1.Lý thuyết phõn tớch
a.Mụ hỡnh hồi quy bội *Mụ hỡnh
Hàm hồi quy tổng thể (PRF) cú dạng:
(Y X2,X3) 1 2X2 3X3
E =β +β +β (1)PRF là kỳ vọng PRF là kỳ vọng
b.lý thuyết phõn tớch năng lực cạnh tranh về giỏ hàng xuất khẩu
*Phõn tớch năng lực cạnh tranh về giỏ hàng xuất khẩu:
Một nền kinh tế cú thể coi là cú năng lực cạnh tranh về một hàng hoỏ nào đú khi giỏ cả thị trường nội địa ổn định,khụng bị búp mộo và cú mức giỏ thấp hơn hoặc ớt ra là bằng mức giỏ của hàng hoỏ đú khi được sản xuất và bỏn tự do trờn thị trường quốc tế.
Giỏ cả là yếu tố quyết định sự cạnh tranh của một nền kinh tế trờn thị trường thế giới.Chớnh vỡ vậy,lợi thế về giỏ thường được chọn là tiờu chớ chủ yếu để đỏnh giỏ khả năng cạnh tranh về một mặt hàng hoỏ trờn thị trường thế giới. Hệ số năng lực cạnh tranh về giỏ được tớnh theo cụng thức:
D W C P P H = Ư (*)
Trong đú:
HC : là hệ số năng lực cạnh tranh về giỏ
W
PƯ : Giỏ quốc tế ,được coi như giỏ cạnh tranh về mặt hàng được xột PD : Giỏ nội địa
W
PƯ và PD được tớnh theo một đồng tiền.
Nếu PƯW là giỏ xuất khẩu của một nước khỏc(ta gọi nước A) và PD là giỏ xuất khẩu của nước B thi ta cú hệ số khụng gian phản ỏnh so sỏnh năng lực cạnh tranh của nước B so với nước A về hàng hoỏ được xột.
C
H >1 cho thấy cú năng lực cạnh tranh, HC càng lớn hơn 1 cho thấy năng lực cạnh tranh càng cao.Trường hợp so sỏnh 2 quốc gia A và B thỡ HC>1 phản ỏnh năng lực cạnh tranh của B cao hơn A.
Vớ Dụ: Giỏ mỏy động cơ diesel loại cụng suất động cơ 18HP nhón hiệu Vinappro của Việt Nam là 9.78 triệu đồng/chiếc, cũn hàng hoỏ cựng chủng loại của Trung Quốc nhón hiệu Sifang giỏ bỏn trờn thị trường quốc tế quy ra tiền Việt Nam là 4.66 triệu đồng.Hệ số năng lực cạnh tranh của Trung Quốc với Việt Nam về mặt hàng này là: ( ) 2.1 210%
66. . 4 78 . 9 = = = diesel C H
Trong thực tế năng lực cạnh tranh của Việt Nam cú thể được tớnh bằng chỉ số giữa giỏ bỏn buụn nội địa của Việt Nam so với giỏ “xuất khẩu tương đương”của mặt hàng nào đú,tức giỏ FOB của một số nước nhập khẩu chủ yếu của Việt Nam. Chẳng hạn như giỏ gạo Inđụnờsia nhập khẩu của Việt Nam tại cảng Sài Gũn là 268.5 USD/tấn,cũn giỏ gạo bỏn buụn bỡnh quõn trờn thị trường Việt Nam của loại gạo nay quy ra đụla Mỹ là 240.5USD /tấn, thỡ hệ số năng lực cạnh tranh về giỏ của mặt hàng gạo Việt Nam sẽ là:
1.116 111.6%tan tan / 5 . 240 tan / 5 . 268 ) ( = = = USD USD H gao C
*Phõn tớch theo thời gian tỏc động của cỏc yếu tố biến động giỏ:
Để thấy được sự biến động năng lực cạnh tranh theo thời gian,ta tớnh chỉ số hệ số năng lực cạnh tranh IHC từ cụng thức (*). Hệ số cạnh tranh kỳ gốc : 0 0 Ư 0 D W C P P H = Hệ số năng lực cạnh tranh kỳ nghiờn cứu:
11 1 Ư 1 D W C P P H =
Chỉ số biến động năng lực cạnh tranh (IHC) sẽ là:
( ) ( ) 1 0 0 1 0 0 1 1 0 1 / / / * Ư Ư Ư Ư D D W W D W D W C C HC P P P P P P P P H H I = = = PD W P HC I I I = Ư /
Với IPƯW là chỉ số giỏ quốc tế kỳ nghiờn cứu so kỳ gốc IPD là chỉ số giỏ nội địa kỳ nghiờn cứu so kỳ gốc
Vớ dụ: Năm 2000 so với năm 1999,chỉ số giỏ quốc tế về gạo giảm 3%,chỉ số giỏ gạo nội địa giảm 10% thỡ chỉ số năng lực cạnh tranh về gạo của Việt Nam năm 2000 sẽ là: 1.077 107.7% 90 . 0 97 . 0 % 10 1 % 3 1 = = = − − = HC I
Năng lực cạnh tranh về gạo của Việt Nam năm 2000 tăng 7.7% so với năm 1999.
Như vậy năng lực cạnh tranh về giỏ tỷ lệ thuận với giỏ quốc tế và tỷ lệ nghịchvới giỏ bỏn buụn trong nước.Trong trường hợp khụng cú giỏ bỏn buụn
trong nước ( vớ dụ: dầu thụ ) thỡ cú thể thay bằng giỏ thành sản xuất ( gồm cả thuế cỏc loại )
*Tỏc động của yếu tố giỏ nội địa và tỷ giỏ tới năng lực cạnh tranh
Hệ số năng lực cạnh tranh HC càng lớn thỡ hàng húa cú khả năng cạnh tranh càng cao trờn thị trường quốc tế.Cú nhiều nhõn tố khỏc nhau tỏc động đến khả năng cạnh tranh của sản phẩm trờn thị trường quốc tế.Sự xuất hiện của cỏc đối thủ cạnh tranh mới và sự ra đời cỏc sản phẩm thay thế thường cú thể làm suy giảm khả năng cạnh tranh của hàng hoỏ tương ứng của một nước… Biến động của tỷ giỏ hối đoỏi cũng là một yếu tố quan trọng tỏc động đến khả năng cạnh tranh.Việc đỏnh giỏ quỏ cao đồng tiền nội địa cú thể làm giảm khả năng cạnh tranh của cỏc hàng hoỏ xuất khẩu và ngược lại.
ở đõy,chỳng ta xem xột tỏc động của giỏ và tỷ giỏ(ký hiệu TG)tới hệ số năng lực cạnh tranh của một nước .Giả sử giỏ quốc tế PƯW khụng thay đổi , giỏ nội địa tăng thờm∆PD (%) và tỷ giỏ tăng(giảm)∆TG (tớnh theo %) thỡ từ cụng thức (*),với thay đổi làPD tớnh theo đồng tiền nội địa:
Cụng thức: TG P P H D W C Ư = Kỳ gốc: 0 Ư 0 0 P TG P H D W C = Kỳ nghiờn cứu: 1 Ư 1 1 P TG P H D W C = Thay PD =PD (1+∆PD) 0 1
TG1 =TG0(1+∆TG) Ta cú: D C C P TG H H ∆ + ∆ + = 1 1 0 1
Vỡ cỏc số gia ∆PD và ∆TG là cỏc số đo tương đối( nhịp độ tăng thờm của giỏ nội địa và nhịp độ tăng thờm của tỷ giỏ kỳ nghiờn cứu so với kỳ gốc) nờn chỳng ta cú thể dựng cỏch tớnh xấp xỉ: HC1 ≈ HC0(1−∆PD +∆TG) P TG H H H D C C C ∆ + ∆ − ≈ − 0 0 1 ∆HC ≈∆PD +∆TG
Như vậy,tỷ lệ biến động của hệ số năng lực cạnh tranh xấp xỉ bằng hiệu số giữa tỷ lệ tăng tỷ giỏ(theo nghĩa tăng giỏ ngoại tệ)và tỷ lệ tăng giỏ nội địa hàng xuất khẩu.
2.Số liệu và cỏc biến số dựng để phõn tớch
Cỏc biến số:
Pvn:Giỏ gạo của Việt Nam,đơn vị tớnh (triệuVND/tấn) PW:Giỏ gạo quốc tế,đơn vị tớnh(USD/tấn)
TG:Tỷ giỏ VND/USD T :Biến xu thế
HN:hạn ngạch xuất khẩu(nghỡn tấn) Q :Lượng gạo xuất khẩu(nghỡn tấn)
PXK:giỏ gạo xuất khẩu của Việt Nam
Số liệu được quan sỏt theo quý,từ quý 1 năm 1992 đến quý 1 năm 2003 bao gồm 45 quan sỏt.
3.Phõn tớch
a.Mụ hỡnh phõn tớch sự thay đổi giỏ gạo Việt Nam theo 2 yếu tố tỷ giỏ và giỏ quốc tế
Giỏ gạo Việt Nam ở năm 1992 là 1.75 triệu VND/tấn,nhưng đến năm 2002 là hơn 3.000 VND/tấn.Và sự thay đổi của tỷ giỏ chớnh là nguyờn nhõn chủ yếu giải thớch cho sự tăng giỏ này.VND sau 10 năm đó mất giỏ khoảng 50% so với USD và giỏ gạo cũng đó tăng hơn 70%.
Giỏ quốc tế thay đổi cũng cú xu hướng làm cho giỏ gạo của Việt Nam thay đổi và thường là cựng chiều với sự thay đổi của giỏ quốc tế.
Rất khú cú thể đưa ra được một mụ hỡnh hoàn hảo để cú thể mụ tả hết vấn đề rất dễ cú cỏc khuyết tật, chỳng ta thử một mụ hỡnh tuyến tớnh cú dạng như sau:
PVN = β1PW + β2TG + u Kết quả ước lượng mụ hỡnh:
Dependent Variable: PVN Method: Least Squares Date: 04/26/03 Time: 21:17 Sample: 1992:1 2003:1 Included observations: 45
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. PW -0.002184 0.001390 -1.571329 0.1234 TYGIA 0.000250 2.54E-05 9.832014 0.0000 R-squared 0.745929 Mean dependent var 2.618612 Adjusted R-squared 0.740020 S.D. dependent var 0.651140 S.E. of regression 0.332005 Akaike info criterion 0.676091 Sum squared resid 4.739764 Schwarz criterion 0.756387 Log likelihood -13.21204 Durbin-Watson stat 0.400871
so sỏnh ta nhận thấy R2>d,theo Granger và Newbold thỡ R2>d là dấu hiệu hồi quy là giả mạo.Để khắc phục ta đưa thờm biến xu thế t vào mụ hỡnh,như vậy mụ hỡnh trở thành:
PVN = β1PW + β2TG + β3t + u Kết quả hồi quy:
Dependent Variable: PVN Method: Least Squares Date: 04/26/03 Time: 21:26 Sample: 1992:1 2003:1 Included observations: 45
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. PW 0.004369 0.001017 4.295939 0.0001 T 0.036325 0.003674 9.885856 0.0000 TYGIA 6.15E-05 2.37E-05 2.593952 0.0130 R-squared 0.923631 Mean dependent var 2.618612 Adjusted R-squared 0.919995 S.D. dependent var 0.651140 S.E. of regression 0.184176 Akaike info criterion -0.481508 Sum squared resid 1.424675 Schwarz criterion -0.361064 Log likelihood 13.83393 Durbin-Watson stat 0.948309
Xem xột cỏc hệ số ta nhận thấy mụ hỡnh hoàn toàn cú thể chấp nhận đựơc về mặt kinh tế và phự hợp với thực tế.Cỏc hệ số của cỏc biến số đưa vào ước lượng đều dương và cỏc mức xỏc xuất tương ứng của cỏc biến số đều khẳng định sự khỏc 0 của cỏc biến số đưa vào,R2=92.3% .Tuy nhiờn cần phải xem xột cỏc khuyết tật khỏc mà mụ hỡnh cú thể mắc phải,đặc biệt là tự tương quan và phương sai sai số thay đổi.
Tiến hành kiểm định về phương sai sai số thay đổi dựa trờn ( ∧
Y 2),ước lượng phương trỡnh:
e2
i = β1 +β2(PVN∧ i)2
Kết quả kiểm định:
Method: Least Squares Date: 04/26/03 Time: 23:38 Sample: 1992:1 2003:1 Included observations: 45
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. (PVNF)^2 0.003557 0.002549 1.395214 0.1701 C 0.005907 0.020142 0.293239 0.7708 R-squared 0.043310 Mean dependent var 0.031659 Adjusted R-squared 0.021061 S.D. dependent var 0.054669 S.E. of regression 0.054090 Akaike info criterion -2.952893 Sum squared resid 0.125808 Schwarz criterion -2.872597 Log likelihood 68.44009 F-statistic 1.946623 Durbin-Watson stat 1.724485 Prob(F-statistic) 0.170116
Với cặp giả thiết: H0:β2=0 H1:β2≠0
Ta thấy rằng hệ số của PVN2 là bằng 0 một cỏch cú ý nghĩa ở mức 5%,chấp nhận giả thiết H0 tức là mụ hỡnh khụng cú phương sai sai số thay đổi.
Kiểm định tự tương quan
Ta kiểm định cặp giả thiết H0:Mụ hỡnh khụng cú tự tương quan H1:Mụ hỡnh cú tự tương quan
Kết quả kiểm định
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 14.29927 Probability 0.000498 Obs*R-squared 11.62923 Probability 0.000649 Test Equation:
Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 04/27/03 Time: 07:44
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. PW -7.76E-05 0.000886 -0.087578 0.9306 TYGIA 2.36E-06 2.07E-05 0.114114 0.9097 T -0.000647 0.003207 -0.201858 0.8410 RESID(-1) 0.521990 0.138040 3.781438 0.0005 R-squared 0.258427 Mean dependent var -0.002552 Adjusted R-squared 0.204166 S.D. dependent var 0.179923 S.E. of regression 0.160509 Akaike info criterion -0.736251 Sum squared resid 1.056283 Schwarz criterion -0.575659 Log likelihood 20.56566 Durbin-Watson stat 2.072531
Chỳng ta thấy rằng cú tồn tại tự tương quan bậc nhất Khắc phục bằng phương phỏp Corchane-Orcutt
Dependent Variable: PVN Method: Least Squares Date: 04/27/03 Time: 07:49 Sample(adjusted): 1992:2 2003:1
Included observations: 44 after adjusting endpoints Convergence achieved after 4 iterations
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. PW 0.004645 0.001404 3.308434 0.0020 TYGIA 5.31E-05 3.44E-05 1.543709 0.1305 T 0.037519 0.006498 5.774224 0.0000 AR(1) 0.520807 0.138115 3.770827 0.0005 R-squared 0.942159 Mean dependent var 2.638376 Adjusted R-squared 0.937821 S.D. dependent var 0.644869 S.E. of regression 0.160803 Akaike info criterion -0.730766 Sum squared resid 1.034303 Schwarz criterion -0.568567 Log likelihood 20.07686 Durbin-Watson stat 2.095694 Inverted AR Roots .52
Ta thấy rằng mức độ của tự tương quan chỉ ở mức trung bỡnh t=3.77,p=0.005
Đến đõy ta cú thể đưa ra được mụ hỡnh phản ỏnh sự phụ thuộc của giỏ gạo Việt Nam vào giỏ gạo thế giới và tỷ giỏ:
PVN=0.04645PW+5.31E*10-5TG+0.037t et = 0.5208et-1 + εt
b.Phõn tớch năng lực cạnh tranh về giỏ của gạo xuất khẩu Việt Nam
Số liệu được quan sỏt ở 10 thời kỳ,từ 1993-2002.
*Phõn tớch theo 3 yếu tố:giỏ quốc tế,giỏ nội địa và tỷ giỏ
Kỳ gốc :
Kỳ nghiờn cứu: HC1 = PW1/(PD1/TG1) Chỉ số năng lực cạnh tranh kỳ nghiờn cứu so kỳ gốc:
IHC = HC1/HCo=(PW1/PWo)*(TG1/TG0)*(PDo/PD1) Đặt ∆HC=((HC1-HC0)/HC0 là tỷ lệ năng lực cạnh tranh.
∆HC ≈∆PW +∆TG-∆PD
Cụng thức (6) cho thấy nhịp độ tăng năng lực cạnh tranh xấp xỉ bằng tổng nhịp độ tăng giỏ quốc tế,nhịp độ tăng tỷ giỏ,trừ đi nhịp độ tăng giỏ nội địa về mặt hàng được xột.
Biểu B: Biến động của năng lực cạnh tranh theo 3 yếu tố.
Năm PW USD/tấn TG VND/USD PD (TriệuVND/tấn ∆HC% ∆PW% ∆TG% ∆PD% 1993 230 10720 1.771 1994 190 10980 1.724 -12.34 -17.39 2.43 2.62 1995 221 11050 2.231 -12.40 +16.32 0.64 -29.36 1996 282 11040 2.487 +16.02 +27.6 -0.09 -11.49 1997 226 12700 2.423 -2.25 -19.86 15.04 2.57 1998 262 13900 3.204 -6.85 +15.93 9.45 -32.23 1999 218 14000 3.100 -12.82 -16.80 0.72 3.25 2000 240 14300 3.000 +8.91 +10.00 2.14 3.23 2001 210 14965 3.036 -9.05 -12.5 4.65 1.2 2002 200 15525 3.000 -2.22 -4.762 3.742 -1.2
Như vậy:trong giai đoạn 1994-2002,năng lực cạnh tranh về giỏ của gạo Việt Nam tớnh bằng tỷ số giữa giỏ so sỏnh quốc tế và giỏ bỏn buụn nội địa khụng ổn định,cú 2 năm(1996-2000) chỉ số năng lực cạnh tranh tăng,cỏc năm cũn
lại đều giảm,nguyờn nhõn chủ yếu là giỏ gạo nội địa Việt Nam đó tăng nhanh từ 1.771triệu đồng/tấn năm 1993 lờn 3.1 triệu đụng/tấn năm 1999 và 3 triệu đồng/tấn năm 2002.Tuy nhiờn tỷ giỏ ngoại tệ tăng khỏ nhanh và giỏ thế giới cú tăng đó kộo lại,bự trợ cho yếu tố giỏ nội địa,năng lực cạnh tranh tuy cú giảm nhưng giảm chậm.
c.Kết luận và kiến nghị
Sau tất cả qua trỡnh phõn tớch em xin đưa ra một số kết luận và kiến nghị sau: *Giỏ gạo Việt Nam tăng nhanh trong khoảng thời gian từ quý 1 năm 1992 tới quý 4 năm 2002 cú nguyờn nhõn khụng nhỏ là do tỷ giỏ VND và USD tăng nhanh.
*Xu thế giỏ gạo của Việt Nam là tăng lờn cựng với thời gian,điều này cũng đỳng với thực tế.
*Giỏ gạo Việt Nam cũng chịu ảnh hưởng của giỏ gạo thế giới và cú xu thế biến động cựng chiều với giỏ gạo thế giới.
*Sự tăng nhanh về giỏ gạo trong nước mặc dự tỷ giỏ và giỏ quốc tế cú tăng lờn cú kộo lại đụi chỳt nhưng khụng đủ để bự lại,đó làm năng lực cạnh tranh về giỏ của Việt Nam trờn thị trường gạo quốc tế liờn tục giảm sỳt trong những năm gần đõy.
*Sản lượng và kim ngạch xuất khẩu gạo của chỳng ta trong mấy năm gần đõy liờn tục đi xuống,ngoài những nguyờn nhõn khỏc thỡ cú một phần khụng nhỏ là do năng lực cạnh tranh của gạo Việt Nam ngày càng giảm.
*Yếu tố tỷ giỏ của đồng nội tệ Việt Nam so với USD núi chung là cú lợi cho xuất khẩu.
*Hạn ngạch xuất khẩu mặc dự đảm bảo cho an ninh lương thực và một số mục tiờu khỏc, nhưng cũng cú ảnh hưởng tiờu cực tới xuất khẩu gạo và khụng cũn thớch hợp trong tỡnh hỡnh hiện nay.Vỡ thế nhà nước nờn xem xột
một cỏch nghiờm tỳc để tiến tới bói bỏ chớnh sỏch hạn ngạch đối với xuất khẩu gạo
*Tỷ giỏ tăng cú lợi cho xuất khẩu nhưng đõy là một con dao hai lưỡi vỡ trong ngắn hạn làm cho lợi thế cạnh tranh về giỏ tăng nhưng cũng sẽ làm cho giỏ gạo trong nước trong dài hạn tăng lờn ,ảnh hưởng tới đời sống nhõn dõn.Vỡ thế nhà nước nờn cú một chớnh sỏch điều chỉnh tỷ giỏ hợp lý.
*Nhà nước cần cú cỏc biện phỏp thiết thực để ngăn chặn quỏ trỡnh đi xuống của xuất khẩu gạo hiện nay,đặc biệt trong thời gian tới khú khăn sẽ càng tăng lờn
*Dự bỏo năm 2003 sản lượng và kim ngạch xuất khẩu gạo của Việt Nam sẽ tiếp tục giảm, cho dự chỳng ta cú tiến hành bất kỳ biện phỏp nào do Iraq là nước trước đõy luụn nhập một số lượng lớn gạo của chỳng ta (chiếm 50-60%