lnPOPi 0.5133689*** 3.41 P>|z| 0.611
(***), (**), (*) có ý nghĩa thống kê tại mức α = 1%, 5% và 10% Một cách tổng qt các biến độc lập trong mơ hình OLS đã giải thích phần nào thực trạng hiện nay của ngành cà phê ở Việt Nam trong giai đoạn 2003-2013. Mặc dù có chiều hướng tích cực và có ý nghĩa đối với một số biến quan trọng trong mơ hình, nhưng nếu chỉ xét riêng về ngành cà phê, biến khoảng cách kinh tế và khoảng cách địa lý thực sự khơng có ý nghĩa. Cùng với vấn đề đó, vì chỉ xét riêng đối với ngành cà phê, việc gia nhập tổ chức thương mại quốc tế của Việt Nam (WTO) thực sự không mang đến cho ngành cà phê nhiều lợi ích một phần vì thời gian gia nhập của Việt Nam là chưa đủ dài nên Việt Nam chưa thể đáp ứng được các tiêu chuẩn về chất lượng, quy trình, kỹ thuật sản xuất, và một phần vì lộ trình cắt giảm thuế chậm dẫn đến tác động tới kim ngạch xuất khẩu cà phê là chưa cao.
Biến số Mơ hình regression Mơ hình selection
Coef. z Biến số Coef. t
Constant -13.77966 -5.32 AGRI_LAND 3.083487 0.81
lnPRICE -0.5870178** -1.75 POPvn -2.882714 -0.58
Price*Distance 0.00000731 1.01 Distance -0.00000569 -0.68
lnGDPi 0.6254084*** 4.52 mills lambda 1.941126 0.51
lnEDistance 0.0768662 0.70
OPENi*OPENvn 0.0000426*** 5.86
WTO -0.0265585 -0.15
Kết
luận chương 4 : Bằng kỹ thuật phân tích kinh tế lượng đã được đề cập ở
chương 3, chương 4 đã ước lượng được mơ hình hồi quy từ bộ dữ liệu thu thập được. Kết quả nghiên cứu là phù hợp với thực tế. Các biến GDP nước nhập khẩu, dân số nước nhập khẩu, độ mở của nền kinh tế và biến giả FTA có ý nghĩa thống kê. Ngược lại, biến khoảng cách kinh tế và biến giả WTO không mang ý nghĩa thống kê. Mơ hình Heckman 2 bước được thực hiện để kiểm định mơ hình có ước lượng chệch, kết quả cho thấy mơ hình khơng bị chệch và mơ hình bình phương nhỏ nhất thuần túy là phù hợp nhất để giải thích các biến trong mơ hình.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH
5.1Kết luận
Cà phê là một trong những mặt hàng nông sản xuất khẩu quan trọng giúp Việt Nam tận dụng được tối đa lợi thế về tài nguyên thiên nhiên và nguồn nhân lực. Trong giai đoạn 2003-2013, thị trường xuất khẩu cà phê Việt Nam có nhiều biến động bất thường, đặc biệt là năm 2008 khi trải qua khủng hoảng kinh tế tòan cầu làm giá cả lên xuống thất thường. Chính vì vậy, sự sụt giảm giá cà phê ngay lập tức ảnh hưởng đến thu nhập của người dân, tỷ lệ nghèo đói, bất bình đẳng và các chỉ số kinh tế vĩ mô khác. Việt Nam đã thực hiện nhiều nỗ lực khác nhau nhằm mang lại sự ổn định lâu dài cho thị trường cà phê thơng qua một số hình thức hợp tác, ban hành các nghị định nhằm làm cân bằng thị trường cà phê, nâng cao được năng lực cạnh tranh và vị thế trên thị trường cà phê quốc tế để góp phần tăng kim ngạch xuất khẩu và 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 và tầm nhìn đến 2030 đã được Bộ Nơng nghiệp và PTNT ban hành với các mục tiêu chủ yếu như diện tích trồng cà phê đến năm 2020 là 500.000 ha và tầm nhìn đến năm 2030 là 479.000 ha để nhằm đáp ứng đủ nguồn cung cà phê xuất khẩu. Bên cạnh đó, quyết định này còn bao gồm nội dung chi tiết về phát triển cà phê của từng vùng trọng điểm.
Trên quan điểm tìm hiểu những tác nhân ảnh hưởng đến kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam từ 2003-2013, nghiên cứu vận dụng mơ hình hấp dẫn trong thương mại kết hợp với mơ hình Heckman 2 bước để đo lường tác động của các biến dân số, GDP, khoảng cách kinh tế, độ mở của nền kinh tế, diện tích đất trồng cà phê, giá cà phê xuất khẩu đến sản lượng cà phê xuất khẩu với 115 bạn hàng trên thế giới. Kết quả ước lượng cho thấy, biến giá có mối tương quan nghịch chiều với sản lượng cà phê xuất khẩu ở mức ý nghĩa 5%. Trong khi đó, ở mức ý nghĩa 1%, các biến dân số nước nhập khẩu và độ mở của nền kinh tế thực sự có ảnh hưởng đến kim ngạch xuất khẩu cà phê ở Việt Nam trong giai đoạn 2003-2013. Điều này hoàn
toàn phù hợp với lý thuyết khi dân số nước nhập khẩu tăng, nhu cầu tăng lên. Độ mở nền kinh tế càng lớn, cơ hội giao thương với nước khác càng nhiều, thúc đẩy xuất khẩu. Biến giả FTA cũng cho thấy một sự tương quan tích cực và có ý nghĩa ở mức 5% đối với sản lượng xuất khẩu cà phê hằng năm của Việt Nam, tham gia vào các hiệp định thương mại tự do, trên lộ trình cắt giảm thuế quan, cà phê thực sự là mặt hàng phát huy được tối đa tiềm năng của mình. Tuy nhiên dân số Việt Nam và GDP của Việt Nam khơng có ý nghĩa thống kê do cà phê là một ngành hàng xuất khẩu của Viêt Nam, trong khi yếu tố dân số và GDP đại diện cho cả một nền kinh tế. Việt Nam có quan hệ ngoại giao với 115 nước nhập khẩu cà phê và trong số đó có rất nhiều bạn hàng lớn có GDP cao gấp hàng chục lần Việt Nam như Mỹ, Úc, Đức, Anh… Chính vì điều này, khoảng cách kinh tế khơng thực sự có ý nghĩa giải thích đối với lượng cà phê xuất khẩu hằng năm, một phần nữa là do các nước này khơng hội tụ đủ những yếu tố khác để có thể cung ứng cà phê cho nội địa bắt buộc phải nhập khẩu từ nước khác. Và Việt Nam, là một trong những nước cung ứng cà phê nhiều trên thế giới.
5.2 Hàm ý chính sách
Khủng hoảng kinh tế vào năm 2008 và giá cả cà phê trên thị trường thế giới lên xuống thất thường làm ảnh hưởng đến diện tích đất trồng cà phê của Việt Nam, dẫn tới ảnh hưởng đến lượng cung cà phê của Việt Nam hằng năm. Mặc dù Việt Nam là nước có nguồn cung cà phê dồi dào, nhưng thực tế giá cả cà phê của Việt Nam bị ảnh hưởng bởi thị trường thế giới. Một trong những giải pháp để điều tiết giá cả đó là tăng cường tiêu thụ cà phê trong nước. Tăng tiêu thụ cà phê sẽ giúp điều chỉnh lại cân bằng cung cầu thị trường, giúp tăng giá cà phê trả cho người sản xuất, tạo cơ hội tăng giá trị gia tăng, tạo công ăn việc làm, tăng thuế và phát triển kinh tế nói chung. Ngồi ra, sau khi gia nhập vào WTO và các hiệp định thương mại tự do, cà phê xuất khẩu của Việt Nam còn gặp thêm nhiều rào cản về các tiêu chuẩn chất lượng, để có thể phát huy tối đa lợi ích khi tham gia vào các tổ chức này, Việt Nam nên nâng cao chất lượng sản phẩm cà phê, các tiêu chuẩn về độ ẩm, nồng độ thuốc bảo vệ thực vật… Vấn đề dư lượng thuốc trừ sâu trong sản phẩm phải được đặt lên
vị trí quan trọng trong việc chuẩn bị hàng xuất khẩu, đảm bảo khơng có những lơ hàng có chứa dư lượng thuốc trừ sâu vượt quá mức cho phép. Chỉ khi chất lượng được nâng lên, các doanh nghiệp Việt Nam mới có điều kiện để cạnh tranh với các nước khác, không bị phụ thuộc quá nhiều vào giá cả thế giới, thêm nữa các quốc gia khác sẽ giao thương nhiều hơn. Việt Nam là một trong những thành viên của tổ chức cà phê thế giới (ICO) và các thành viên xuất khẩu của tổ chức cà phê quốc tế phải thực hiện cam kết cải tiến chất lượng thơng qua chương trình chất lượng cà phê theo nghị quyết 420 của Hội đồng cà phê quốc tế đã được thông qua trong kỳ họp tháng 5/2004. Diện tích đất trồng cà phê cũng là một trong những yếu tố quan trọng đến kim ngạch xuất khẩu hằng năm, Việt Nam cũng đã đề ra mục tiêu cụ thể trong quyết định Quy hoạch phát triển phát triển cà phê Việt Nam đến năm 2020 và tầm nhìn đến 2030 của Bộ NN&PT NT. Thị trường xuất khẩu cà phê cũng là một trong những yếu tố quan trọng để Việt Nam có thể giao thương thường xuyên và với khối lượng lớn. Để có thể lựa chọn được những đối tác tiềm năng với dân số đông, nhu cầu cà phê tiêu dùng hằng ngày lớn, chủng loại cà phê được đại đa số dân cư ưa chuộng, Việt Nam cần xây dựng kế hoạch và chương trình xúc tiến thương mại hiệu quả, giới thiệu với thế giới những sản phẩm cà phê đặc biệt và đa dạng chủng loại, chứ không chỉ là cà phê nhân và cà phê hòa tan.
5.3 Hạn chế của nghiên cứu
Đề tài đã áp dụng mơ hình hấp dẫn trong thương mại để xác định các yếu tố tác động đến kim ngạch xuất khẩu cà phê của Việt Nam qua các năm. Tuy nhiên biến khoảng cách kinh tế và khoảng cách địa lý không mang ý nghĩa thống kê cho đề tài vì chỉ nghiên cứu ở Việt Nam nên khoảng cách là cố định giữa các quốc gia qua từng năm. Bên cạnh đó, khoảng cách địa lý được đo lường giữa thủ đô các quốc gia, trong khi vùng trọng điểm trồng cà phê của Việt Nam nằm ở khi vực Tây Ngun. Vì thế, khoảng cách địa lý khơng thực sự phản ảnh đúng theo lý thuyết của mơ hình hấp dẫn trong thương mại. Bên cạnh đó, do hạn chế về mặt số liệu, đề tài vẫn còn chưa đo lường hết được những yếu tố khác cản trở đến thương mại cà phê của Việt Nam như thuế, các tiêu chuẩn vệ sinh an toàn thực phẩm. Nghiên cứu chỉ dừng lại ở
việc xem xét mặt hàng cà phê, trong khi các biến số GDP của Việt Nam, dân số của Việt Nam đại diện cho cả nền kinh tế, chính vì vậy, khoảng cách kinh tế giữa các quốc gia, dân số Việt Nam không mang ý nghĩa thống kê. Để khắc phục những vấn đề này có thể mở rộng mơ hình ra nhiều nước trồng cà phê để thấy rõ hơn tác động của các biến đến lượng nhập khẩu, xuất khẩu.
Kết
luận chương 5 : Chương 5 đã khái qt lại tồn bộ q trình nghiên cứu của đề
tài, bên cạnh đó rút ra kết luận và đưa ra hàm ý chính sách từ thực tế nghiên cứu. Hạn chế của nghiên cứu cũng được nêu ra vì lý do hạn chế về mặt thời gian và nguồn dữ liệu nên đề tài còn chưa đi sâu vào nghiên cứu các biến quan trọng khác. Từ đó đề xuất nghiên cứu sâu hơn về lĩnh vực thương mại nông sản cho Việt Nam.
TÀI LIỆU THAM KHẢO Tài liệu tham khảo Tiếng Việt
Bộ Nông nghiệp và Phát triển Nơng thơn Việt Nam, 2013. Diện tích đất trồng cà phê phân theo từng vùng lãnh thổ.
Bộ Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn Việt Nam, 2012. Quyết định số 1987/QĐ- BNN-TT ngày 21/08/2012 về việc Phê duyệt Quy hoạch phát triển ngành cà phê Việt Nam đến năm 2020 và 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 khẩu hàng hóa Việt Nam
Trần Văn Hiếu, 2006. Giáo trình Lịch sử các học thuyết kinh tế. Cần Thơ : Nhà xuất bản 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. 2
Bergstrand, J.H. (1985). The gravity equation in international trade: some microeconomic foundations and empirical evidence, The Review of Economic and Statistics, vol.67, pp.474-481.
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., và 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 và 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 và 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.
<http://www.etsg.org/ETSG2003/papers/rahman.pdf>
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
. reg lnQuantity lnPRICE PRICE_Distance OPENi_OPENvn lnPOPi lnGDPi lnEDistance wto fta Source SS df MS Number of obsF( 8, 698) = 110.73= 707 Model 2174.17474 8 271.771842 Prob > F = 0.0000 Residual 1713.14456 698 2.45436183 R-squared = 0.5593 Adj R-squared = 0.5542 Total 3887.3193 706 5.50611799 Root MSE = 1.5666
lnQuantity Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
lnPRICE -.6255564 .2041896 -3.06 0.002 -1.026456 -.224657 PRICE_Distance 9.34e-06 5.18e-06 1.80 0.072 -8.26e-07 .0000195 OPENi_OPENvn .0000417 6.85e-06 6.09 0.000 .0000283 .0000552 lnPOPi .5470808 .1441753 3.79 0.000 .2640115 .8301501 lnGDPi .6234368 .1335709 4.67 0.000 .3611879 .8856857 lnEDistance .0823164 .1078573 0.76 0.446 -.1294473 .2940801 wto -.0404361 .1562608 -0.26 0.796 -.3472337 .2663615 fta .3083464 .1579953 1.95 0.051 -.0018566 .6185493 _cons -13.17791 .9518937 -13.84 0.000 -15.04683 -11.309
Fixed-effects (within) regression Number of obs = 707
Group vari able: Year Number of groups = 11
R-sq: within
between overall
F(8,688) = 108.93
corr(u_i, Xb) = -0.0302 Prob > F = 0.0000
lnQuantity Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
lnPRICE -.6218995 .417719 -1.49 0.137 -1.442057 .1982576 PRICE_Distance 9.19e-06 5.28e-06 1.74 0.082 -1.18e-06 .0000196 OPENi_OPENvn .0000415 6.94e-06 5.97 0.000 .0000278 .0000551 lnPOPi .5452128 .1502986 3.63 0.000 .2501139 .8403118 lnGDPi .6241151 .138957 4.49 0.000 .3512844 .8969458 lnEDistance .0854344 .1112172 0.77 0.443 -.1329314 .3038003 wto -.1411856 .2367996 -0.60 0.551 -.6061222 .323751