô kinh tế nước i (thường dùng giá trị GDP, hay GNP làm đại diện) Mj độ lớn quy mô kinh tế nước j (thường dùng giá trị GDP, hay GNP) Dij khoảng cách nước i j (thường d ng đơn vị km đo cung tròn lớn nước) G số Sau nhiều thập kỷ phát triển, nhiều biến thêm vào để đánh giá tác động chúng tới quan hệ thương mại nước vốn đầu tư trực tiếp nước (FDI) như: ch nh sách thương mại, tỷ giá hối đối, thể chế, yếu tố văn hóa, ngơn ngữ, lịch s quan hệ thuộc địa, chế độ ưu đãi thuế quan phổ cập (GSP) nước dành cho nhau, mức độ xâm nhập thị trường, độ mở c a thương mại, FTA,… Có nhiều phương pháp ước lượng hệ số cho biến mơ hình OLS, FE hay RE Đối với liệu bảng hỗn hợp (panel data) OLS khơng phải lựa chọn hợp lý phương pháp làm cho hệ số ước lượng inconsistent inefficient, tức ước lượng không thống (bị chệch) khả kiểm tra nghĩa thống kê khơng cịn xác Mặc d , FE phương pháp ước lượng tương đối tốt để đánh giá tác động biến độc lập lên biến phụ thuộc, FE lại ước lượng hệ số cho biến có giá trị cố định theo thời gian khoảng cách nước (distance) có chung đường biên giới (border) mà lại biến quan trọng mơ hình lực hấp dẫn RE ước lượng hệ số biến có giá trị cố định theo thời gian lại cho kết tốt mẫu lựa chọn mô hình khơng đồng (heterogeneous sample) Để kết hợp ưu điểm phương pháp FE RE, Hausman Taylor (1981) đề xuất phương pháp ước lượng mang tên Hausman-Taylor Một vài kiểm định tác Mcpherson Trumbull (2003), Egger (2005) ch kết ước lượng d ng phương pháp Hausman-Taylor phù hợp với phương pháp FE RE đáng tin cậy Theo Hausman-Taylor, phương trình có dạng sau: yit = β1x’1it + β2x’2it + 1z’1i + 2z’2i + ɛit + ui (2) 94 Trong đó: yit biến phụ thuộc x‟1it biến độc lập có giá trị thay đổi theo thời gian khơng có tương quan với sai số ui mơ hình RE x‟2it biến độc lập có giá trị thay đổi theo thời gian có tương quan với sai số ui z‟1i biến độc lập có giá trị khơng thay đổi theo thời gian khơng có tương quan với ui z‟2i biến độc lập có giá trị khơng thay đổi theo thời gian có tương quan với ui βi i hệ số biến độc lập ɛit giả s có phân bố đồng (identically distributed [i.i.d.]) có E(ɛit) = Ước lượng theo phương pháp Hausman-Taylor đòi h i biến phải định nghĩa rõ ràng tất mơ hình Mơ hình tác giả xây dựng có cấu trúc sau: LnFDIjt = β10 + β11LnDISVNj + β12LnGDPVNt + β13LnGDPjt + β14LnEXPjt + β15LnIMPjt + β16LnEXRUSD/VNDt + β17Ln(insVNt*insjt) + γ11BothinWTOVNjt + γ12ACFTA + γ13AEC + γ14AIFTA + γ15AKFTA + γ16AJCEP + γ17USBTA + γ18AANZFTA + γ19VKORFTA + γ110JVCEP + γ111EAEU + γ112BORVNj + γ113CRISIS2008 + ε1VNj (3) LnEXPjt = β20 + β21LnDISVNj + β22LnGDPVNt + β23LnGDPjt + β24LnFDIjt + β25LnIMPjt + β26LnEXRUSD/VNDt + β27Ln(insVNt*insjt) + γ21BothinWTOVNjt + γ22ACFTA + γ23AEC + γ24AIFTA + γ25AKFTA + γ26AJCEP + γ27USBTA + γ28AANZFTA + γ29VKORFTA + γ210JVCEP + γ211EAEU + γ212BORVNj + γ213CRISIS2008 + ε2VNj (4) LnIMPjt = β30 + β31LnDISVNj + β32LnGDPVNt + β33LnGDPjt + β34LnFDIjt + β35LnEXPjt + β36LnEXRUSD/VNDt + β37Ln(insVNt*insjt) + γ31BothinWTOVNjt + γ32ACFTA + γ33AEC + γ34AIFTA + γ35AKFTA + γ36AJCEP + γ37USBTA + γ38AANZFTA + γ39VKORFTA + γ310JVCEP + γ311EAEU + γ312BORVNj + γ313CRISIS2008 + ε3VNj (5) Trong đó: FDIjt vốn FDI phê duyệt năm t nước j Việt Nam (USD) EXPjt giá trị xuất Việt Nam sang nước j năm t (USD) IMPjt giá trị nhập Việt Nam t nước j năm t (USD) DISVNj khoảng cách cung tròn Việt Nam nước j (km) - lấy t CEPII GDPVNt giá trị GDP danh nghĩa Việt Nam năm t (USD) GDPjt giá trị GDP danh nghĩa nước j năm t (USD) EXRUSD/VNDt tỷ giá hối đối bình qn USD VND năm t Về tỷ giá hối đoái, theo l thuyết, EXRUSD/VND tăng tức VND giá k ch th ch tăng xuất khẩu, Việt Nam nước ngồi lúc hàng Việt Nam rẻ tương đối thị trường quốc tế, bên cạnh lại làm giảm nhập hàng nước đ t tương đối thị trường nội địa Việt Nam Mọi điều diễn ngược lại EXRUSD/VND giảm Tương tự, EXRUSD/VND tăng thu hút FDI vào Việt Nam ngược lại 95 insVNt giá trị đo hiệu phủ Việt Nam năm t (Government effective- ness) cung cấp Ngân hàng Thế giới (WB: the World Bank) có giá trị dao động 0-100 Giá trị cao thể hiệu phủ cao ngược lại insjt giá trị đo hiệu phủ đối tác j năm t insVNt*insjt phản ánh chất lượng tương tác mặt thể chế Việt Nam đối tác j năm t Nếu insVNt*insjt lớn, chứng t chất lượng thể chế cao thúc đẩy xuất khẩu, nhập Việt Nam đối tác j thu hút nhiều FDI t đối tác j vào Việt Nam BothinWTOVNjt biến giả nhị phân có giá trị Việt Nam nước j thành viên WTO năm t ngược lại ACFTA biến giả nhị phân có giá trị Việt Nam nước j thành viên Khu mậu dịch tự ASEAN-Trung Quốc năm t ngược lại AEC biến giả nhị phân có giá trị Việt Nam nước j thành viên cộng đồng kinh tế ASEAN năm t ngược lại có giá trị AIFTA biến giả nhị phân có giá trị Việt Nam nước j thành viên Hiệp định Thương mại tự ASEAN-Ấn Độ năm t ngược lại AKFTA biến giả nhị phân có giá trị Việt Nam nước j thành viên Hiệp định Thương mại tự ASEAN-Hàn Quốc năm t ngược lại AJCEP biến giả nhị phân có giá trị Việt Nam nước j thành viên Hiệp định Đối tác Kinh tế Toàn diện ASEAN-Nhật Bản năm t ngược lại USBTA biến giả nhị phân có giá trị sau năm Việt Nam Hoa Kỳ ký hiệp định thương mại song phương (BTA) ngược lại cho năm trước AANZFTA biến giả nhị phân có giá trị Việt Nam nước j thành viên Hiệp định Thương mại tự ASEAN-Australia-New Zealand năm t ngược lại VKORFTA biến giả nhị phân có giá trị sau Việt Nam Hàn Quốc ký Hiệp định Thương mại tự Việt Nam-Hàn Quốc cho năm trước JVCEP biến giả nhị phân có giá trị sau Việt Nam Nhật Bản ký kết Hiệp định Đối tác Kinh tế toàn diện Nhật Bản-Việt Nam ngược lại cho năm trước EAEU biến giả nhị phân có giá trị Việt Nam nước j thành viên Liên minh Kinh tế Á Âu năm t ngược lại BORVNj biến giả nhị phân có giá trị Việt Nam nước j có chung đường biên giới ngược lại CRISIS2008 biến giả nhị phân có giá trị nước j chịu tác động khủng hoảng năm 2008 ngược lại Như ta biết Khủng hoảng toàn cầu 2008 tác động hầu hết đến quốc gia giới Trong nghiên cứu này, biến CRISIS2008 có giá trị giai đoạn 2008-2012 năm lại ε1VNj, ε2VNj, ε3VNj sai số ngẫu nhiên E(ε1VNj) = 0; E(ε2VNj) = 0; E(ε3VNj) = Tất biến định lượng dùng logarit tự nhiện số e (Ln) tr biến giả nhị phân mơ hình nhằm làm trơn mơ hình đơn vị đo biến 96 Nguồn số liệu: Tác giả dùng số liệu bảng hỗn hợp (panel data) 19 đối tác thương mại, FDI ổn định quan trọng Việt Nam bao gồm: Ô-xtrây-li-a, B , Bra-xin, Ca-na-đa, Trung Quốc, Pháp, Đức, Hồng Công, Ấn Độ, Nhật bản, Ma-lai-xi-a, Hà Lan, Phi-líp-pin, Nga, Xin-ga-po, Hàn Quốc, Thái Lan, Anh, Hoa Kỳ 19 đối tác chiếm khoảng 80% tổng giá trị xuất, nhập khẩu, vốn FDI vào Việt Nam giai đoạn 2005-2018 Số liệu thu thập t nhiều nguồn tin cậy nước như: Tổng Cục Thống kê Việt Nam (GSO), Trung tâm WTO, Ngân hàng Thế giới (WB) Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO) Nếu đối tác J năm t khơng có số liệu FDI, xuất, nhập vào/với Việt Nam, tác giả cho 1USD vào số liệu để kh c phục “zero trade” “Zero FDI” Phần kết thảo luận Kết nghiên cứu thảo luận Bảng 1: Kết ước lượng dùng phương pháp Robust OLS phần mềm Stata 11 Biến độc lập Biến phụ thuộc LnFDIjt LnDISVNj -3,5282* LnGDPVNt 2,5200 LnGDPjt 2,3962* LnEXPjt 1,7303* LnIMPjt -0,0209 LnFDIjt LnEXRUSD/VNDt -10,9172 Ln(insVNt*insjt) 10,3581* BothinWTOVNjt -3,4504** ACFTA 2,1639 AEC -0,7902 AIFTA 0,9762 AKFTA 0,4193 AJCEP -1,0626 USBTA -4,6552* AANZFTA 0,8094 VKORFTA -0,3329 JVCEP -2,7246 EAEU 6,8134* BORVNj -5,5711*** CRISIS2008 2,2189* Const/Hằng số -96,3225** R 0,5115 * Ghi chú: có ý nghĩa thống kê mức 1%; nghĩa thống kê mức 10% 97 LnEXPjt ** -0,1976* 0,8174** 0,2509* 0,1711* 0,0169** 1,1787 1,1756* -0,0635 0,5464** -0,2621 -0,1415 -0,0722 0,0062 1,3992* -0,2429** 0,4332* 0,5073 -0,0903 0,3001 -0,0378 -30,0359* 0,8593 có ý nghĩa thống kê LnIMPjt -0,6748* 1,0242** 0,5392* 0,3825* -0,0004 -3,3178* -0,1080 0,0165 0,9304* -0,2287 0,0441 1,0138* -1,0299** -0,3724 0,2583 1,2112* 1,6863* 0,2380 0,0141 0,0473 10,8133*** 0,7719 mức 5%; *** có ý Bảng 2: Kết ước lượng dùng phương pháp RE phần mềm Stata 11 Biến độc lập Biến phụ thuộc LnFDIjt (RE) LnEXPjt (RE) LnIMPjt (RE) LnDISVNj -2,5350* -0,2220** -0,1062 LnGDPVNt -0,8034 0,6107* 1,0136* LnGDPjt 1,6015*** 0,4696* 0,2755** LnEXPjt 0,3612 - 0,2304* LnIMPjt 0,2297 0,2066* - LnFDIjt - -0,0009 -0,0027 LnEXRUSD/VNDt 1,8329 2,1057* -1,5439** Ln(insVNt*insjt) 8,9089* 0,4654** -0,2111 BothinWTOVNjt -0,1273 -0,0077 0,0340 ACFTA 1,8953 0,9652* 1,3019** AEC -3,0087 -0,5995* 0,1099 AIFTA 3,4085 0,3678** -0,1820 AKFTA -1,0835 0,1949 0,0782 AJCEP 0,9833 0,0251 -0,2998*** USBTA -0,6062 0,9479** 0,0812 AANZFTA -0,2375 -0,9395* 0,0694 VKORFTA 0,0953 0,1996 0,6291* JVCEP -1,3811 -0,4387** 0,4104*** EAEU -1,3156 -0,1745 0,0926 BORVNj -2,0983 -0,7778 0,7172 CRISIS2008 1,1083*** -0,0677 0,0451 Const/Hằng số -89,7343** -34,3357* 0,2532 Within = 0,0856 Within = 0,8729 Between = 0,6169 Between = 0,6664 Overall = 0,4530 Overall = 0,7532 R2 * ** Within = 0,7211 Between = 0,5784 Overall = 0,5981 Ghi chú: có ý nghĩa thống kê mức 1%; có ý nghĩa thống kê mức 5%; *** có ý nghĩa thống kê mức 10% Sau ước lượng mơ hình FE RE, tác giả d ng Hausman Test để chọn, kết Hausman Test gợi ý chọn mơ hình RE khơng bác b giả thuyết Ho: khác biệt hệ số mơ hình FE RE khơng có hệ thống 98 Bảng 3: Kết ước lượng dùng phương pháp Hausman-Taylor phần mềm Stata 11 Biến phụ thuộc Biến độc lập LnFDIjt LnEXPjt LnIMPjt LnDISVNj -1,1830 -0,1551 -0,0686 LnEXRUSD/VNDt 4,1208 1,8457* -1,5217** Ln(insVNt*insjt) 6,1216** -0,2356 -0,2212 BothinWTOVNjt 0,3329 -0,0491 0,0346 -4,2501*** -0,6767* 0,1024 AIFTA 4,7071** 0,4709* -0,1724 AKFTA -1,3233 0,2436** AJCEP 1,3505 -0,0101 -0,2938*** AANZFTA -0,9503 -1,0457* 0,0720 VKORFTA 0,5498 0,2044 0,6281* JVCEP -1,6524 -0,4413** 0,3894** EAEU -2,2159 -0,0105 0,0902 0,8078 -0,1008** 0,0453 LnGDPVNt 0,0663 0,7559* 1,0199* LnGDPjt 1,3439 0,6279* 0,2578*** LnEXPjt -0,3449 - 0,2271* LnIMPjt -0,0960 0,1783* - LnFDIjt - -0,0044 -0,0031 ACFTA 3,6224 1,3534** 1,3182** USBTA 1,2815 0,6583 0,1038 BORVNj -0,7889 -1,4372 0,7671 -94,4145*** -34,0093* 0,1996 TVexogenous: Biến thay đổi theo thời gian không tƣơng quan với ui (x’1it) AEC CRISIS2008 0,0700 TVendogenous: Biến thay đổi theo thời gian có tƣơng quan với ui (x’2it) TIexogenous: Biến cố định theo thời gian không tƣơng quan với ui (z’1i) Const/Hằng số Ghi chú: * có ý nghĩa thống kê mức 1%; nghĩa thống kê mức 10% 99 ** có ý nghĩa thống kê mức 5%; *** có ý Bảng 4: Tổng hợp kết ước lượng dùng phương pháp OLS, RE Hausman-Taylor Biến phụ thuộc Biến độc lập LnFDIjt LnEXPjt LnIMPjt OLS RE HT OLS RE HT OLS RE HT LnDISVNj -3,5282* -2,5350* -1,1830 -0,1976* -0,2220** -0,1551 -0,6748* -0,1062 -0,0686 LnGDPVNt 2,5200 -0,8034 0,0663 0,8174** 0,6107* 0,7559* 1,0242** 1,0136* 1,0199* LnGDPjt 2,3962* 1,6015*** 1,3439 0,2509* 0,4696* 0,6279* 0,5392* 0,2755** 0,2578*** LnEXPjt 1,7303* 0,3612 -0,3449 - - - 0,3825* 0,2304* 0,2271* LnIMPjt -0,0209 0,2297 -0,0960 0,1711* 0,2066* 0,1783* - - - LnFDIjt - - - 0,0169** -0,0009 -0,0044 -0,0004 -0,0027 -0,0031 LnEXRUSD/VNDt -10,9172 1,8329 4,1208 1,1787 2,1057* 1,8457* -3,3178* -1,5439** -1,5217** Ln(insVNt*insjt) 10,3581* 8,9089* 6,1216** 1,1756* 0,4654** -0,2356 -0,1080 -0,2111 -0,2212 BothinWTOVNjt -3,4504** -0,1273 0,3329 -0,0635 -0,0077 -0,0491 0,0165 0,0340 0,0346 ACFTA 2,1639 1,8953 3,6224 0,5464** 0,9652* 1,3534** 0,9304* 1,3019** 1,3182** AEC -0,7902 -3,0087 -4,2501*** -0,2621 -0,5995* -0,6767* -0,2287 0,1099 0,1024 AIFTA 3,4085 3,4085 4,7071** 0,3678** 0,3678** 0,4709* -0,1820 -0,1820 -0,1724 AKFTA 0,4193 -1,0835 -1,3233 -0,0722 0,1949 0,2436** 1,0138* 0,0782 0,0700 AJCEP 0,9833 0,9833 1,3505 0,0251 0,0251 -0,0101 -0,2998*** -0,2998*** -0,2938*** USBTA -4,6552* -0,6062 1,2815 1,3992* 0,9479** 0,6583 -0,3724 0,0812 0,1038 AANZFTA 0,8094 -0,2375 -0,9503 -0,2429** -0,9395* -1,0457* 0,2583 0,0694 0,0720 VKORFTA -0,3329 0,0953 0,5498 0,4332* 0,1996 0,2044 1,2112* 0,6291* 0,6281* JVCEP -2,7246 -1,3811 -1,6524 0,5073 -0,4387** -0,4413** 1,6863* 0,4104*** 0,3894** EAEU 6,8134* -1,3156 -2,2159 -0,0903 -0,1745 -0,0105 0,2380 0,0926 0,0902 BORVNj -5,5711*** -2,0983 -0,7889 0,3001 -0,7778 -1,4372 0,0141 0,7172 0,7671 2,2189* 1,1083*** 0,8078 -0,0378 -0,0677 -0,1008** 0,0473 0,0451 0,0453 -96,3225** -89,7343** -94,4145*** -30,0359* -34,3357* -34,0093* 10,8133*** 0,2532 0,1996 CRISIS2008 Const/Hằng số 100 Phân tích kết thực nghiệm: Phƣơng trình (3) LnFDIjt: Kết ước lượng d ng phương pháp OLS, RE Hausman-Taylor tổng hợp, tóm t t trình bày Bảng bên Kết ước lượng cho thấy biến LnGDPVNt, LnIMPjt, LnEXRUSD/VNDt, ACFTA, AKFTA, AJCEP, VKORFTA, JVCEP biến khơng có nghĩa thống kê ổn định ba mơ hình OLS, RE Hausman-Taylor Do đó, khơng có để kết luận biến tác động tới thu hút FDI vào Việt Nam Các biến LnDISVNj, LnGDPjt, LnEXPjt, BothinWTOVNjt, AEC, AIFTA, USBTA, AANZFTA, EAEU, BORVNj, CRISIS2008 biến có nghĩa thống kê khơng ổn định ba mơ hình OLS, RE Hausman-Taylor nên tác giả khơng có kết luận biến Trong phương trình (3) LnFDIjt có biến Ln(insVNt*insjt) biến dương có nghĩa thống kê ổn định ba mơ hình OLS, RE Hausman-Taylor mức 5% Do có kết luận cải thiện đáng kể thể chế Việt Nam tương tác với thể chế đối tác nhân tố quan trọng thúc đẩy luồng vốn FDI vào Việt Nam thời gian qua Tất nhiên việc cải thiện thể chế theo yêu cầu WTO, FTAs theo hướng chuẩn mực phù hợp thông lệ quốc tế để đạt minh bạch ổn định sách, khơng thể không kể tới lợi quốc gia Việt Nam thu hút FDI đội ng lao động trẻ, dồi dào, giá rẻ, ổn định trị, vị tr địa lý thuận lợi cho giao thương quốc tế mà tác giả chưa đưa vào mơ hình thực nghiệm Phƣơng trình (4) LnEXPjt: Kết ước lượng phương trình (4) LnEXPjt trình bày tóm t t Bảng Các biến BothinWTOVNjt, AJCEP, EAEU, BORVNj biến khơng có nghĩa thống kê ổn định ba mơ hình OLS, RE Hausman-Taylor Do đó, khơng có để kết luận biến tác động tới xuất Việt Nam thời gian qua Các biến LnDISVNj, LnFDIjt, LnEXRUSD/VNDt, Ln(insVNt*insjt), AEC, AKFTA, USBTA, VKORFTA, JVCEP, CRISIS2008 biến có nghĩa thống kê khơng ổn định ba mơ hình OLS, RE Hausman- Taylor nên tác giả khơng có kết luận biến Biến AANZFTA có hệ số ước lượng âm có nghĩa thống kê ổn định mức 1% ba mơ hình OLS, RE Hausman-Taylor Do tác giả có kết luận tham gia AANZFTA làm giảm xuất Việt Nam khu vực Các biến LnGDPVNt, LnGDPjt, biến truyền thống mơ hình lực hấp dẫn, có hệ số ước lượng dương có nghĩa thống kê mức 5% ba mô hình OLS, RE Haus- man-Taylor Do tác giả có kết luận GDP Việt Nam đối tác tăng làm tăng xuất Việt Nam sang đối tác Điều phù hợp với giả thiết mơ hình kỳ vọng tác giả 101 Biến LnIMPjt có hệ số ước lượng dương có nghĩa thống kê mức 1% ba mơ hình OLS, RE Hausman-Taylor Điều có nghĩa xuất Việt Nam phụ thuộc vào giá trị nhập Việt Nam Vì rằng, Việt Nam chưa có ngành cơng nghiệp phụ trợ để sản xuất nguyên, nhiên liệu đầu vào nước phục vụ sản xuất hàng xuất 2/3 giá thành nguyên liệu nhập ngoại, kể ngành Việt Nam có lợi so sánh dệt may, da giày Hơn nữa, khối doanh nghiệp FDI, khối đóng góp 2/3 giá trị xuất Việt Nam c ng phải nhập phần lớn nguyên liệu t thị trường nước phục vụ cho sản xuất hàng xuất Samsung, Honda, Cocacola, LG, LS,… Do dài hạn Việt Nam cần có ch nh sách để thu hút đầu tư vào ngành cơng nghiệp phụ trợ chuỗi giá trị tồn cầu Trong số FTAs mà Việt Nam tham gia, theo kết ước lượng, ch có ACFTA AIFTA hai biến có hệ số ước lượng dương có nghĩa thống kê ổn định mơ hình OLS, RE Hausman-Taylor Điều có nghĩa Việt Nam gia tăng xuất cho đối tác khuôn khổ hiệp định Cụ thể, giá trị xuất Việt Nam tăng t 3,22 tỷ USD năm 2005 lên 41,36 tỷ USD năm 2018 cho riêng thị trường Trung Quốc chưa kể quốc gia lại ASEAN Với Ấn Độ, kim ngạch xuất Việt Nam tăng t 97,8 triệu USD năm 2005 lên 6,54 tỷ USD năm 2018 Tuy USBTA khơng có nghĩa thống kê mơ hình Hausman-Taylor, khơng thể phủ nhận Hoa Kỳ thị trường xuất lớn Việt Nam đạt 47,52 tỷ USD năm 2018 Và thị trường xuất quan trọng Việt Nam Phƣơng trình (5) LnIMPjt: Theo kết ước lượng trình bày Bảng 4, biến LnFDIjt, Ln(insVNt*insjt), BothinWTOVNjt, AEC, AIFTA, USBTA, AANZFTA, EAEU, BORVNj, CRISIS2008 biến khơng có ý nghĩa thống kê ổn định ba mơ hình OLS, RE Hausman-Taylor Do đó, khơng có để tác giả kết luận biến tác động tới nhập Việt Nam Biến LnDISVNj AKFTA biến có nghĩa thống kê không ổn định ba mơ hình OLS, RE Hausman-Taylor nên tác giả khơng có kết luận biến Các biến LnGDPVNt, LnGDPjt, biến truyền thống mơ hình lực hấp dẫn, có hệ số ước lượng dương có nghĩa thống kê mức 1, 10% ba mơ hình OLS, RE Haus- man-Taylor Do tác giả có kết luận GDP Việt Nam đối tác tăng làm tăng nhập Việt Nam t đối tác Điều phù hợp với giả thiết mơ hình kỳ vọng tác giả Biến LnEXPjt có hệ số ước lượng dương có nghĩa thống kê mức 1% ba mơ hình OLS, RE Hausman-Taylor Điều có nghĩa nhập Việt Nam hỗ trợ quan trọng cho sản xuất hàng xuất Việt Nam 102 Biến LnEXRUSD/VNDt âm có nghĩa thống kê ba mơ hình OLS, RE Hausman- Taylor, chứng t tỷ giá USD VND tăng tức VND giá, tức hàng nước đ t tương đối Việt Nam, có tác động làm giảm nhập Việt Nam Điều kỳ vọng dự đốn tác giả Biến AJCEP có hệ số ước lượng âm có nghĩa thống kê mức 10% mơ hình OLS, RE Hausman-Taylor Điều chứng t AJCEP có tác động làm giảm nhập Việt Nam t đối tác thành viên Biến ACFTA, VKORFTA, JVCEP có hệ số ước lượng dương có nghĩa thống kê ba mơ hình OLS, RE Hausman-Taylor Điều chứng t FTAs làm tăng nhập Việt Nam t nước thành viên Cụ thể khuôn khổ ACFTA, phân t ch, FTA làm tăng nhập mà làm tăng xuất Việt Nam Hiện, Trung Quốc ASEAN thị trường nhập lớn Việt Nam Nhập Việt Nam t ASEAN tăng t 9,32 tỷ USD năm 2005 lên 31,84 tỷ USD năm 2018, chiếm 13,4% tổng kim ngạch nhập Trong khi, nhập Việt Nam t Trung Quốc tăng t 5,89 tỷ USD năm 2005 lên 65,56 tỷ USD năm 2018 Hiện Trung Quốc thị trường nhập lớn Việt Nam chiếm khoảng 27% tổng kim ngạch nhập Tính ASEAN Trung Quốc giá trị nhập t thành viên ACFTA chiếm khoảng 41% tổng kim ngạch nhập Việt Nam Trong khuôn khổ FTAs song phương Việt Nam-Hàn Quốc (VKORFTA) Việt Nam-Nhật Bản (JVCEP) c ng tạo điều kiện để hai nước bạn gia tăng xuất sang Việt Nam Cụ thể, giá trị nhập Việt Nam t Hàn Quốc tăng t 3,59 tỷ USD năm 2005 lên 47,62 tỷ USD năm 2018 Và, Nhật Bản tăng t 4,07 tỷ USD năm 2005 lên 19,10 tỷ USD năm 2018 Việc nhập hàng t Hàn Quốc Nhật Bản liên quan chặt chẽ tới hoạt động doanh nghiệp FDI hai nước Việt Nam Hiện Hàn Quốc nhà đầu tư lớn Việt Nam với tổng số vốn t ch l y phê duyệt lên tới 60 tỷ USD Còn, Nhật Bản nhà đầu tư lớn thứ hai với tổng số vốn phê duyệt 50 tỷ USD (t nh đến hết năm 2017) Kết luận Với việc s dụng mơ hình lực hấp dẫn, liệu bảng (panel data) 19 đối tác thương mại FDI quan trọng Việt Nam giai đoạn 2005-2018, phương pháp ước lượng OLS, RE, Hausman-Taylor, nghiên cứu đánh giá tác động WTO, hiệp định thương mại mà Việt Nam k kết đến thu hút FDI xuất, nhập Việt Nam Kết cho thấy, dài hạn, WTO tác động đến thu hút FDI ngoại thương Việt Nam Chất lượng thể chế xem yếu tố quan trọng thu hút FDI vào Việt Nam dài hạn lợi cạnh tranh quốc gia khác Đối với xuất khẩu, việc tham gia AANZFTA làm giảm xuất Việt Nam ACFTA AIFTA hai FTAs giúp Việt Nam gia tăng xuất 103 Đối với nhập khẩu, tỷ giá hối đoái USD VND yếu tố tác động rõ rệt Trong AJCEP làm giảm nhập ACFTA, VKORFTA JVCEP FTAs làm tăng nhập Việt Nam Kết ước lượng c ng cho thấy tăng trưởng GDP Việt Nam đối tác nhân tố quan trọng thúc đẩy giá trị trao đổi thương mại hai chiều Hàm ý sách cho Việt Nam: Thứ nhất, thu hút FDI: Sau 30 năm thực thu hút đầu tư nước ngoài, vốn FDI vào Việt Nam đến đạt khoảng gần 400 tỷ USD, bình quân tăng 20%/ năm, đồng thời khu vực tăng trưởng cao kinh tế Bên cạnh thành tựu quan trọng, tồn FDI bộc lộ rõ việc chuyển giá, gây ô nhiễm môi trường, đầu tư núp bóng, vốn m ng… Bộ Chính trị ch đạo hoàn thiện thể chế, ch nh sách để kh c phục tình trạng “vốn m ng”, chuyển giá, đầu tư “chui”, đầu tư “núp bóng” đảm bảo an ninh, quốc phịng thơng qua việc ban hành Nghị 50/NQ-TW ngày 20/08/2019 Theo Nghị 50/NQ-TW, Việt Nam cần phải sàng lọc k dự án, chống chuyển giá t khâu thành lập, không xem xét mở rộng, gia hạn hoạt động dự án s dụng công nghệ lạc hậu, tiềm ẩn nguy gây ô nhiễm môi trường, thâm dụng tài nguyên… Quan trọng hơn, Nghị ch rõ ưu tiên chiến lược Việt Nam thu hút FDI giai đoạn tới, dự án cơng nghệ cao, cơng nghệ tương lai, dự án tập đoàn lớn… Một “kỷ nguyên mới” thu hút FDI cho Việt Nam b t đầu Nghị 50/NQ-TW thực hiện, không ch số lượng, mà chất lượng, hiệu dòng vốn FDI nâng lên bậc, góp phần quan trọng giúp Việt Nam đổi mơ hình tăng trưởng, dịch chuyển lên nấc thang cao chuỗi giá trị toàn cầu, tận dụng hội cách mạng công nghiệp 4.0 để bứt phá Để thu hút mạnh mẽ dòng vốn FDI Nghị 50/NQ-TW Việt Nam cần cải thiện mơi trường đầu tư thơng qua hồn thiện thể chế, phòng chống tham nh ng, nên tập trung vào đào tạo cho đội ng lao động lành nghề b t kịp phát triển đáp ứng nhu cầu nhân lực trình độ cao dự án FDI công nghệ cao kỷ nguyên số chủ tịch Quốc hội Nguyễn Thị Kim Ngân phát biểu năm 2020 Việt Nam ưu tiên cho việc đào tạo đội ng nhân lực trình độ cao Bên cạnh hồn thiện sở hạ tầng cứng kinh tế sân bay, cảng biển, đường bộ, hạ tầng viễn thông, internet,… c ng quan trọng khơng Bên cạnh đó, doanh nghiệp nước c ng cần chủ động nâng cao lực vốn, cơng nghệ, trình độ quản l … để gia tăng liên kết dọc ngược chiều với doanh nghiệp FDI chuỗi giá trị toàn cầu (GVC-Global Value Chain) Thứ hai, ngoại thương: Việc tham gia FTAs làm gia tăng đáng kể kim ngạch xuất, nhập Việt Nam thời gian qua Hiện tổng kim ngạch xuất nhập đạt 450 tỷ USD Việc tìm 104 hiểu k tác động t ng FTA lựa chọn mặt hàng xuất, nhập dựa lợi so sánh cần thiết Ngoại thương giúp gia tăng việc làm, phân bổ tối ưu nguồn lực sản xuất giúp cho điểm tiêu dùng kinh tế nằm đường giới hạn khả sản xuất quốc gia Tuy nhiên, dài hạn Việt Nam cần xây dựng cho hệ thống ngành cơng nghiệp phụ trợ, nên đầu tư vào khâu nghiên cứu-phát triển (R&D) để thu giá trị cao chuỗi giá trị toàn cầu Để tiếp thu thành cách mạng công nghiệp 4.0, 5.0,… vận dụng sản xuất, thương mại ưu tiên chiến lược cho đầu tư vào người, vào giáo dục quốc sách hàng đầu Nghiên cứu có đóng góp định mặt thực nghiệm mảng dùng phương pháp thực nghiệm để đánh giá tác động WTO FTAs đến nước thành viên phát triển Tuy nhiên kết ước lượng thay đổi theo mơ hình kinh tế, phương pháp ước lượng, đối tác lấy liệu, khoảng thời gian nghiên cứu biến s dụng mơ hình Do đó, nhà nghiên cứu cần lưu vấn đề để có kết đáng tin cậy Do thời gian, số liệu lực cịn hạn chế nên khơng tránh kh i thiếu sót, mong nhận ý kiến đóng góp độc giả để nghiên cứu hoàn thiện Trân trọng cám ơn! TÀI LIỆU THAM KHẢO Baier, S.L., & Bergstrand, J.H (2004), „Economic determinants of free trade agreements‟, Journal of International Economics, 64, 29-63 Doi: 10.1016/S0022-1996(03)00079-5 Doan Nguyen Minh (2019), „Assessing the Impact of the WTO on Vietnam Trade Flow after 11 years of Accession: A Gravity Model Analysis‟, Paper presented at the 2nd CIEMB, 26-27th, National Economic University, Hanoi, Vietnam Duong, B.N (2016), „Vietnam-EU free trade agreement: Impact and policy implications for Vietnam‟, Working Paper No 07/2016 Egger, P (2005), „Alternative Techniques for Estimation of Cross-Section Gravity Models‟, Review of International Economics‟, 13(5): 881-891 Frankel, J.A (1997), Regional trading blocs, Washington, DC: Institute for International Economics Frankel, J.A., Stein, E., & Wei, S.-J (1995), „Trading blocs and the Americas: The natural, the unnatural, and the super-natural‟, Journal of Development Economics, 47, 61-95 Doi: 10.1016/0304-3878(95)00005-4 Frankel, J.A., Stein, E., & Wei, S.-J (1996), „Regional trading arrangements: Natural or supernatural?‟ American Economic Review, 86, 52-56 Doi: 10.3386/w5431 105 Frankel, J.A., Stein, E., & Wei, S.-J (1998), „Continental trading blocs: Are they natural or supernatural?‟ In J.A Frankel (Ed.), The regionalization of the world economy (pp 91113) Chicago: University of Chicago Press Hausman, J and Taylor, W (1981), „Panel Data and Unobservable Individual Effects‟, Econometrica, 49(6): 1377-1398 10 Hoang Chi Cuong, Tran Thi Nhu Trang, and Dong Thi Nga (2015), „Do Free Trade Agreements (FTAs) really Increase Vietnam‟s Foreign Trade and inward Foreign Direct Investment (FDI)?‟, British Journal of Economics, Management & Trade, 7(2): 110-127 11 Krugman, P (1991), „The move toward free trade zones‟ In Policy implications of trade and currency zones, proceedings of a federal reserve bank of Kansas city symposium (pp.7-41) 12 Lipsey, R.G (1960), „The theory of customs unions: A general survey‟, Economic Journal, 70, 496-513 Doi: 10.2307/2228805 13 McPherson, M and Trumbull W (2003), „Using the Gravity Model to Estimate Trade Potential: Evidence in Support of the Hausman-Taylor Method‟ 14 Phạm Thị Cải, Nguyễn Thị Nhiễu, Đỗ Kim Chi, Hoàng Thị Vân Anh, Lê Huy Khơi, Phạm Hồng Lam, Hồng Thị Hương Lan (2008), „Tác động Hiệp định Thương mại tự ASEAN-Hàn Quốc (AKFTA) tới quan hệ thương mại Việt Nam-Hàn Quốc‟, Đề tài nghiên cứu khoa học cấp Bộ mã số: 75.08.RD 15 Pham, Thi Hong Hanh (2011), „Does the WTO accession matter for the dynamics of foreign direct investment and trade?‟, Economic of Transition, 19(2): 255-285 16 Shujiro Urata (2010), „Proliferation of FTAs and the WTO‟, Working Paper 17 Stevens, C., Irfan, M., Massa, J., & Kennan (2015), „The impact of free trade agreements between developed and developing countries on economic development of developing countries‟, UK: Rapid Evidence Assessment (July), DFID 106 ... đối tác thương mại FDI Việt Nam giai đoạn 2005-2018 để đánh giá tác động WTO FTAs mà Việt Nam tham gia đến xuất, nhập thu hút FDI Việt Nam Xây dựng mơ hình nghiên cứu Để đánh giá tác động hiệp định. .. dẫn để đánh giá lại tác động hiệp định thương mại tự WTO đến thu hút FDI ngoại thương Việt Nam Trong nghiên cứu, tác giả dùng biến giả (dummy variable) riêng rẽ để đánh giá tác động t ng FTA c ng... đối tác thương mại FDI quan trọng Việt Nam giai đoạn 2005-2018, phương pháp ước lượng OLS, RE, Hausman-Taylor, nghiên cứu đánh giá tác động WTO, hiệp định thương mại mà Việt Nam k kết đến thu hút