CHƯƠNG 3 MÔ HÌNH KINH TẾ LƯỢNG VÀ CÁC VẤN ĐỀ ƯỚC LƯỢNG
3.6 Vấn đề ước lượng
Dữ liệu nghiên cứu trích lọc từ bộ dữ liệu VHLSS 2010 khơng hồn hảo vì số lượng các hộ gia đình có tiêu dùng bằng 0 (hộ khơng chi tiêu cho mặt hàng đang xét) quá lớn. Như đã trình bày ở Bảng 3.2, số lượng các hộ không tiêu dùng cho các mặt hàng nước giải khát, cà phê và sữa tươi chiếm trên 60%, và mặt hàng chè cũng chiếm 43% mẫu điều tra. Khiếm khuyết này gây ra vấn đề thiên lệch trong việc ước lượng mơ hình hàm cầu nếu chỉ sử dụng các quan sát dương.
Các hộ tiêu dùng bằng không sẽ không tồn tại dữ liệu về lượng và giá trị tiêu dùng của mặt hàng không sử dụng, nên giá cả của hộ gia đình đó bị thiếu. Để thu được dữ liệu cho giá cả bị thiếu của các hộ gia đình có tiêu dùng bằng khơng, Chern và đ.t.g (2003) đã giả định rằng các hộ gia đình này phải đối diện với giá trung bình theo mức thu nhập của họ, khu
vực họ sinh sống và tháng của cuộc khảo sát. Vu Hoang Linh (2009) đã xử lý vấn đề này bằng cách giả định rằng giá của các hộ khơng tiêu dùng là giá trung bình của các hộ khác có tiêu dùng trong cùng một xã. Phạm Thành Thái (2013) giả định rằng giá của mỗi hộ gia đình là giá trung bình của mỗi loại hàng hóa tương ứng với mức thu nhập và khu vực mà họ đang sinh sống. Trong nghiên cứu này, tác giả cho rằng giá cả của hộ gia đình có tiêu dùng bằng khơng sẽ được xác định dựa trên giá trung bình của mỗi loại hàng hóa tại khu vực đang sinh sống và mức thu nhập của hộ gia đình. Bộ dữ liệu VHLSS2010 đã chia mẫu điều tra theo 5 nhóm thu nhập và 2 vùng thành thị và nông thơn; do đó, mỗi sản phẩm được tiêu dùng sẽ có 10 giá trung bình, với 4 sản phẩm được sử dụng cho ước lượng mơ hình, sẽ có 40 giá trung bình được tạo ra.
3.7Các thủ tục ước lượng mơ hình
Vì dữ liệu tồn tại các quan sát có tiêu dùng bằng khơng (khơng mua) trong thời gian khảo sát như đã trình bày ở phần 3.5 và 3.6; do đó, nếu chỉ sử dụng các quan sát dương (có tiêu dùng) để ước lượng thì kết quả là các ước lượng bị chệch do vấn đề thiên lệch trong chọn mẫu, làm giảm khả năng dự báo của mơ hình.
Trong nghiên cứu này, biến phụ thuộc là phần ngân sách (wi) được hộ gia đình chi tiêu cho một mặt hàng i; wi bằng khơng nếu hộ gia đình khơng mua, và wi dương nếu hộ gia đình có mua. Theo Chern và đ.t.g (2003) phần chi tiêu bằng không sẽ được kiểm sốt (censored) bởi một biến khơng quan sát được gọi là biến tiềm ẩn. Tác giả sử dụng thủ tục ước lượng hai bước của Heckman, để xử lý vấn đề không tiêu dùng, với giả định rằng các quan sát không tiêu dùng là do vấn đề chọn mẫu gây ra.
Thủ tục ước lượng của Heckman gồm 2 bước: (1) Xây dựng mơ hình về quyết định tiêu dùng, sử dụng mơ hình hồi quy Probit để xác định xác suất mua sắm một sản phẩm nhất định. (2) Tính tỷ lệ IMR (Inverse Mill’s Ratio) từ kết quả ước lượng từ mơ hình hồi quy Probit với phương pháp ước lượng thích hợp cực đại (maximum likelihood). IMR là một biến kết nối quyết định tham gia (có tiêu dùng hay khơng) với phương trình mà nó đại diện cho lượng cầu, vấn đề thiên lệch chọn mẫu xảy ra nếu tham số π trong phương trình 3.8 dưới đây có ý nghĩa thống kê (Heckman, 1979, trích trong Phạm Thành Thái, 2013). Sau khi thực hiện thủ tục này, tất cả 9.399 quan sát trong bộ dữ liệu VHLSS2010 sẽ được sử dụng để ước lượng hàm cầu đồ uống tại Việt Nam (xem cách tính IMR trong Phụ lục 6).
Tỷ lệ IMR sau đó được đưa vào mơ hình LA/AIDS để ước lượng. Hàm cầu có bổ sung biến IMR được viết lại như sau:
4 4 6
wi i ij ln p j i ln x wi
ln pi ik Hk ij IMR Ui (3.8)
j i1 k 1 Trong đó: 4 wi ln pi là chỉ số Laspeyres i1
Vì ràng buộc cộng dồn tạo ra một ma trận hiệp phương sai suy biến, cũng như để đảm bảo lý thuyết hàm cầu về điều kiện cộng dồn nên một phương trình phải được loại bỏ trước khi ước lượng, trong nghiên cứu này phương trình hàm cầu mặt hàng chè được loại bỏ. Còn các ràng buộc về tính đồng nhất và tính đối xứng được áp đặt lên các tham số khi ước lượng mơ hình (xem chi tiết tại Phụ lục 7).
3.8Tóm tắt chương
Trong Chương 3, tác giả đã trình bày tóm tắt sơ đồ nghiên cứu, cụ thể nghiên cứu được thực hiện qua ba bước, trong đó Bước 1 có hai nội dung: (1) tìm hiểu về ngoại tác tiêu cực của nước giải khát đối với người tiêu dùng, và (2) ước lượng hàm cầu và xác định độ co giãn của cầu theo thu nhập và theo giá của mặt hàng nước giải khát. Bước 2 có nội dung phân tích ba tiêu chí của một chính sách thuế hiệu quả. Bước 3 có nội dung đánh giá chính sách thuế có hiệu quả hay khơng và ra quyết định đánh thuế. Mơ hình nghiên cứu được lựa chọn là mơ hình AIDS, ngồi ra cịn có các biến nhân khẩu học, kinh tế xã hội được đưa vào mơ hình nghiên cứu cầu tiêu dùng nước giải khát tại Việt Nam. Tác giả cũng đã trình bày khát qt cách thức trích lọc dữ liệu nghiên cứu từ bộ dữ liệu VHLSS 2010. Bên cạnh đó, các thủ tục ước lượng mơ hình nghiên cứu, các thủ thuật xử lý vấn đề không tiêu dùng của các hộ gia đình cũng đã được trình bày trong chương này.
CHƯƠNG 4. KẾT QUẢ PHÂN TÍCH VÀ THẢO LUẬN
4.1Giới thiệu chương
Trong chương này, tác giả sẽ tiến hành ước lượng mơ hình hàm cầu nước giải khát tại Việt Nam và ước tính hệ số co giãn của cầu theo giá và theo thu nhập với hàm cầu AIDS đã lựa chọn trong Chương 3. Tiếp theo, tác giả tiến hành phân tích ba tích chất quan trọng của một chính sách thuế hiệu quả là hiệu quả kinh tế, tính cơng bằng, và tính khả thi dựa trên kết quả ước lượng độ co giãn. Đồng thời, tác giả phân tích tác động của thuế đến các bên liên quan nếu chính sách thuế được áp dụng.
4.2Khái quát về ngành nước giải khát Việt Nam
Năm 2013, ngành công nghiệp sản xuất nước giải khát không cồn ở Việt Nam có 135 doanh nghiệp hoạt động, tổng sản lượng bán ra khoảng 2.083 triệu lít, xuất khẩu 2,03 triệu lít, tổng doanh thu đạt khoảng 11.870 tỷ VND. Mức tăng trưởng trong giai đoạn 2009 – 2013 là 19,5%, và dự báo sẽ tiếp tục tăng trưởng ở mức 14,2% trong giai đoạn 2014 – 2018. Các doanh nghiệp chiếm thị phần lớn là PepsiCo với 25,5%, Tân Hiệp Phát với 22,65%, Coca Cola với 10,5%. Các sản phẩm có thị phần cao bao gồm nước khống đóng chai chiếm khoảng 40.63%, trà xanh đóng chai chiếm 36,41%, và nước giải khát có ga chiếm 19,31%. Thị trường nước giải khát hiện được xem là thị trường có mức độ cạnh tranh cao (BMI, 2013). Dự báo, tốc độ tăng tiêu dùng nước giải khát tiếp tục cao do Việt Nam có dân số trẻ, thu nhập bình quân đầu người đang tăng, và khí hậu nóng ẩm. Mặt hàng nước giải khát có ga có xu hướng sẽ tăng trưởng chậm lại, còn mặt hàng nước trà xanh và nước trái cây có xu hướng tăng mạnh hơn do nhận thức mới của người dân về thực phẩm và chăm sóc sức khỏe (VietinbankSc, 2014).
4.3Ngoại tác tiêu cực từ nước giải khát
Nhìn chung khơng có một quan điểm thống nhất về việc có tồn tại ngoại tác tiêu cực của nước giải khát đối với sức khỏe người tiêu dùng. Phía ủng hộ cho rằng đường, CO2 bão hịa, và axit photphoric có trong nước giải khát là nguyên nhân gây ra các bệnh như béo phì, tiểu đường, sỏi thận, và răng miệng. Tuy nhiên, ở chiều ngược lại, nhiều nghiên cứu cho rằng hàm lượng CO2 bão hòa trong nước giải khát làm tăng cảm giác no, làm giảm nhu cầu ăn thức ăn khác, và có thể hạn chế tình trạng dư thừa calo. Trong các sản phẩm tiêu dùng hàng ngày có rất nhiều sản phẩm khác chứa đường (ví dụ: bánh, kẹo, sữa, kem),
do đó kết luận nước giải khát là nguyên nhân gây ra các bệnh nêu trên là khơng thuyết phục. Bên cạnh đó, các bệnh như béo phì, răng miệng phát sinh cịn do lối sống của người dân (xem chi tiết tại Phụ lục 1). Vì vậy, khơng thể kết luận nước giải khát là nguyên nhân gây ra các vấn đề sức khỏe. Chính sách thuế tiêu thụ đặc biệt đề xuất áp lên mặt hàng nước giải khát để giảm ngoại tác tiêu cực là không thuyết phục.
4.4Xây dựng hàm cầu nước giải khát và xác định độ co giãn
Sau khi thực hiện các thủ tục tính tỷ lệ IMR (xem Phụ lục 8), mơ hình hàm cầu LA/AIDS cho 4 mặt hàng đồ uống ở Việt Nam được ước lượng theo phương pháp SUR (Seemingly Unrelated Regression). Kết quả ước lượng mơ hình được tóm tắt trong Bảng 4.4 dưới đây.
Bảng 4.4: Hệ số hồi qui ước lượng trong mơ hình LA/AIDS với ràng buộc đối xứng và đồng nhất được áp đặt†
Các biến
Hệ số hồi qui cho các mặt hàng
Nước giải khát Sữa tươi Cà phê Chè
Hằng số -0,2912*** 0,7421*** 0,0115 0,5375
Log(Pnước giải khát) -0,1805*** 0,1116*** 0,0186*** 0,0503 Log (Psữa tươi) 0,1116*** -0,1570*** 0,0297*** 0,0157 Log(Pcà phê) 0,0186*** 0,0297*** -0,0563*** 0,0080 Log(Pchè) 0,0503*** 0,0157*** 0,0080*** -0,0740 Log(Chi tiêu) -0,0433*** 0,0599*** -0,0274*** 0,0107 Log (Age) 0,0173*** -0,1697*** -0,0017 0,1541 Log (Edu) -0,0100*** 0,0168*** 0,0110*** -0,0178 Log(hhsize) -0,0112*** 0,0105* -0,0065*** 0,0072 Location -0,0304*** 0,0945*** 0,0003 -0,0644 Gender 0,0117*** -0,0680*** 0,0054** 0,0509 Group2 -0,0301*** -0.0001 0,0040 0,0261 Group3 -0,0542*** 0,0045 0,0028 0,0469 Group4 -0,0610*** 0,0112 0,0020 0,0478 Group5 -0,0284*** -0,0032 0,0002 0,0314 IMR_i 0,5212*** 0,2050*** 0,4272*** -1,1534 R2 68,68% 33,19% 77,45% (-)
Nguồn: Tác giả tính tốn từ bộ dữ liệu VHLSS 2010
† Dấu * chỉ mức ý nghĩa 10%, dấu ** chỉ mức ý nghĩa 5%, và dấu *** chỉ mức ý nghĩa 1%. Các kết quả tính tốn xem chi tiết tại Phụ lục 9.
Kết quả ước lượng với mơ hình LA/AIDS cho thấy hầu hết các tham số trong mơ hình hồi qui đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, các hệ số hồi qui trong mơ hình hàm cầu mặt hàng chè được xác định bằng ràng buộc tính cộng dồn. Các hệ số IMR có ý nghĩa thống kê, do đó nếu bỏ qua vấn đề tiêu dùng bằng khơng thì kết quả ước lượng sẽ bị thiên lệch. Đa phần các biến số nhân khẩu học và biến số địa lý đều có tác động có ý nghĩa thống kê, điều này ngụ ý rằng có sự khác biệt trong tiêu dùng các mặt hàng đồ uống ở các hộ gia đình khác nhau và ở các vùng khác nhau.
Để thu được các hệ số co giãn của cầu theo giá và hệ số co giãn của cầu theo thu nhập, tác giả sử dụng các cơng thức (2.4), (2.5) và (2.6) để tính tốn. Kết quả các hệ số này được thể hiện ở Bảng 4.5 dưới đây.
Kết quả tính tốn độ co giãn của cầu theo giá riêng cho thấy giả thuyết 1 (H1) được thỏa mãn. Hệ số co giãn của cầu theo giá của 4 mặt hàng đều mang dấu âm, kết quả này phù hợp với lý thuyết kinh tế học vi mô rằng khi giá của một mặt hàng nào đó tăng lên thì lượng cầu của mặt hàng đó giảm đi trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Một điểm đáng chú ý là cả 4 mặt hàng đồ uống đang xét đều có cầu co giãn nhiều theo giá, trong đó mặt hàng nước giải khát có cầu co giãn mạnh nhất. Kết quả hệ số co giãn của cầu theo thu nhập (chi tiêu) cũng cho thấy giả thuyết 2 (H2) được chấp nhận, cả 4 mặt hàng đồ uống đang xét đều là hàng hóa thơng thường.
Bảng 4.5: Độ co giãn của cầu theo thu nhập, và độ co giãn của cầu theo giá riêng
Mặt hàng Độ co giãn của cầu theo thu nhập Độ co giãn của cầu theo giá
Nước giải khát 0,5650 -2,7718
Sữa tươi 1,3769 -2,0475
Cà phê 0,4760 -2,0512
Chè 1,0252 -1,1853
Nguồn: Tính tốn của tác giả
4.5So sánh kết quả ước lượng độ co giãn với một số nghiên cứu trước
Việc so sánh kết quả ước lượng độ co giãn trong nghiên cứu này với các nghiên cứu trước nhằm xem xét có hay khơng sự khác biệt giữa cầu các mặt hàng đồ uống ở Việt Nam và các nước khác. Tuy nhiên, có một khó khăn là các nghiên cứu về cầu nước giải khát ở Việt
Nam khá hạn chế. Mặc dù, tác giả đã cố gắng tìm hiểu nhưng chỉ có nghiên cứu của Trần Kim Chung và đ.t.g (2014). Các nghiên cứu ở nước ngoài được chọn là nghiên cứu của Adam và Smed (2012) tại Đan Mạch và Alviola và đ.t.g (2010) tại Hoa Kỳ. Hai nghiên cứu này được chọn vì (1) đều sử dụng mơ hình LA/AIDS để ước lượng độ co giãn, và (2) có các mặt hàng đồ uống được đưa vào mơ hình tương tự nhau. Kết quả so sánh được trình bày tại Bảng 4.6.
Kết quả so sánh cho thấy 2 điểm chính sau: (i) Độ co giãn của cầu theo giá riêng của mặt hàng nước giải khát ở Việt Nam có sự tương đồng giữa nghiên cứu của tác giả và Trần Kim Chung (2014). Cả hai nghiên cứu đều cho thấy mặt hàng nước giải khát ở Việt Nam có cầu co giãn nhiều theo giá. Trong khi mặt hàng này ít co giãn theo giá hơn ở các thị trường khác. (ii) Cầu mặt hàng nước giải khát ở Việt Nam ít co giãn theo thu nhập, còn ở Đan Mạch và Hoa Kỳ cho thấy điều ngược lại. Kết quả này có thể lý giải bởi thói quen tiêu dùng thức ăn nhanh kèm theo nước giải khát ở các nước công nghiệp như Hoa Kỳ và Đan Mạch là rất phổ biến, trong khi đó ở Việt Nam mặt hàng này chưa phải là một sản phẩm quá quen thuộc trong các bữa ăn của hộ gia đình.
Bảng 4.6: So sánh độ co giãn giữa các nghiên cứu khác nhau
Mặt hàng Tác giả (2015) Trần Kim Chung và đ.t.g (2014) Adam và Smed (2012) Alviola và đ.t.g (2010) Độ co giãn của cầu theo thu nhập
Nước giải khát 0,56 - 1,23 1,140
Sữa tươi 1,37 - 0,87 0,873
Cà phê 0,47 - - 0,991
Chè 1,02 - - 0,733
Độ co giãn của cầu theo giá
Nước giải khát -2,77 -2,81* -1,36 -0,65
Sữa tươi -2,04 - -0,88 -1,98
Cà phê -2,05 - - -1,48
Chè -1,18 - - -1,24
Nguồn: Tổng hợp của tác giả dựa trên các nghiên cứu cầu mặt hàng Nước giải khát Ghi chú: * mặt hàng nước giải khát có ga
4.6Phân tích chính sách thuế tiêu thụ đặc biệt lên mặt hàng nước giải khát
Như đã đề cập ở Chương 2, nghiên cứu này được thực hiện dựa trên khung phân tích kinh tế học về thuế. Trong đó, ba tiêu chí quan trọng để xem xét tính khả thi của một chính sách thuế được sử dụng để phân tích bao gồm tính kinh tế, tính cơng bằng, và tính khả thi. Các tính chất này sẽ được tác giả phân tích sau đây.
4.6.1 Phân tích tính kinh tế của thuế tiêu thụ đặc biệt đối với nước giải khát
Kết quả ước lượng độ co giãn của cầu theo giá của nước giải khát ở Việt Nam cho thấy đây là mặt hàng có cầu co giãn nhiều theo giá (E = -2,77; |E| = 2,77 >1). Nghĩa là, nếu giá của mặt hàng này tăng lên 1% thì lượng cầu của mặt hàng này giảm đi 2,77%. Theo Mankiw (2010) thì một chính sách thuế đánh vào mặt hàng có cầu co giãn mạnh theo giá sẽ gây ra tổn thất lớn cho xã hội. Cịn Stiglitz (1986) thì cho rằng chính sách thuế áp dụng đối với sản phẩm có cầu co giãn mạnh sẽ làm thay đổi hành vi của người tiêu dùng. Lý thuyết thuế tiêu thụ đặc biệt cho rằng chỉ áp dụng thuế này đối với một mặt hàng có cầu ít co giãn theo giá, ngược lại nếu mặt hàng chịu thuế có cầu co giãn mạnh theo giá thì thuế sẽ gây ra biến dạng hành vi tiêu dùng dẫn đến doanh thu thuế thấp, và tổn thất xã hội cao (Mccarten và Stotsky, 1995).