Đầu tư vào khoa học và phát triển công nghiệp chế biến

5. Bố cục của luận văn

1.2.4. Đầu tư vào khoa học và phát triển công nghiệp chế biến

Trong bối cảnh toàn cầu hoá và hội nhập kinh tế quốc tế, các quốc gia đứng trước những thách thức phải cạnh tranh. Chẳng hạn như, để duy trì chi phí sản xuất ở mức thấp, chất lượng được nâng cao và ngày càng tăng cường khả năng cạnh tranh của sản phẩm, chính phủ Thái Lan đã đầu tư đáng kể cho nghiên cứu khoa học phục vụ sản xuất, đầu tư về cơ sở hạ tầng để sản xuất hàng hoá tập trung, đầu tư vào khâu chế biến, bảo quản đồng bộ, đặc biệt là đầu tư vào thiết kế bao bì hấp dẫn người mua. Ngoài ra, Thái Lan còn ban hành quy định về chất lượng sản phẩm xuất khẩu.

Tương tự như vậy, Malaysia cũng tập trung đầu tư cho ngành công nghiệp chế biến, phát triển các ngành chế biến phù hợp với tài nguyên của từng địa phương. Chính sách này đã mang lại cho Malaysia những sản phẩm chủ lực với khối lượng lớn, giá thành thấp, chất lượng cao và có khả năng cạnh tranh trên thị trường thế giới.

Đối với Philippines, quốc gia này cũng đầu tư phát triển ngành công nghiệp chế biến, cung cấp vốn và khuyến khích đầu tư cho các doanh nghiệp bỏ vốn vào các ngành chế biến. Đồng thời chính phủ nước này còn đầu tư phát triển sản xuất và bảo quản sau thu hoạch trong chương trình lượng thực.

Đối với Trung Quốc, quốc gia này thực hiện các biện pháp nâng cấp kỹ thuật, tăng cường nghiên cứu cơ bản, nghiên cứu ứng dụng. Đồng thời quốc gia này cũng quan tâm đến việc xây dựng thương hiệu. Cho đến nay, nhiều nhãn hiệu của Trung Quốc đã được bảo hộ và có lộ trình xây dựng thương hiệu cho sản phẩm của từng vùng. Thêm vào đó, Trung Quốc chủ trương ưu tiên cho phát triển giáo dục nhằm nâng cao trình độ của người lao động.

Sau khi nghiên cứu kinh nghiệm của một số nước trong việc phát huy lợi thế so sánh tác giả có thể rút ra một số kết luận sau:

- Một là, để phát huy có hiệu quả lợi thế so sánh, các nước đều tập

trung vào sản xuất và xuất khẩu một số sản phẩm chủ lực phù hợp với điều kiện của đất nước, không sản xuất dàn trải ra quá nhiều mặt hàng. Đây là những mặt hàng có chi phí sản xuất thấp, chất lượng cao, và có khả năng cạnh tranh trên thị trường thế giới. Ngược lại, họ nhập khẩu những sản phẩm mà không có khả năng cạnh tranh.

- Hai là, các quốc gia đều chuyển từ việc khai thác lợi thế so sánh tĩnh (static) sang lợi thế so sánh động (dynamic) thông qua hệ thống các giải pháp về chính sách kinh tế mềm dẻo, điều chỉnh chính sách thương mại theo hướng nới lỏng, chính sách hỗ trợ, chính sách đầu tư, tạo điều kiện cho xuất khẩu.

- Ba là, các quốc gia đều ứng dụng tiến bộ khoa học - công nghệ vào

sản xuất hàng xuất khẩu, phát triển công nghiệp chế tạo và xây dựng hạ tầng cơ sở phục vụ cho xuất khẩu.

- Bốn là, các quốc gia đều chú trọng đến giáo dục, đào tạo đội ngũ công

nhân lành nghề, đào tạo những nhà khoa học nhanh chóng tiếp cận với công nghệ hiện đại của thế giới.

- Năm là, nhà nước có ảnh hưởng lớn đến việc phối hợp giữa Nhà nước,

nhà sản xuất và nhà khoa học. Việc liên kết này có ý nghĩa quan trọng trong việc tiếp thu công nghệ, chuyển giao và ứng dụng những thành tựu khoa học vào sản xuất hàng xuất khẩu.

PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 2.1. Phƣơng pháp thu thập số liệu

2.1.1. Chọn mẫu

Để xác định lợi thế so sánh, phân tích sự chuyển biến trong cơ cấu lợi thế so sánh, và đánh giá mức độ tập trung xuất khẩu, tác giả lựa chọn xuất khẩu của Việt Nam sang tất cả các quốc gia trên thế giới (phần còn lại của thế giới).

2.1.2. Thu thập số liệu thứ cấp

Trong đề tài này, số liệu sử dụng để phân tích lợi thế so sánh là số liệu xuất khẩu của Việt Nam được phân loại theo tiêu chuẩn SITC (Standard International Trade Classification) ở cấp 4 chữ số. Nhằm mục đích đưa ra phân tích tổng quát, các kết quả sẽ được trình bày ở cấp 2 chữ số hoặc cấp 3 chữ số. Ngoài ra, nhằm phục vụ cho việc phân tích sâu, số liệu còn được sắp xếp lại theo phân loại của Lall (2000). Số liệu xuất khẩu của Việt Nam và của thế giới được trích từ bộ cơ sở dữ liệu UNComTrade (United Nations Commodity Trade Statistics Database).

2.2. Phƣơng pháp xử lý số liệu

2.2.1. Đo lường mức độ lợi thế so sánh và mức độ chuyên môn hóa xuất khẩu

2.2.1.1. Đo lường mức độ lợi thế so sánh

Để tính toán mức độ lợi thế so sánh đề tài này sử dụng chỉ số Balassa (Balassa, 1965). Đây là một chỉ số được sử dụng rộng rãi nhất trong các nghiên cứu về thương mại (De Benedictis và Tamberi, 2001; Từ Thuý Anh, 2010). Chỉ số Balassa (BI) được xác định như sau:

1 1 1 1 1                                   n i m j ij m j ij n i ij ij ij X X X X BI

tổng số nhóm hàng, và m là tổng số các quốc gia trên thế giới.

Như vậy, chỉ số BI so sánh cơ cấu xuất khẩu của quốc gia (phần tử số) với cơ cấu xuất khẩu của thế giới (phần mẫu số). BI nhận giá trị từ 0 cho đến + với giá trị phân cách là 1. BIij = 1 cho thấy tỷ trọng của mặt hàng i (nhóm hàng i) của quốc gia j hoàn toàn giống như tỷ trọng tương ứng của thế giới.

Giá trị BIij <1 cho thấy quốc gia j không có lợi thế so sánh về mặt hàng i

(nhóm hàng i). Ngược lại, giá trị BIij >1 cho thấy quốc gia j có lợi thế so sánh về mặt hàng i (nhóm hàng i). Những ngành có chỉ số BIij >1 còn được gọi là những ngành chuyên môn hóa. Những ngành có chỉ số BIij <1 còn được gọi là những ngành phi chuyên môn hóa.

2.2.1.2. Đo lường mức độ chuyên môn hóa xuất khẩu

Để đo lường mức độ chuyên môn hóa xuất khẩu (mức độ tập trung trong cơ cấu xuất khẩu) người ta có thể sử dụng một số chỉ số sau đây:

- Hệ số Gini đối với xuất khẩu: Hệ số này được tính toán theo công thức của Brown, cụ thể như sau:

              n k k k X k n X G 1 1 2 1 / 1

Trong đó, k là mặt hàng xuất khẩu thứ k, n là tổng số mặt hàng xuất khẩu. Hệ số G càng lớn chứng tỏ cơ cấu xuất khẩu của quốc gia có mức độ tập trung chuyên môn hóa cao. Điều đó có nghĩa là quốc gia chỉ tập trung xuất khẩu vào một vài mặt hàng nhất định. Ngược lại, chỉ số G càng nhỏ càng chứng tỏ cơ cấu xuất khẩu của quốc gia có mức độ đa dạng hóa cao. Điều đó nghĩa là xuất khẩu của quốc gia được dàn đều cho nhiều mặt hàng.

- Chỉ số tương đồng xuất khẩu Finger & Kreinin: Dựa trên nghiên cứu

của Finger và Kreinin (1979) chỉ số này được tính toán theo công thức sau:

      i t i t s s Min K F 1, Trong đó: si

là tỷ trọng của mặt hàng i trong tổng kim ngạch xuất khẩu của quốc gia, t-1 là năm đầu, t là năm cuối. Chỉ số này có giá trị từ 0 đến 1.

hoàn toàn. Ngược lại, giá trị 1 cho thấy cơ cấu mặt hàng xuất khẩu giữa hai thời kỳ không có sự thay đổi.

2.2.2. Phương pháp phân tích

2.2.2.1. Phân tích tính ổn định trong cơ cấu lợi thế so sánh tổng thể

Đây là phương pháp cho phép chúng ta phân tích được liệu cơ cấu lợi thế so sánh có sự thay đổi hay không và liệu cơ cấu lợi thế so sánh này có thay đổi theo hướng chuyên môn hóa hay đa dạng hóa giữa hai thời kỳ. Phương pháp áp dụng để phân tích tính ổn định cơ cấu lợi thế so sánh là mô hình hồi quy Galtonian (Cantwell, 1993; Guerrieri và Immarino, 2007). Đây là sự tương quan giữa chỉ số BIij tại thời điểm t và tại thời điểm kế tiếp. Dựa trên nghiên cứu của Dalum và các cộng sự (1998), mô hình hồi quy Galtonian được trình bày dưới dạng sau đây:

ij t ij i i t ij BI u BI 2   1

Trong đó, t1 là thời kỳ đầu và t2 là thời kỳ cuối. Biến phụ thuộc là BIij ở thời kỳ t2. Biến độc lập là BIij tại thời điểm tl. i là ngành i. j là quốc gia j. α và β là các tham số của mô hình hồi quy, và uij là sai số. Trong mô hình này, biến độc lập BIij là hoàn toàn độc lập với uij.

Tuy nhiên, chỉ số BI không tuân theo phân phối chuẩn bởi lẽ nếu BIij có giá trị từ 0 đến  với giá trị ranh giới là 1. Như vậy, để thực hiện được mô

hình hồi quy nói trên chỉ số BI cần được thay thế bằng chỉ số hiển thị lợi thế so sánh cân đối (Revealed Symmetric Comparative Advantage - RSCA): Chỉ

số RSCA được tính toán theo công thức sau:

     1 1 1 1       ij ij ij ij ij BI BI RCA RCA RSCA

RSCA nhận giá trị từ -1 đến +1 với giá trị phân cách là 0. Giá trị âm cho thấy quốc gia j không có lợi thế so sánh về hàng hóa (nhóm hàng) i.

Ngược lại, giá trị dương cho thấy quốc gia j có lợi thế so sánh về mặt hàng (nhóm hàng) i. Sau khi đã tính toán được RSCAij trong hai thời kỳ (thời kỳ đầu và thời kỳ cuối) thì tính di động của RSCAij sẽ được xác định như sau:

t1 và t2.

 Nếu β > l: Cơ cấu chuyên môn hóa được tăng cường. Cụ thể là mức độ chuyên môn hóa tăng lên đối với nhóm hàng mà trước đây (thời kỳ t1) có lợi thế so sánh và giảm xuống đối với nhóm hàng mà trước đây (thời kỳ t1) không có lợi thế so sánh.

 Nếu 0 < β < l: Cơ cấu chuyên môn hóa có sự thay đổi theo hướng đa dạng hóa, trong đó nhóm hàng hóa mà trước đây (thời kỳ t1) có lợi thế so sánh ở mức độ thấp tăng khả năng cạnh tranh, trong khi đó nhóm hàng hóa mà trước đây (thời kỳ t1) có lợi thế so sánh cao lại giảm khả năng cạnh tranh. Nói cách khác, cơ cấu chuyên môn hóa có xu hướng dịch chuyển về mức trung bình.

 Nếu β < 0: Có sự thay đổi hoàn toàn cơ cấu lợi thế so sánh.

Theo thuật ngữ của Laursen (2002), trường hợp β>1 còn được gọi là β- chuyên môn hóa. Ngược lại, 0<β<1 còn được gọi là β-phi chuyên môn hóa. Cùng với ước tính về β, mô hình hồi quy Galtonian còn cho phép chúng ta kiểm định sự thay đổi về mức độ chuyên môn hóa. Việc tính toán phương sai của chỉ số BI cho thấy mức độ phân tán của phân phối xung quanh số trung bình. Trong trường hợp này, chuyên môn hóa trong cơ cấu xuất khẩu có nghĩa là có sự gia tăng về lợi thế so sánh, đồng thời có sự gia tăng về bất lợi thế so sánh (trên phương diện khoảng cách giữa các ngành có lợi thế so sánh cao nhất và các ngành có bất lợi thế so sánh lớn nhất). Ngược lại, phi chuyên môn hóa trong cơ cấu xuất khẩu có nghĩa là có sự sụt giảm xuống về lợi thế so sánh, đồng thời có sự giảm xuống về bất lợi thế so sánh. Nói cách khác, cơ cấu chuyên môn hóa trở nên ít phân tán hơn. Theo nghiên cứu của Hart (1976), phương sai của chỉ số BI được trình bày như sau:

2 2 1 2 2 2    t  t 

Với bình phương của hệ số tương quan ρ ta có:

2 2 2 1 t      

Trong đó 2

i

 là phương sai của biến phụ thuộc, và ρ là hệ số tương quan của mô hình hồi quy. Phương trình trên cho thấy rằng mức độ thay đổi về chuyên môn hóa phụ thuộc vào việc so sánh giữa β và hệ số tương quan ước tính ρ. Cụ thể, ρ là thước đo tính “di động” của các ngành (nhóm hàng) lên và xuống của phân phối BI (Laursen, 2002). ρ có giá trị cao cho thấy cơ cấu chuyên môn hóa của các ngành khá ổn định với vị trí tương đối của các ngành hầu như không có sự thay đổi (mức độ di động thấp). Ngược lại, ρ có giá trị thấp cho thấy thứ bậc lợi thế so sánh của các ngành có sự thay đổi nhiều (mức độ di động cao). Trong nghiên cứu thực nghiệm: quy mô (1- β) đo lường “Hiệu ứng hồi quy”, còn quy mô (1- ρ) đo lường “Hiệu ứng di động”.

Như vậy, khi so sánh mức độ “hiệu ứng hồi quy” và “Hiệu ứng di động” sẽ có 3 trường hợp có thể xảy ra như sau:

 β -chuyên môn hóa (β>1): β>1 cho thấy quá trình σ-chuyên môn hóa (β> ρ) bởi vì ρ không bao giờ lớn hơn 1. Điều đó có nghĩa là cơ cấu chuyên môn hóa xuất khẩu được tăng cường. Nói cách khác, những ngành (nhóm hàng) có lợi thế so sánh càng được tăng cường, còn những ngành không có lợi thế so sánh ngày càng giảm khả năng cạnh tranh. Như vậy, quốc gia đang trong quá trình tập trung xuất khẩu vào một số nhóm hàng, hoặc theo thuật ngữ của Cantwell (1991) thì cơ cấu xuất khẩu thay đổi theo hướng chuyên môn hóa vào một nhóm ngành hẹp.

 0<β<1 (β-phi chuyên môn hóa) và β> ρ: “Hiệu ứng di động” lớn hơn “hiệu ứng hồi quy” và như vậy có sự thay đổi theo hướng tính di động cao giữa các ngành chiếm ưu thế so với việc sụt giảm trong cơ cấu chuyên môn hóa. Tác động ròng là sự gia tăng về mức độ chuyên môn hóa do sự tăng lên về mức độ phân tán, xác định bởi σ-chuyên môn hóa. Trong trường hợp này, quốc gia mất đi lợi thế so sánh, nhưng đồng thời quốc gia này có sự thay đổi thứ bậc của các ngành trong phân phối BI. Như vậy, hiệu ứng ròng sẽ là sự gia tăng về mức độ chuyên môn hóa.

động”, và sự suy giảm trong cơ cấu chuyên môn hóa được đi kèm với mức độ di động giữa các ngành thấp. Điều đó có nghĩa là cơ cấu chuyên môn hóa có sự thay đổi theo hướng đa dạng hóa, được xác định bởi σ-phi chuyên chuyên

môn hóa.

2.2.2.2. Tính ổn định trong cơ cấu lợi thế so sánh giữa các ngành và trong nội bộ từng ngành

Trên thực tế, có nhiều phương pháp xác định mức độ ổn định (di động) về giá trị của chỉ số BI đối với các nhóm hàng giữa hai thời điểm t1 và t2. Sau đây là một số phương pháp được áp dụng khá phổ biến trong các công trình nghiên cứu về thương mại.

- Ma trận xác suất chuyển đổi Markov: Để có thể xây dựng ma trận xác

suất chuyển đổi Markov thì chỉ số BI cần được chia thành từng nhóm. Tuy nhiên, cho tới nay, vẫn chưa có sự đồng thuận về phân chỉ số BI thành các nhóm thích hợp. Dựa theo nghiên cứu của Hinloopen và van Marrewijk (2001), chỉ số BI được chia thành bốn nhóm sau đây:

 0 < BI≤ l: Hàng hóa không có lợi thế so sánh.

 1 < BI≤2: Hàng hóa có lợi thế so sánh ở mức độ thấp.

 2 < BI≤4: Hàng hóa có lợi thế so sánh ở mức độ trung bình.

 4 < BI: Hàng hóa có lợi thế so sánh cao.

Nhìn chung, quá trình bất định của X được coi là Markov nếu, đối với mỗi một n và tất cả trạng thái i1,…in

Xn in |Xn1 in1,...,X1 i1 P Xn in |Xn1 in1

P

Các ma trận chuyển đổi được sử dụng như trong phân tích Markov. Do đó, tần suất tương đối cần được hiểu là những xác suất. Trong bài viết này, các ma trận chuyển đổi sẽ được tạo ra bởi quá trình Markov bất dịch:

Xn  j|Xn1 iPXnkj |Xnk1

P

độ lưu động trong cơ cấu chuyên môn hóa còn có thể được phân tích thông