intTypePromotion=1
zunia.vn Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z zunia.vn zunia.vn
ADSENSE
 » 
 » 

Biến động tỷ giá hối đoái và xuất khẩu nông sản của Việt Nam: Vai trò của chất lượng thể chế ở các nước đối tác

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:15

Thêm vào BST
Báo xấu
5
lượt xem 1
download
 
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Nghiên cứu này đánh giá ảnh hưởng của biến động tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu nông sản của Việt Nam và vai trò của chất lượng thể chế ở các nước đối tác. Sử dụng ước lượng khả năng tối đa giả Poisson (PPML) cho mô hình trọng lực được xây dựng trên bộ số liệu xuất khẩu của Việt Nam sang 186 nước đối tác giai đoạn 2002-2022, tác giả chỉ ra rằng biến động tỷ giá hối đoái cản trở xuất khẩu.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Biến động tỷ giá hối đoái và xuất khẩu nông sản của Việt Nam: Vai trò của chất lượng thể chế ở các nước đối tác

  1. TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀCHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ TẠP CÔNG NGHỆ JOURNAL OF SCIENCE AND TECHNOLOGY Nguyễn Thị Thu Hương TRƯỜNG ĐẠI HỌC HÙNG VƯƠNG HUNG VUONG UNIVERSITY Tập 35, Số 2 (2024): 14 - 28 Vol. 35, No. 2 (2024): 14 - 28 Email: tapchikhoahoc@hvu.edu.vn Website: www.jst.hvu.edu.vn BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ XUẤT KHẨU NÔNG SẢN CỦA VIỆT NAM: VAI TRÒ CỦA CHẤT LƯỢNG THỂ CHẾ Ở CÁC NƯỚC ĐỐI TÁC Nguyễn Thị Thu Hương1* 1 Khoa Kinh tế, Trường Đại học Hàng hải Việt Nam, Hải Phòng Ngày nhận bài: 04/4/2024; Ngày chỉnh sửa: 17/4/2024; Ngày duyệt đăng: 19/4/2024 DOI: https://doi.org/10.59775/1859-3968.203 Tóm tắt N ghiên cứu này đánh giá ảnh hưởng của biến động tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu nông sản của Việt Nam và vai trò của chất lượng thể chế ở các nước đối tác. Sử dụng ước lượng khả năng tối đa giả Poisson (PPML) cho mô hình trọng lực được xây dựng trên bộ số liệu xuất khẩu của Việt Nam sang 186 nước đối tác giai đoạn 2002-2022, tác giả chỉ ra rằng biến động tỷ giá hối đoái cản trở xuất khẩu. Ngoài ra, nghiên cứu này chứng minh rằng tác động tiêu cực của biến động tỷ giá hối đoái tới xuất khẩu nông sản của Việt Nam là đáng kể hơn khi đối tác là các quốc gia đang phát triển và chất lượng thể chế ở nước đối tác có xu hướng làm giảm các ảnh hưởng tiêu cực đó. Vì vậy, duy trì tỷ giá hối đoái ổn định là một giải pháp để đẩy mạnh xuất khẩu nông sản của Việt Nam. Bên cạnh đó, trước tình trạng tỷ giá hối đoái biến động mạnh do ảnh hưởng của các cú sốc toàn cầu, các nước phát triển và các nước có chất lượng thể chế tốt vẫn có thể là các đối tác tiềm năng của Việt Nam. Kết quả của nghiên cứu này là một cơ sở để Việt Nam lựa chọn đối tác thương mại nhằm tăng giá trị xuất khẩu ngành nông nghiệp. Từ khóa: Việt Nam, xuất khẩu nông sản, chất lượng thể chế, mô hình trọng lực, biến động tỷ giá hối đoái. 1. Đặt vấn đề làm dịch chuyển một lượng lớn lao động từ Từ năm 1986, Việt Nam bắt đầu chuyển ngành nông nghiệp chuyển sang ngành công từ nền kinh tế kế hoạch hóa tập trung sang nghiệp, làm tỷ trọng ngành nông nghiệp nền kinh tế thị trường với hàng loạt cải cách trong tổng GDP cả nước giảm đáng kể từ theo định hướng thị trường. Trong nông 40,50% vào năm 1991 xuống chỉ còn khoảng nghiệp, tư nhân hóa sản xuất và cấp quyền 11,96% vào năm 2022 [2]. Dù vậy, Việt Nam sử dụng đất đã tạo ra động lực đáng kể cho cơ bản vẫn là một nước nông nghiệp nên nông dân phân bổ nguồn lực hiệu quả hơn, xuất khẩu nông sản có vai trò đặc biệt, tạo dẫn đến tăng khoảng 50% năng suất nhân công ăn việc làm cho lao động ở nông thôn, tố tổng hợp (TFP) trong những năm 1990 duy trì ổn định xã hội và nâng cao chất lượng [1]. Sau đó, quá trình công nghiệp hóa đã cuộc sống cho nông dân, góp phần phát triển 14 *Email: huongntt.ktb@vimaru.edu.vn
  2. TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ Tập 35, Số 2 (2024): 14-28 kinh tế đất nước. Đặc biệt, khi nền kinh tế quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và bị ảnh hưởng nghiêm trọng bởi đại dịch giá trị xuất khẩu ngành nông nghiệp của các COVID-19, nông nghiệp được coi là điểm nước khác nhau trên thế giới [7-11]. Ở Việt sáng và là trụ cột của nền kinh tế Việt Nam. Nam cũng có một số nghiên cứu khám phá Ngành nông nghiệp của Việt Nam cung cấp các yếu tố ảnh hưởng tới xuất khẩu nông sản việc làm cho gần một nửa lực lượng lao động [12-15]. Các nghiên cứu đó đã chỉ ra rằng của đất nước và giúp đảm bảo an ninh lương GDP, dân số, tỷ giá hối đoái, phát triển thị thực quốc gia. Bên cạnh đó, Việt Nam cũng trường tài chính, tự do thương mại, cắt giảm là nước đóng vai trò quan trọng trong việc thuế quan, các hiệp định thương mại tự do bảo vệ an ninh lương thực thế giới vì là nước (FTA), mức độ sẵn sàng về công nghệ, cơ sở xuất khẩu gạo, hải sản và cà phê lớn. Trong hạ tầng và tự do lao động ảnh hưởng đáng năm 2022, Việt Nam xuất khẩu 7,1 triệu tấn kể đến xuất khẩu nông sản của Việt Nam. gạo, chiếm 13,6% tổng xuất khẩu gạo trên Tuy nhiên, chưa có nghiên cứu nào xem xét toàn thế giới và đứng vị trí thứ ba, chỉ sau Ấn tác động của biến động tỷ giá hối đoái đối Độ và Thái Lan [3]. với xuất khẩu của nông sản Việt Nam. Do Tỷ giá hối đoái là một trong những biến đó, đóng góp đầu tiên của nghiên cứu này là số kinh tế vĩ mô cơ bản ảnh hưởng trực tiếp đánh giá ảnh hưởng của biến động tỷ giá hối đến hoạt động kinh tế của các nền kinh tế mở. đoái đến giá trị xuất khẩu nông sản của Việt Những biến động trên thị trường ngoại hối Nam bằng cách sử dụng bộ dữ liệu rộng nhất ảnh hưởng trực tiếp đến hoạt động sản xuất và mới nhất, gồm xuất khẩu song phương và kinh doanh của các doanh nghiệp, đặc biệt của Việt Nam tới 186 quốc gia đối tác trong là những doanh nghiệp phụ thuộc nhiều vào giai đoạn 2002-2022. nguồn đầu vào trung gian bên ngoài và thị Ngoài ra, các tài liệu đã chỉ ra rằng chất trường nước ngoài để tiêu thụ sản phẩm cuối lượng thể chế đóng vai trò quan trọng trong cùng. Do đó, rủi ro ngoại hối có mối tương việc thúc đẩy xuất khẩu cũng như giảm rủi quan chặt chẽ với lợi nhuận của nhà xuất ro tỷ giá và các tác động tiêu cực của nó khẩu cũng như nhà nhập khẩu. Những cú [16-19]. Thể chế là tổng hợp các quy định, sốc kinh tế toàn cầu gần đây như sự gia tăng luật lệ như hiến pháp, các bộ luật, các chế chủ nghĩa bảo hộ ở Mỹ, chiến tranh thương định,... có tính bắt buộc, được dùng để chi mại Mỹ-Trung, đại dịch COVID-19 và chiến phối, định hướng cho sự phát triển của một tranh Nga-Ukraine đã tạo ra những biến động chế độ xã hội [20]. Như vậy, chất lượng thể mạnh trong nền kinh tế thế giới và gây áp lực chế cao hơn có xu hướng tạo ra môi trường lớn lên thị trường hối đoái [4, 5]. Biến động kinh doanh tốt hơn, đảm bảo quyền lợi và các giá cả là một trong những rủi ro chính trong lợi ích hợp pháp, tạo điều kiện để cơ chế thị thương mại quốc tế của ngành nông nghiệp trường diễn ra một cách hiệu quả, giảm bớt [6]. Sự không chắc chắn về giá sản phẩm cuối sự không chắc chắn và rủi ro trong mọi hoạt cùng ảnh hưởng đáng kể đến các quyết định động kinh tế [20]. Vì vậy, trong nghiên cứu sản xuất nông nghiệp. Như vậy, biến động tỷ này tác giả đánh giá xem chất lượng thể chế giá hối đoái có thể tác động đến kim ngạch của các đối tác thương mại của Việt Nam tác xuất khẩu của ngành nông nghiệp. động như thế nào tới mối quan hệ giữa biến Trong các tài liệu về ảnh hưởng của rủi ro động tỷ giá hối đoái và xuất khẩu nông sản tỷ giá, nhiều nghiên cứu đã thảo luận về mối song phương. Đây sẽ là một trong những cơ 15
  3. TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ Nguyễn Thị Thu Hương sở để Việt Nam lựa chọn đối tác chiến lược của Việt Nam. Ví dụ, [13] phân tích số liệu nhằm thúc đẩy xuất khẩu nông sản trong điều về xuất khẩu của Việt Nam sang 15 đối tác kiện tỷ giá hối đoái có nhiều biến động như quan trọng nhất trong giai đoạn 2000-2013 hiện nay. và chứng minh rằng dân số, giá xuất khẩu, Bài viết gồm năm phần: đặt vấn đề, cơ sở GDP và chính sách tỷ giá hối đoái của các lý thuyết, phương pháp nghiên cứu, kết quả đối tác có tác động đáng kể tới xuất khẩu gạo nghiên cứu và thảo luận, kết luận và hàm ý của Việt Nam. Tập trung vào thị trường Liên chính sách. minh Châu Âu giai đoạn 2006-2016, [12] chỉ ra rằng phát triển thị trường tài chính, tự do 2. Cơ sở lý thuyết thương mại, tự do lao động và phát triển công nghệ đã đẩy mạnh xuất khẩu nông sản của 2.1. Tổng quan nghiên cứu Việt Nam. [14] sử dụng mô hình trọng lực để Trên thế giới, nhiều nghiên cứu đã chỉ ra nghiên cứu các yếu tố tác động đến xuất khẩu tác động của biến động tỷ giá hối đoái tới gạo và cà phê của Việt Nam giai đoạn 2000- ngành nông nghiệp. Một số nghiên cứu chỉ 2018. Tác giả phát hiện rằng GDP của nước ra rằng biến động tỷ giá hối đoái cản trở xuất đối tác thúc đẩy xuất khẩu cà phê nhưng lại khẩu. Ví dụ, [7] cho thấy mối quan hệ tỷ lệ cản trở xuất khẩu gạo. Trong khi đó, GDP của nghịch giữa biến động tỷ giá hối đoái và xuất Việt Nam là yếu tố quan trọng, ảnh hưởng khẩu nông sản của Iran trong giai đoạn 1974- tích cực đến xuất khẩu cả hai mặt hàng này. 2007. Tương tự, bằng cách sử dụng dữ liệu [15] nghiên cứu số liệu xuất khẩu cà phê của thương mại hàng quý của Thổ Nhĩ Kỳ trong Việt Nam sang 20 thị trường chính giai đoạn giai đoạn 2001-2018 và mô hình độ trễ phân phối tự hồi quy, [8] phát hiện rằng biến động 2007-2020 và kết luận rằng giá cà phê xuất tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng tiêu cực đến khẩu của Việt Nam, khoảng cách địa lý, GDP xuất khẩu nông sản. Ngược lại, có những của nước nhập khẩu và GDP của Việt Nam, nghiên cứu khẳng định biến động tỷ giá hối dân số Việt Nam, khoảng cách kinh tế giữa đoái có tác động tích cực hoặc không ảnh Việt Nam và các nước nước nhập khẩu, độ hưởng đến hoạt động xuất khẩu. Sử dụng các mở của nền kinh tế đều có tác động tới kim mẫu dữ liệu khác nhau ở các quốc gia khác ngạch xuất khẩu cà phê của Việt Nam. nhau, [9] và [10] chứng minh rằng biến động Mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối tỷ giá hối đoái thúc đẩy xuất khẩu nông sản đoái và xuất khẩu nông sản của các nước của Trung Quốc và Hungary. [11] áp dụng trên thế giới đã được thảo luận nhiều trong mô hình tự hồi quy phân phối trễ (ARDL) các nghiên cứu trước đây nhưng kết quả đạt cho số liệu xuất khẩu cao su và ca cao của được còn nhiều tranh cãi do các mẫu nghiên Nigeria từ năm 1980 đến năm 2015 và kết cứu khác nhau. Ở Việt Nam, các nghiên cứu luận rằng biến động tỷ giá hối đoái không thực nghiệm về mối quan hệ này vẫn còn hạn gây ảnh hưởng đáng kể đến xuất khẩu trong chế. Sự không chắc chắn do biến động tỷ giá cả dài hạn và ngắn hạn. hối đoái gây nên có thể tiềm ẩn nhiều rủi ro Có một vài nghiên cứu đánh giá các và trực tiếp ảnh hưởng đến lợi nhuận dự kiến nhân tố ảnh hưởng đến xuất khẩu nông sản của các nhà xuất khẩu nông sản, do đó cản 16
  4. TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ Tập 35, Số 2 (2024): 14-28 trở họ tham gia vào hoạt động xuất khẩu. Vì sự biến động tỷ giá hối đoái ở Nigeria. Vì vậy, đầu tiên nghiên cứu này sẽ kiểm tra ảnh vậy, trong nghiên cứu này, tác giả đánh giá hưởng của biến động tỷ giá hối đoái đến xuất vai trò của chất lượng thể chế của các đối tác khẩu nông sản của Việt Nam. Giả thuyết thứ thương mại trong việc chi phối mối quan hệ nhất được đề xuất như sau: giữa biến động tỷ giá hối đoái và xuất khẩu H1: Biến động tỷ giá hối đoái ảnh hưởng nông sản của Việt Nam. Giả thuyết thứ ba tiêu cực tới xuất khẩu nông sản của Việt được đề xuất như sau: Nam. H3: Chất lượng thể chế của các đối tác Đặc biệt, nhiều tài liệu đã chỉ ra rằng mức thương mại thúc đẩy xuất khẩu nông sản của độ ảnh hưởng của rủi ro tỷ giá có thể khác Việt Nam và có thể làm giảm nhẹ tác động nhau giữa những quốc gia với các đặc điểm tiêu cực của biến động tỷ giá hối đoái tới không đồng nhất như chính sách thương mại, xuất khẩu nông sản của Việt Nam. chất lượng thể chế hay mức thu nhập bình quân đầu người [16, 21, 22]. Vì vậy, nghiên 2.2. Cơ sở đề xuất mô hình nghiên cứu cứu này đánh giá tác động khác nhau của Trong thương mại, mô hình trọng lực biến động tỷ giá đến xuất khẩu nông sản của được phát triển dựa trên định luật vạn vật hấp Việt Nam tới các đối tác thương mại có mức dẫn của Newton, dự đoán rằng thương mại thu nhập khác nhau. Giả thuyết thứ hai được quốc tế giữa hai quốc gia tỷ lệ thuận với quy đề xuất như sau: mô kinh tế của họ và tỷ lệ nghịch với các chi H2: Mức độ ảnh hưởng của biến động tỷ phí thương mại [23]. Mô hình này được thể giá hối đoái đến xuất khẩu nông sản của Việt hiện bằng phương trình sau: Nam là khác nhau khi các đối tác thương mại Yi * Yj có mức thu nhập bình quân khác nhau. Xi,j = G * T (1) i, j Bên cạnh đó, các nghiên cứu trước đây Trong đó: Xi,j là giá trị thương mại giữa đã chỉ ra vai trò của chất lượng thể chế đối nước i và nước j, Yi và Yj là tổng sản phẩm với hoạt động xuất khẩu cũng như trong việc quốc nội (GDP) của nước i và nước j, G là giảm rủi ro tỷ giá và các tác động tiêu cực nghịch đảo của GDP toàn cầu, và Ti,j đại diện của nó. Ví dụ, [17] nghiên cứu mẫu dữ liệu cho tổng chi phí thương mại song phương gồm 45 quốc gia châu Phi cận Sahara trong giữa nước i và nước j. Về mặt lý thuyết, chi giai đoạn 1996-2009 và chỉ ra rằng thể chế tốt thúc đẩy xuất khẩu cả hàng hóa và dịch phí này bao gồm hai thành phần. Thành phần vụ. Ngoài ra, [18] nghiên cứu 102 quốc gia thứ nhất thường được đại diện bởi khoảng trong khoảng thời gian từ tháng 1 năm 1984 cách địa lý giữa hai quốc gia hoặc các biến số đến tháng 12 năm 2013 và chỉ ra rằng chính chính sách thương mại như sự tồn tại của các trị bất ổn định sẽ làm tăng biến động tỷ giá hiệp định thương mại khu vực (RTAs) hoặc hối đoái và tác động tiêu cực này sẽ ít hơn ở thuế quan giữa các quốc gia. Thành phần thứ các quốc gia có chất lượng thể chế tốt hơn. hai là các lực cản đa phương trong và ngoài Tương tự, [19] chứng minh rằng chất lượng nước (MRs) thể hiện sự dễ dàng tiếp cận thị thể chế là rất quan trọng trong việc hạn chế trường quốc tế của các quốc gia. 17
  5. TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ Nguyễn Thị Thu Hương 3. Phương pháp nghiên cứu sai thay đổi. Để giải quyết vấn đề giá trị bằng 0 trong thống kê thương mại, [24] đề xuất 3.1. Phương pháp nghiên cứu sử dụng công cụ ước lượng PPML (Poisson Nghiên cứu này dùng phương pháp định Pseudo Maximum Likelihood). Ngoài ra, lượng, áp dụng mô hình trọng lực để phân [24] còn chứng minh rằng công cụ ước tính tích thực nghiệm. Tác giả sử dụng phần mềm PPML là một giải pháp hiệu quả để xử lý vấn Stata14 để tổng hợp và hỗ trợ phân tích số đề phương sai thay đổi. Do vậy, tác giả sử liệu. Một vấn đề cần chú ý khi áp dụng mô dụng phương pháp ước lượng PPML cho các hình trọng lực là sự tồn tại của các giá trị 0 mô hình hồi quy để kiểm tra các giả thuyết trong thống kê số liệu về thương mại song nghiên cứu. phương giữa các quốc gia và vấn đề phương 3.2. Mô hình nghiên cứu thực nghiệm Để kiểm tra giả thuyết H1, tác giả xây dựng mô hình như sau: Exp agriVN,j,t = exp [a 0 + a1 ln (real d sd5) VN,j,t + a2 ln (pop) j,t + a3 ln (gdpc) j,t + a 4 ln (dist) VN,j + (2) a5 RTAVN,j,t + a6 COLVN,j + cVN,t] * fVN,j,t Để kiểm tra giả thuyết H2, tác giả chia nhập trung bình thấp là các quốc gia đang mẫu dữ liệu thành hai mẫu nhỏ dựa trên phát triển. Theo đó, 186 quốc gia trong mẫu phân loại quốc gia của Ngân hàng Thế giới nghiên cứu bao gồm 113 nước phát triển và theo mức thu nhập năm 2022-2023. Tác giả 73 nước đang phát triển. Tác giả thực hiện định nghĩa các quốc gia thuộc nhóm có thu hồi quy mô hình (2) trên các mẫu nhỏ khi nhập cao và nhóm có thu nhập trung bình đối tác thương mại của Việt Nam là các nước cao là các quốc gia phát triển, các quốc gia phát triển hoặc các nước đang phát triển. thuộc nhóm có thu nhập thấp và nhóm có thu Để kiểm tra giả thuyết H3, tác giả mở rộng mô hình (2) như sau: Exp agriVN,j,t = exp [a 0 + a1 ln (real d sd5) VN,j,t + a2 ln (real d sd5) VN,j,t * gov qual j,t + a3 gov qual j,t + (3) a 4 ln (pop) ,j,t + a5 ln (gdpc) j,t + a6 ln (dist) VN,j + a7 RTAVN,j,t + a8 COLVN,j + cVN,t] * fVN,j,t Bảng 1 miêu tả cách xây dựng, nguồn dữ liệu và chiều hướng tác động kỳ vọng tới biến phụ thuộc của các biến sử dụng trong mô hình. 18
  6. Bảng 1. Mô tả các biến sử dụng trong mô hình Nguồn Dấu kỳ Tên biến Mô tả Nguồn dữ liệu tham khảo vọng Biến phụ thuộc Tác giả tổng hợp từ cơ sở dữ liệu BACI của Exp agriVN,j,t Giá trị xuất khẩu nông sản từ Việt Nam tới đối tác j trong năm t (nghìn USD) Trung tâm Nghiên cứu Triển vọng Thông tin Quốc tế (CEPII). TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ Biến độc lập Logarit của real d sd5VN,j,t , đại diện biến động tỷ giá hối đoái thực tế giữa Việt Nam và nước j trong năm t. Để xây dựng biến này, đầu tiên tác giả tính tỷ giá hối đoái danh nghĩa Tác giả tính toán sử ln (real d sd5VN,j,t) hàng tháng giữa VND và từng đồng tiền của các đối tác thương mại của Việt Nam. Sau dụng số liệu về tỷ giá [2, 22] _ hối đoái với đồng USD đó, tác giả sử dụng chỉ số giá tiêu dùng để chuyển tỷ giá hối đoái danh nghĩa thành tỷ giá hối đoái thực tế. real d sd5VN,j,t được đo lường bằng độ lệch chuẩn của chênh lệch đầu của từng nước do quỹ tiên của logarit của tỷ giá hối đoái thực tế hàng tháng trong vòng 5 năm gần nhất. tiền tệ quốc tế (IMF) công bố và chỉ số giá Logarit của real d sd2VN,j,t , đo lường bằng chênh lệch đầu tiên của logarit của tỷ giá hối tiêu dùng do Ngân hàng ln (real d sd2VN,j,t) đoái thực tế hàng tháng trong vòng 2 năm gần nhất. Biến này được sử dụng để kiểm tra [2, 22] _ Thế giới (WB) công bố. độ mạnh của các kết quả đạt được với real d sd5VN,j,t . Đại diện cho chất lượng thể chế của đối tác j trong năm t. Biến này được đo lường bằng giá trị trung bình của 6 chỉ số thành phần trong Chỉ số Quản trị Toàn cầu (WGI) Tác giả tính toán từ cơ do WB công bố, bao gồm pháp quyền (Rule of Law), ổn định về chính sách (Political sở dữ liệu của Ngân gov qual j,t [16, 17] + Stability and Absence of Violence/Terrorism), hiệu quả của chính phủ (Government hàng thế giới (WB). Effectiveness), kiểm soát tham nhũng (Control of Corruption), tiếng nói và trách nhiệm (Voice and Accountability) và chất lượng của chính sách (Regulatory Quality). ln (pop) j,t Logarit của số lượng dân số (nghìn người) của đối tác j trong năm t. + ln (gdpc) j,t Logarit của GDP bình quân đầu người (nghìn USD) của đối tác j trong năm t. + Tác giả tổng hợp từ cơ Là logarit của khoảng cách địa lý (km) giữa các thành phố đông dân nhất của Việt Nam sở dữ liệu trọng lực của ln (dist) VN,j [2, 13-15, _ CEPII. và nước j. Là một biến giả nhận giá trị bằng 1 nếu Việt Nam và đối tác j cùng là thành viên của một 22] RTAVN,j,t hiệp định thương mại tự do trong năm t và nhận giá trị bằng 0 trong các trường hợp còn + lại. Là một biến giả nhận giá trị bằng 1 nếu Việt Nam và đối tác j từng có quan hệ thuộc địa COLVN,j + hoặc phụ thuộc và nhận giá trị bằng 0 trong các trường hợp còn lại. Là các ảnh hưởng cố định theo Việt Nam- thời gian nhằm kiểm soát tất cả các yếu tố thay cVN,t đổi theo thời gian của riêng Việt Nam có thể ảnh hưởng đến xuất khẩu nông sản. Tập 35, Số 2 (2024): 14-28 fVN,j,t Phần sai số của mô hình. 19
  7. TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ Nguyễn Thị Thu Hương 4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận đồng đểu trong lượng nông sản xuất khẩu sang các nước đối tác. Điều này phản ánh 4.1. Kết quả thống kê mô tả đúng thực trạng là trong các năm qua Việt 4.1.1. Thống kê mô tả các biến trong mẫu Nam chỉ tập trung xuất khẩu nông sản tới nghiên cứu một số thị trường chính như Trung Quốc, Mỹ, Đức,... Biến đo lường biến động tỷ giá Bộ dữ liệu của nghiên cứu này gồm số hối đoái ln (real d sd5VN,j,t) có giá trị thấp liệu về xuất khẩu ngành nông nghiệp của nhất và giá trị cao nhất là -7,04 và 0,31 với Việt Nam sang 186 quốc gia đối tác giai đoạn độ lệch chuẩn là 0,72. Kết quả trên phản ánh 2002-2022. Bảng 2 tóm tắt thông tin cơ bản tỷ giá hối đoái giữa VND và các đồng tiền của các biến trong mẫu nghiên cứu. Biến xuất của các đối tác có nhiều biến động trong giai khẩu nông sản song phương giữa Việt Nam đoạn nghiên cứu. Các biến thể hiện đặc điểm và các quốc gia đối tác Exp agriVN,j,t có giá của các nước đối tác như chất lượng thể chế, trị thấp nhất và giá trị cao nhất lần lượt là dân số, GDP đầu người, khoảng cách địa lý 0,001 nghìn USD và 6.772.106,5 nghìn USD tới Việt Nam đều có độ lệch chuẩn khá cao, với giá trị trung bình là 102.976,4 nghìn cho thấy các đối tác xuất khẩu nông sản của USD và độ lệch chuẩn khá lớn là 405.668,9. Việt Nam có nhiều khác biệt ở các đặc điểm Kết quả này cho thấy sự phân bổ rất không khác nhau. Bảng 2. Thống kê các biến trong nghiên cứu Giá trị tối Biến Số quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị tối đa thiểu Exp agriVN,j,t 3.228 102.976,4 405.668,9 0,001 6.772.106,5 ln (real d sd5VN,j,t) 3.212 -3,66 0,72 -7,04 0,31 ln (real d sd2VN,j,t) 3.190 -3,88 0,75 -7,04 0,19 gov qual j,t 3.348 0,01 0,89 -2,31 1,95 ln (pop) j,t 3.364 8,80 2,04 2,51 14,16 ln (gdpc) j,t 3.232 2,27 1,23 -0,72 4,94 ln (dist) VN,j 3.371 8,99 0,71 5,35 9,88 RTAVN,j,t 3.371 0,09 0,29 0 1 COLVN,j 3.371 0,13 0,34 0 1 Nguồn: Tác giả tính toán bằng phần mềm Stata14. 20
  8. TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ Tập 35, Số 2 (2024): 14-28 4.1.2. Mô tả xuất khẩu nông sản của khẩu nông sản của Việt Nam. Năm 2002, trái Việt Nam cây tươi chưa xuất hiện trong top các mặt Bảng 3 mô tả danh sách 10 mặt hàng nông hàng nông sản xuất khẩu chủ lực nhưng đến sản xuất khẩu chủ lực của Việt Nam trong năm 2022, kim ngạch xuất khẩu trái cây tươi các năm 2002 và 2022. Năm 2002, cà phê đạt 2.876,54 triệu USD, chiếm tỷ trọng là dẫn đầu danh sách 10 sản phẩm chủ lực, 16,88% tổng kim ngạch xuất khẩu nông sản tiếp theo là cao su, hạt tiêu, cây trồng, sắn, của Việt Nam và vươn lên vị trí thứ hai trong trứng, chim,... Trong năm 2022, cà phê vẫn bảng xếp hạng chỉ đứng sau cà phê. Từ năm đứng đầu, với tỷ trọng trong tổng xuất khẩu 2002 đến năm 2022, tổng giá trị xuất khẩu nông sản của Việt Nam là 27,42%. Hạt tiêu nông sản của Việt Nam tăng gần 18 lần, đạt và cao su thiên nhiên vẫn luôn là những sản 11.024,83 triệu USD vào năm 2022. Tổng 10 phẩm xuất khẩu chủ lực của nông nghiệp mặt hàng chủ lực chiếm 84,59% tổng giá trị Việt Nam. Đặc biệt, trong những năm gần xuất khẩu nông sản năm 2002 và 79,9% tổng đây, trái cây giữ vai trò quan trọng trong xuất giá trị xuất khẩu nông sản năm 2022. Bảng 3. Các mặt hàng nông sản xuất khẩu chủ lực của Việt Nam năm 2002 và năm 2022 Năm 2002 Năm 2022 Giá trị Giá trị Thứ xuất xuất tự Tên hàng hóa khẩu % Tên hàng hóa khẩu % (triệu (triệu US$) US$) Cà phê chưa rang, chưa khử Cà phê chưa rang, chưa khử 1 399,94 66,11 2.948,60 27,42 caffein caffein Cao su thiên nhiên đạt tiêu 2 25,25 3,62 Trái cây tươi 2.876,54 16,88 chuẩn kỹ thuật (TSNR) Cao su thiên nhiên các dạng Cao su thiên nhiên đạt tiêu 3 21,53 2,42 862,24 9,83 khác chuẩn kỹ thuật (TSNR) Hạt tiêu thuộc chi Piper, loại Hạt tiêu thuộc chi Piper, hạt 4 14,32 2,20 825,61 9,61 hạt tiêu cũ tiêu cũ Cây và các loại cây dùng trong 5 11,72 2,09 Mủ cao su tự nhiên 278,86 3,11 dược phẩm 6 Sắn 11,58 2,07 Chuối 226,66 2,91 Trứng, chim, nguyên vỏ, tươi, 7 10,04 1,79 Sắn 220,68 2,83 bảo quản hoặc nấu chín 8 Cá sống 8,79 1,57 Ổi, xoài và măng cụt 210,98 2,71 Cua, chưa đông lạnh, có vỏ 9 7,90 1,41 Quế và hoa cây quế 202,21 2,59 hoặc không Cao su tự nhiên ở dạng tấm 10 Ngô 7,34 1,31 156,46 2,01 hun khói Tổng 10 mặt hàng chủ lực 518,41 84,59 Tổng 10 mặt hàng chủ lực 8.808,84 79,9 Tổng xuất khẩu nông sản 612,85 100 Tổng xuất khẩu nông sản 11.024,83 100 Nguồn: Tác giả tính toán sử dụng số nguồn dữ liệu của BACI CEPII. 21
  9. TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ Nguyễn Thị Thu Hương 4.2. Kết quả hồi quy và thảo luận Nam, tác giả ước lượng PPML cho mô hình (2) và trình bày các kết quả hồi quy trong cột 4.2.1. Tác động của biến động tỷ giá hối (1) Bảng 4. Cột (2) Bảng 4 thể hiện các kết đoái đến xuất khẩu nông sản của Việt Nam quả hồi quy mô hình (2) khi thay thế biến Để đánh giá tác động của biến động tỷ “real_d_sd5” bằng biến “real_d_sd2”. giá hối đoái đến xuất khẩu nông sản của Việt Bảng 4. Tác động của biến động tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu nông sản của Việt Nam, 2002- 2022 (1) (2) Tên biến Exp_agri Exp_agri ln (real d sd5VN,j,t) -0,297*** (0,038) ln (real d sd2VN,j,t) -0,245*** (0,038) ln (pop) j,t 0,861*** 0,866*** (0,015) (0,017) ln (gdpc) j,t 1,264*** 1,268*** (0,045) (0,045) ln (dist) VN,j -0,456*** -0,463*** (0,031) (0,033) RTAVN,j,t 0,347*** 0,350*** (0,062) (0,064) COLVN,j 1,314*** 1,332*** (0,118) (0,119) Hiệu ứng cố định Việt Nam-thời gian CÓ CÓ Số quan sát 3.004 2.995 Ghi chú: Sai số chuẩn nằm trong ngoặc đơn. *, ** và *** phản ánh ý nghĩa thống kê ở mức 10%, 5% và 1%. Nguồn: Kết quả hồi quy của tác giả 22
  10. TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ Tập 35, Số 2 (2024): 14-28 Các biến phản ánh biến động tỷ giá hối của đối tác thương mại tăng 10% thì xuất đoái “real_d_sd5” và “real_d_sd2” đều có ý khẩu nông sản của Việt Nam sang nước đó nghĩa thống kê và có hệ số ước lượng lần lượt sẽ tăng 12,64%. là -0,297 và -0,245. Kết quả này chỉ ra rằng Đối với các biến thường dùng trong mô biến động tỷ giá hối đoái giữa VNĐ và tiền hình trọng lực, kết quả của nghiên cứu này tệ của các đối tác thương mại của Việt Nam nhìn chung củng cố lý thuyết cơ bản của cản trở xuất khẩu nông sản của Việt Nam. mô hình trọng lực. Biến khoảng cách địa lý Cụ thể là, biến “real_d_sd5” có hệ số ước có ý nghĩa thống kê lớn và có hệ số ước lượng là -0,297, hàm ý rằng nếu biến động lượng âm ở cả hai cột của Bảng 4. Cụ thể, tỷ giá hối đoái thực tế giữa VNĐ và tiền tệ khi biến động tỷ giá hối đoái được đo lường của một nước đối tác tăng 10% thì xuất khẩu bởi “real_d_sd5” thì biến khoảng cách địa lý có hệ số ước lượng là -0,456, hàm ý rằng nông sản từ Việt Nam tới quốc gia đó giảm cứ 10% tăng lên trong khoảng cách địa lý 2,97%. Kết quả này khẳng định giả thuyết giữa Việt Nam và đối tác thương mại sẽ làm H1 là đúng. Biến động tỷ giá hối đoái tạo ra giảm 4,56% lượng xuất khẩu nông sản của sự không chắc chắn cho các nhà xuất khẩu về Việt Nam sang nước đó. Ngược lại, hệ số lợi nhuận dự kiến và cũng tạo ra những rủi ước lượng của biến giả “RTA” dương và có ro thanh toán đối với nhà nhập khẩu. Ngoài ý nghĩa thống kê trong cả hai cột kết quả của ra, rủi ro tỷ giá có thể dẫn đến tăng chi phí Bảng 4. Ở cột (1), hệ số ước lượng của biến chìm của xuất khẩu [25]. Kết quả của nghiên này là 0,347, cho thấy rằng việc đồng thời cứu này bổ sung cho kết luận của [7] và [8], tham gia các hiệp định thương mại khu vực những học giả đã chỉ ra rằng biến động tỷ làm tăng xuất khẩu nông sản song phương giá hối đoái gây ra những rủi ro và sự không lên 41,48%.1 Đúng như dự đoán, quan hệ chắc chắn, từ đó làm giảm xuất khẩu nông thuộc địa (COL) có hệ số dương và có ý sản ở Iran và Thổ Nhĩ Kỳ. nghĩa thống kê, hàm ý rằng nếu hai quốc gia đã từng có quan hệ phụ thuộc thì sẽ thúc đẩy Chuyển sang các biến độc lập khác, kết thương mại giữa hai nước. quả hồi quy cho thấy biến dân số và GDP bình quân đầu người ở cả hai cột của Bảng 4.2.2. Tác động khác nhau của biến động 4 đều có có ý nghĩa thống kê và có hệ số ước tỷ giá đến xuất khẩu nông sản của Việt Nam lượng dương. Kết quả này cho thấy rằng giữa các đối tác thương mại có mức thu nhập dân số và thu nhập bình quân đầu người ở khác nhau các quốc gia đối tác có tác động tích cực Tác giả thực hiện hồi quy mô hình (2) trên tới xuất khẩu nông sản của Việt Nam. Cụ các mẫu nhỏ khi đối tác thương mại của Việt Nam là các nước phát triển hoặc các nước thể hơn, kết quả hồi quy trình bày trong cột đang phát triển. Kết quả được trình bày lần (1) Bảng 4 hàm ý rằng với mỗi 10% tăng lượt trong cột (1) và cột (3) Bảng 5. Cột (2) lên trong số lượng dân số ở đối tác thương và cột (4) Bảng 5 thể hiện các kết quả hồi mại của Việt Nam thì xuất khẩu nông sản quy khi thay thế biến “real_d_sd5” bằng biến của Việt Nam sang nước đó sẽ tăng 8,61%. “real_d_sd2”. Tương tự, nếu GDP bình quân đầu người (e0,347-1)*100 = 41,48% 1 23
  11. TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ Nguyễn Thị Thu Hương Bảng 5. Tác động khác nhau của biến động tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu nông sản của Việt Nam giữa các đối tác thương mại có mức thu nhập khác nhau, 2002-2022 Các nước đối tác phát triển Các nước đối tác đang phát triển (1) (2) (3) (4) Tên biến Exp_agri Exp_agri Exp_agri Exp_agri ln (real d sd5VN,j,t) -0,125*** -0,220*** (0,034) (0,062) ln (real d sd2VN,j,t) -0,073** -0,126* (0,032) (0,071) ln (pop) j,t 0,970*** 0,978*** 0,317*** 0,316*** (0,012) (0,013) (0,028) (0,028) ln (gdpc) j,t 1,551*** 1,566*** 0,896*** 0,889*** (0,039) (0,040) (0,081) (0,081) ln (dist) VN,j -0,484*** -0,496*** -0,295*** -0,314*** (0,030) (0,031) (0,059) (0,060) RTAVN,j,t 0,331*** 0,320*** 1,401*** 1,383*** (0,055) (0,056) (0,188) (0,189) COLVN,j -0,415*** -0,432*** (0,051) (0,051) Hiệu ứng cố định Việt Nam- CÓ CÓ CÓ CÓ thời gian Observations 1.870 1.868 1.134 1.127 Ghi chú: Sai số chuẩn nằm trong ngoặc đơn. *, ** và *** phản ánh ý nghĩa thống kê ở mức 10%, 5% và 1%. Nguồn: Kết quả hồi quy của tác giả Các kết quả trong Bảng 5 cho thấy tác nước nhập khẩu đang phát triển lớn hơn so động bất lợi của biến động tỷ giá hối đoái với các nước nhập khẩu phát triển. Phát hiện đối với xuất khẩu nông sản của Việt Nam là này đã chứng minh giả thuyết H2 là đúng và đáng kể hơn đối với các đối tác thương mại bổ sung cho kết luận của [26] và [21], những đang phát triển. Cụ thể, khi đo lường biến người đã chứng minh rằng rủi ro tỷ giá có động tỷ giá hối đoái bằng “real_d_sd5” thì tác động tiêu cực đáng kể hơn đến dòng chảy với mỗi 10% tăng lên trong biến động tỷ giá thương mại của các nước đang phát triển so hối đoái sẽ khiến xuất khẩu của Việt Nam với các nước phát triển. Điều này có thể giải sang các nước phát triển giảm 1,25% và xuất thích là do sự sẵn có của các công cụ phòng khẩu sang các nền kinh tế đang phát triển ngừa rủi ro trên thị trường tài chính ở các giảm 2,2%. Kết quả này cho thấy tác động nước phát triển [21]. của biến động tỷ giá hối đoái đối với các 24
  12. TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ Tập 35, Số 2 (2024): 14-28 4.2.3. Vai trò của chất lượng thể chế ở biến động tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu nông nước đối tác trong việc giảm thiểu tác động sản của Việt Nam, tác giả thực hiện các ước tiêu cực của biến động tỷ giá hối đoái đến lượng hồi quy cho mô hình (3) và trình bày xuất khẩu nông sản của Việt Nam kết quả ở cột (1) Bảng 6. Cột (2) Bảng 6 thể Để đánh vai trò của chất lượng thể chế các kết quả hồi quy mô hình (3) khi thay thế trong việc giảm thiểu tác động tiêu cực của biến “real_d_sd5” bằng biến “real_d_sd2”. Bảng 6. Tác động của biến động tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu nông sản của Việt Nam, xem xét vai trò của chất lượng thể chế tại nước đối tác (1) (2) Tên biến Exp_agri Exp_agri ln (real d sd5) VN,j,t -0,363*** (0,044) ln (real d sd5) VN,j,t * gov qual j,t 0,108*** (0,035) ln (real d sd2) VN,j,t -0,298*** (0,041) ln (real d sd2) VN,j,t * gov qual j,t 0,0852*** (0,028) gov qual j,t 0,421*** 0,349*** (0,143) (0,122) ln (pop) j,t 0,856*** 0,863*** (0,017) (0,018) ln (gdpc) j,t 1,265*** 1,268*** (0,046) (0,046) ln (dist) VN,j -0,466*** -0,472*** (0,041) (0,042) RTAVN,j,t 0,350*** 0,346*** (0,063) (0,066) COLVN,j 1,312*** 1,330*** (0,120) (0,120) Hiệu ứng cố định Việt Nam-thời gian CÓ CÓ Số quan sát 3.004 2.995 Ghi chú: Sai số chuẩn nằm trong ngoặc đơn. *, ** và *** phản ánh ý nghĩa thống kê ở mức 10%, 5% và 1%. Nguồn: Kết quả hồi quy của tác giả 25
  13. TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ Nguyễn Thị Thu Hương Biến đại diện cho chất lượng thể chế trọng trong việc giảm thiểu những tác động ở nước đối tác “ gov _ qual j ,t ” có ý nghĩa tiêu cực của rủi ro tỷ giá hối đoái. thống kê và có hệ số ước lượng dương trong cả cột (1) và cột (2) của Bảng 6. Kết quả này đã chứng minh được một phần giả thuyết H3, 5. Kết luận và hàm ý chính sách đó là chất lượng thể chế ở nước đối tác tốt Nghiên cứu này sử dụng mô hình trọng hơn sẽ thúc đẩy xuất khẩu nông sản của Việt lực để kiểm tra tác động của biến động tỷ Nam sang nước đó. Chất lượng thể chế cao giá hối đoái tới xuất khẩu nông sản của Việt hơn sẽ tạo điều kiện để hỗ trợ các hoạt động Nam và vai trò của chất lượng thể chế ở quốc của doanh nghiệp, giúp các doanh nghiệp gia đối tác trong việc định hướng mối quan giảm chi phí giao dịch, từ đó giúp họ yên hệ này. Tác giả sử dụng ước lượng PPML tâm hoạt động. Như vậy, thể chế tốt ở nước với bộ dữ liệu gồm xuất khẩu nông sản song nhập khẩu sẽ góp phần thúc đẩy xuất khẩu ở phương của Việt Nam tới 186 quốc gia đối nước xuất khẩu. [17] chỉ ra rằng chất lượng tác trong giai đoạn 2002-2022. thể chế ảnh hưởng lớn đến hoạt động xuất Kết quả của nghiên cứu này chỉ ra rằng khẩu. Kết quả của nghiên cứu này bổ sung biến động tỷ giá hối đoái thực tế làm giảm cho nghiên cứu trước đây bằng việc cung cấp kim ngạch xuất khẩu nông sản của Việt Nam. bằng chứng thực nghiệm cho thấy chất lượng Mặc dù tỷ trọng của ngành nông nghiệp trong thể chế của các đối tác thương mại cũng GDP của cả nước có xu hướng giảm trong ảnh hưởng đến hành vi xuất khẩu của nước những năm gần đây nhưng ngành này vẫn xuất khẩu. đóng góp đáng kể vào xuất khẩu của cả nước Các biến tương tác giữa biến động và giữ một vai trò quan trọng trong việc giải tỷ giá hối đoái và chất lượng thể chế quyết vấn đề việc làm cho lao động ở nông " ln ( real _ d _ sd 5 )VN , j ,t *gov _ qual j ,t " và thôn, giữ vững an ninh lương thực quốc gia " ln ( real _ d _ sd 2 )VN , j ,t *gov _ qual j ,t " có hệ và trên thế giới. Do đó, giữ ổn định tỷ giá hối số ước lượng dương và đều có ý nghĩa thống đoái là một giải pháp để thúc đẩy xuất khẩu kê. Với các hệ số âm có ý nghĩa thống kê của nông sản của Việt Nam. các biến thể hiện biến động tỷ giá hối đoái và Ngoài ra, nghiên cứu này chứng minh tiếp đó là các hệ số dương có ý nghĩa thống rằng tác động tiêu cực của biến động tỷ giá kê của các biến tương tác giữa biến động tỷ hối đoái tới xuất khẩu nông sản của Việt Nam giá hối đoái và chất lượng thể chế, kết quả là đáng kể hơn khi đối tác là các quốc gia này cho thấy chất lượng thể chế ở các nước đang phát triển và chất lượng thể chế tốt hơn đối tác có thể làm giảm ảnh hưởng tiêu cực ở các nước đối tác có xu hướng làm giảm các của biến động tỷ giá hối đoái tới xuất khẩu ảnh hưởng tiêu cực đó. Do vậy, dưới những nông sản của Việt Nam. Như vậy, phần còn cú sốc của nền kinh tế toàn cầu gây ra biến lại của giả thuyết H3 đã được chứng minh. động mạnh mẽ trên thị trường ngoại hối, các Nói cách khác, các nước đối tác có chất lượng quốc gia phát triển và các quốc gia có chất thể chế càng tốt thì tác động tiêu cực của biến lượng thể chế tốt vẫn có thể là các đối tác động tỷ giá hối đoái tới xuất khẩu nông sản chiến lược cho xuất khẩu nông sản của Việt của Việt Nam càng thấp. Phát hiện này ủng Nam. Phát hiện này đặc biệt có ý nghĩa trong hộ [18] và [19], những người đã chứng minh việc lựa chọn đối tác xuất khẩu để thúc đẩy rằng chất lượng thể chế là một yếu tố quan xuất khẩu nông sản của Việt Nam. 26
  14. TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ Tập 35, Số 2 (2024): 14-28 Bên cạnh những kết quả đạt được ở trên, [6] Asgharpur H., Mohammadpoor S., Rezazadeh nghiên cứu này vẫn tồn tại một số hạn chế. A. & Jahangiri K. (2012). The effect of exchange rate volatility on agricultural export. Journal of Nghiên cứu này chỉ xem xét giá trị xuất khẩu Agricultural Economics Researches, 4(1), 121- nông sản mà chưa nghiên cứu được vấn đề về 127. chất lượng xuất khẩu. [27] nhấn mạnh rằng [7] Orman T. & Dellal İ. (2021). Cointegration khả năng tăng trưởng kinh tế của một quốc analysis of exchange rate volatility and agricultural exports in Turkey: an ARDL gia không chỉ phụ thuộc vào tổng giá trị xuất approch. Turkish Journal of Agriculture-Food khẩu mà còn phụ thuộc vào chất lượng các Science and Technology. 9(6), 1180-1185. mặt hàng xuất khẩu. Việc sản xuất các sản [8] Chen L. (2011). The effect of China’s RMB phẩm chất lượng cao giúp quốc gia tăng khả exchange rate movement on its agricultural năng cạnh tranh trên thị trường. Vì vậy, chất export: A case study of export to Japan. China Agricultural Economic Review. 3(1), 26-41. lượng xuất khẩu là một trong những khía [9] Fogarasi J. (2011). The effect of exchange cạnh thiết yếu của hoạt động xuất khẩu, dẫn rate volatility upon foreign trade of Hungarian tới tăng trưởng kinh tế bền vững. Khám phá agricultural products. Studies in Agricultural tác động của biến động tỷ giá hối đoái đến Economics, 113(1316-2016-102741), 85-96. chất lượng xuất khẩu nông sản của Việt Nam [10] Akinbode S. & Ojo O. (2018). The effect of exchange rate volatility on agricultural exports có thể là một sự mở rộng thú vị của nghiên in Nigeria: An autoregressive distributed lag cứu này. (ARDL) bounds test approach. Nigerian Journal of Agricultural Economics, 8(1), 11-19 [11] Pham Hoang Linh, Nguyen Khanh Doanh & Lời cảm ơn Nguyen Ngoc Quynh (2019). Determinants Nghiên cứu này được tài trợ bởi Trường of Vietnam’s potential trade: A case study of agricultural exports to the European Union. Đại học Hàng hải Việt Nam trong Đề tài mã Asian Journal of Agriculture and Rural số: DT23-24.89. Development, 9(1), 33-46. [12] Bui Thi Hong Hanh & Chen Q. (2017). An analysis of factors influencing rice export in Tài liệu tham khảo Vietnam based on gravity model. Journal of the [1] World Bank (1998). Vietnam: Advancing Knowledge Economy, 8, 830-844. Rural Development from Vision to Action. [13] Nguyen Dinh Dao (2022). Determinants Washington, DC. of Vietnam’s rice and coffee exports: using [2] Nguyen Thi Thanh Huong (2023). Determinants stochastic frontier gravity model. Journal of of Vietnam’s Agricultural Exports, Focusing on Asian Business and Economic Studies, 29(1), its Trading Partners’ Characteristics. Journal of 19-34. Science and Technology, 33(4), 14-25. [14] Phung Duy Quang & Nguyen Cong Tai (2022). [3] Kejžar K. Z., Velić A. & Damijan J. P. (2022). An Analysis of Factors Impacting Vietnam’s COVID‐19, trade collapse and GVC linkages: Coffee Exports: An Approach from the European experience. The World Economy, Gravity Model. The Journal of Asian Finance, 45(11), 3475-3506. Economics and Business (JAFEB), 9(8), 1-6. [4] Narayan P. K. (2022). Understanding exchange [15] Asamoah M. E., Adjasi C. K. & Alhassan A. rate shocks during COVID-19. Finance L. (2016). Macroeconomic uncertainty, foreign Research Letters, 45, 102181. direct investment and institutional quality: [5] Bourdon M. Huchet & Korinek J. (2011). Evidence from Sub-Saharan Africa. Economic To what extent do exchange rates and their Systems, 40(4), 612-621. volatility affect trade? OECD Trade Policy [16] Bah M., Ondoa H. A. & Kpognon K. D. (2021). Working Paper. Effects of governance quality on exports in Sub- 27
  15. TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ Nguyễn Thị Thu Hương Saharan Africa. International Economics, 167, volatility: implications for Euro area bilateral 1-14. investments. Review of World Economics, [17] Suleman T. (2015). Political uncertainty and 159(3), 595-627. exchange rate volatility. School of Economics [23] Tinbergen J. & Twentieth Century F. (1962). and Finance, Victoria University of Wellington. Shaping the world economy : suggestions for [18] Omotayo L. W., Allah A. N., Iyoboyi M. & an international economic policy. In Twentieth Kyarem R. (2023). Impact of Institutional Century Fund study. Twentieth Century Fund.: Quality on Exchange Rate Volatility in Nigeria. New York. Journal of Arid Zone Economy, 1(1), 1-14. [24] Silva J. S. & Tenreyro S. (2011). Further [19] Trần Phạm Khánh Toàn & Trương Trung Trực. simulation evidence on the performance of the (2022). Thể chế và phát triển kinh tế: Minh Poisson pseudo-maximum likelihood estimator. chứng ở Việt Nam. Tạp chí Khoa học Đại học Economics letters, 112(2), 220-222. Mở thành phố Hồ Chí Minh-Kinh tế và Quản trị [25] Ethier W. (1973). International trade and the kinh doanh, 17(1), 31-44. forward exchange market. The American [20] Trung tâm Thông tin Phát triển Nông nghiệp Economic Review, 494-503. Nông thôn. Báo cáo lúa gạo năm 2022, Hà Nội. [26] Bahmani-Oskooee M. & Ltaifa N. (1992). [21] Nicita A. (2013). Exchange rates, international Effects of exchange rate risk on exports: trade and trade policies. International crosscountry analysis. World Development, Economics, 135, 47-61. 20(8), 1173-1181. [22] Giofré M. & Sokolenko O. (2023). Cross-border [27] Zhu S. & Fu X. (2013). Drivers of export investment and the decline of exchange rate upgrading. World Development, 51, 221-233. EXCHANGE RATE VOLATILITY AND VIETNAM’S AGRICULTURAL EXPORTS: THE ROLE OF GOVERNANCE QUALITY IN ITS TRADING PARTNERS Nguyen Thi Thu Huong1 1 Faculty of Economics, Vietnam Maritime University, Hai Phong Abstract T his study examines the influence of exchange rate volatility on the agricultural exports of Vietnam, considering the role of governance quality in its trading partners. Using Poisson Pseudo Maximum Likelihood (PPML) estimators for a gravity model built on Vietnam’s export data to 186 partners for the period of 2002-2022, the author demonstrates that exchange rate fluctuations hinder exports. In addition, this study indicates that the negative impact of exchange rate fluctuations on Vietnam’s agricultural exports is more substantial for developing partners than developed ones, and the governance quality in Vietnam’s partners can mitigate those negative influences. Therefore, maintaining a stable exchange rate is a solution to boost Vietnam’s agricultural exports. Besides, in the face of strong fluctuations in exchange rates due to global shocks, developed countries and those with good governance quality can still be potential partners of Vietnam. The results of this study provide a basis for selecting trading partners to promote Vietnam’s agricultural exports. Keywords: Vietnam, agricultural exports, governance quality, gravity model, exchange rate volatility. 28
ADSENSE

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

THÔNG TIN
TRỢ GIÚP
HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG
Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline: 093 303 0098

Email: support@tailieu.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2022-2032 TaiLieu.VN. All rights reserved.

 

Đồng bộ tài khoản
2=>2