Nghiên cứu tác động của các Hiệp định thương mại tự do đến ngoại thương và thu hút FDI của Việt Nam

Chia sẻ: ViLichae ViLichae | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:17

Thêm vào BST

Báo xấu

63
lượt xem 7
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Nghiên cứu này sử dụng mô hình lực hấp dẫn (gravity model), dữ liệu bảng (panel data) của 19 đối tác thương mại và FDI quan trọng của Việt Nam giai đoạn 2005-2018, phương pháp ước lượng OLS, RE và Hausman-Taylor để đánh giá tác động của WTO và các hiệp định thương mại tự do đến thu hút FDI và ngoại thương của Việt Nam.

Chủ đề:

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

Lưu

Nội dung Text: Nghiên cứu tác động của các Hiệp định thương mại tự do đến ngoại thương và thu hút FDI của Việt Nam

NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA CÁC HIỆP ĐỊNH THƢƠNG MẠI TỰ DO ĐẾN NGOẠI THƢƠNG VÀ THU HÖT FDI CỦA VIỆT NAM TS. Hoàng Chí Cƣơng, Nguyễn Hoàng Yến, Lê Ngọc Trâm Anh, Nguyễn Thị Thu Hạ, Nguyễn Thị Phƣơng Thảo, Bùi Thị Yến Đại học Hàng hải Việt Nam Tóm lược: Nghiên cứu này sử dụng mô hình lực hấp dẫn (gravity model), dữ liệu bảng (panel data) của 19 đối tác thương mại và FDI quan trọng của Việt Nam giai đoạn 2005-2018, phương pháp ước lượng OLS, RE và Hausman-Taylor để đánh giá tác động của WTO và các hiệp định thương mại tự do đến thu hút FDI và ngoại thương của Việt Nam. Kết quả cho thấy, trong dài hạn, WTO không có tác động đến thu hút FDI và ngoại thương Việt Nam. Chất lượng thể chế được xem là yếu tố quan trọng nhất thu hút FDI vào Việt Nam thời gian qua ngoài các lợi thế cạnh tranh quốc gia khác. Đối với xuất khẩu, việc tham gia AANZFTA đã làm giảm xuất khẩu của Việt Nam trong khi ACFTA và AIFTA là hai FTAs giúp Việt Nam gia tăng xuất khẩu. Đối với nhập khẩu, tỷ giá hối đoái giữa USD và VND là yếu tố tác động rõ rệt. Trong khi AJCEP làm giảm nhập khẩu thì ACFTA, VKORFTA và JVCEP là các FTAs làm tăng nhập khẩu của Việt Nam. Kết quả ước lượng cũng cho thấy tăng trưởng GDP Việt Nam và đối tác là các nhân tố quan trọng thúc đẩy giá trị trao đổi thương mại hai chiều. Một số hàm ý chính sách cho Việt Nam cũng được đề xuất trong nghiên cứu này. Từ khóa: WTO, FTA, FDI, Xuất khẩu, Nhập khẩu, Việt Nam 1. Giới thiệu Việt Nam nằm gần trung tâm khu vực Đông Nam Á. Phía B c giáp Trung Quốc, phía Tây giáp Lào và Campuchia, phía Tây Nam giáp vịnh Thái Lan, ph a Đông và Nam giáp Biển Đông. Thủ đô là Hà Nội t năm 1976, với Thành phố Hồ Chí Minh là thành phố lớn nhất về kinh tế và đông dân nhất. Việt Nam thiết lập quan hệ ngoại giao với 188 quốc gia và là thành viên của Phong trào không liên kết (năm 1976), Liên Hiệp Quốc (năm 1977), ASEAN (năm 1995), c ng nhiều tổ chức quốc tế khác. Quốc gia chính thức mở c a hội nhập với thế giới và thu hút đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI: Foreign Direct Investment) t những năm đầu 1990. T một nước nghèo, lạc hậu, giờ đây sau hơn ba thập kỷ đổi mới, Việt Nam được coi là một câu chuyện thành công về phát triển. Hiện Việt Nam đã là thành viên của rất nhiều các hiệp định thương mại tự do. Theo cách hiểu chung nhất, Hiệp định thương mại tự do (FTA: Free Trade Agree- ment) là một th a thuận giữa hai hoặc nhiều Thành viên nhằm loại b các rào cản đối với phần lớn thương mại giữa các Thành viên với nhau. FTA có thể mang nhiều tên gọi khác nhau, ví dụ Hiệp định Đối tác Kinh tế (Economic Partnership Agreement), Hiệp định thương mại Khu vực (Regional Trade Agreement)… nhưng bản chất đều là các th a thuận hướng tới tự do hóa thương mại giữa các Thành viên. Thành viên của các FTA có thể là các quốc gia (ví dụ Việt Nam, Trung Quốc, Hoa Kỳ…) hoặc các khu vực thuế quan độc lập (ví dụ Liên minh 90
châu Âu, Hồng Công Trung Quốc…). Vì vậy, khi nói tới Thành viên FTA, ta hay dùng t chung là “nền kinh tế”. Các FTA có thể là song phương (02 Thành viên) hoặc đa phương/khu vực (nhiều hơn 02 Thành viên). Phạm vi “thương mại” trong các FTA được hiểu theo nghĩa rộng, có thể bao gồm tất cả các hoạt động kinh doanh sinh lời, trong đó có thương mại hàng hóa, dịch vụ, đầu tư và cả các vấn đề khác liên quan trực tiếp hoặc gián tiếp tới thương mại (sở hữu trí tuệ, mua s m công, lao động, môi trường…). Câu h i đặt ra là các hiệp định trên •Thành viên của Phong trào Không liên kết 1976 tác động như thế nào tới ngoại thương và thu hút FDI của Việt Nam thời gian qua? •Thành viên Liên Hiệp Quốc (UN) 1977 Hiểu được điều đó sẽ có nghĩa rất quan •Đổi mới 1986 trọng trong hoạch định chính sách kinh tế vĩ mô và xây dựng chiến lược kinh doanh •Thành viên ASEAN 1995 cho các doanh nghiệp ở cấp độ vi mô. Bài •Ký USBTA 2000 báo này sẽ đi tìm câu trả lời cho câu h i trên. Cấu trúc của bài báo như sau: Phần 2 •Tham gia ACFTA 2002 tiếp theo sẽ trình bày tổng quan vấn đề •Thành viên WTO 2007 nghiên cứu, Phần 3 xây dựng mô hình kinh tế, Phần 4 là kết quả nghiên cứu và •Tham gia AJCEP 2008 thảo luận, cuối cùng là kết luận và một số •Ký JVCEP 2009 •Tham gia AKFTA hàm ý chính sách cho Việt Nam. 2. Tổng quan vấn đề nghiên cứu •Tham gia AANZFTA 2010 Lipsey (1960, tr. 498) là một trong •K Việt Nam - Chi Lê FTA những tác giả khởi sướng việc xem xét lợi 2011 •Tham gia AIFTA ích của liên minh thuế quan (customs un- 2015 •AEC, VKORFTA ion). Trong đó tác giả đề cập việc xem xét •EAEU các nguyên nhân/nhân tố dẫn tới tác động 2016 “sáng tạo thương mại” (trade creation ef- 2017 •Tham gia ASEAN-Hồng Công fect) và “chuyển hướng thương mại” (trade •Tham gia CPTPP diversion effect) của liên minh thuế quan. 2018 Krugman (1991) đã đánh giá lợi 2019 •Tham gia Việt Nam - EU FTA (EVFTA) ích của các hiệp định thương mại khu vực. Tác giả đã tiến hành thảo luận riêng rẽ về Sơ đồ 1: Quá trình hội nhập kinh tế lợi ích kinh tế thuần túy của các khu vực và tham gia các FTAs của Việt Nam mậu dịch (pure economics of trading blocs) và bàn về khía cạnh kinh tế-chính trị của các FTAs (political economy of FTAs). Nghiên cứu của Krugman đã khiến Frankel (1997), Frankel và cộng sự (1995, 1996, 1998) tiến hành nghiên cứu chi phí vận chuyển liên lục địa để tìm ra cơ sở của việc hình thành các FTAs giữa các quốc gia gần nhau về mặt địa lý (FTA lục địa hoặc tự nhiên: continental or 91
natural FTAs) và các FTAs cách xa về địa lý hoặc trên các lục địa riêng biệt (FTA không tự nhiên: unnatural FTAs). Baldwin và Venables (1995) đã xem xét tác động của các FTAs trong khung lý thuyết về cạnh tranh (economics of FTAs in terms of competitive frameworks) trong khi nghiên cứu của Rodrik (1995) đề cập khuôn khổ kinh tế-chính trị của các FTAs (political economy frameworks of FTAs). Diao và cộng sự (2003) lại s dụng mô hình CGE để phân tích tác động của WTO đến các khu vực khác nhau ở Trung Quốc, đặc biệt là sản xuất nông nghiệp, thương mại và doanh thu của nông dân. Sau đó, Baier và Bergstrand (2004) đã cố g ng phát triển một mô hình kinh tế lượng để tìm ra các nhân tố kinh tế thuần túy góp phần hình thành nên các FTAs („purely economic‟ determinants of FTAs). Các tác giả đã ch ra rằng khoảng cách (distance), quy mô kinh tế (economic size), các nhân tố t ch l y (factor-endowments)… là các nhân tố/biến có nghĩa thống kê dẫn đến việc hình thành các FTAs. Shujiro (2010) c ng đã đề cập đến nguyên nhân của sự phổ biến các hiệp định thương mại tự do n a sau thế kỷ 20. Theo tác giả, nguyên nhân chính là do sự chưa thống nhất cao giữa các thành viên WTO về một số vấn đề trong mở c a thị trường nông nghiệp trong khuôn khổ vòng đàm phán Doha và một số vấn đề chưa được đưa vào điều ch nh trong các hiệp định của WTO c ng như thời gian đàm phán gia nhập thường rất lâu dẫn tới các quốc gia quay sang ký các FTAs. Gần đây, Kang (2011) công bố đánh giá về tác động của các FTAs đối với một quốc gia và các đối tác của họ - tác động đến Jordan của Khu vực thương mại tự do Pan-Arab (PAFTA) c ng như các FTA của họ với EU và Hoa Kỳ. Stevens và cộng sự (2015) đã tiến hành thống kê một số nghiên cứu đánh giá về tác động của các FTAs đến các thành viên ký kết và thậm ch tác động đến các bên thứ ba. Liên quan đến Việt Nam, Phạm Thị Cải và cộng sự (2008) tiến hành đánh giá tác động của AKFTA sau khi ASEAN và Hàn Quốc ký kết Hiệp định khung năm 2005. Phạm Thị Hồng Hạnh (2011) c ng đã đánh giá tác động của WTO và dùng một biến giả FTA để đánh giá chung tác động của các FTAs mà Việt Nam đã k kết. Điều này có nghĩa không thể đánh giá tác động của t ng FTA riêng biệt. Hơn nữa khi ước lượng sẽ ảnh hưởng tới hệ số của các biến khác trong mô hình. Để kh c phục, Hoàng Ch Cương và cộng sự (2015) s dụng mô hình lực hấp dẫn để đánh giá lại tác động của các hiệp định thương mại tự do và WTO đến thu hút FDI và ngoại thương của Việt Nam. Trong nghiên cứu, tác giả dùng các biến giả (dummy variable) riêng rẽ để đánh giá tác động của t ng FTA c ng như phương pháp ước lượng tiên tiến hơn là Hausman-Taylor. Có thể nói đây là một nghiên cứu đánh giá tốt tác động của WTO vì một số nghiên cứu trước đã ch rõ WTO thường có tác động rõ nhất tới thành viên sau 5 năm đầu gia nhập. Duong (2016) phân t ch tác động của FTA s dụng một số phương pháp định lượng phổ biến như CGE và mô hình trọng lực (gravity model). Đoàn Nguyên Minh (2019) c ng đã đánh giá tác động của WTO đến ngoại thương Việt Nam sau 11 năm k kết. Tuy nhiên trong nghiên cứu, tác giả dùng số lượng biến rất hạn chế, ch gồm một biến giả đánh giá tác động 92
của WTO và một biến giả đánh giá chung cho các FTA. Điều này có thể ảnh hưởng tới độ vững, tính tin cậy của mô hình. Về mặt lý thuyết, FTA có hai tác động ch nh là tác động tĩnh (Static effects) và tác động mang t nh động lực (Dynamic effects). Tác động tĩnh (Static effects) có hai dạng chính là sáng tạo thương mại (trade creation effect) và tác động chuyển hướng thương mại (trade diversion effect). Tác động sáng tạo thương mại (trade creation effect) được hiểu như sau: khi vào FTA, các nước thành viên có xu hướng phải c t giảm thuế quan, rào cản phi thuế quan để thúc đẩy thương mại tự do, do đó sẽ xuất hiện những sản phẩm của các nước thành viên FTA có giá thấp hơn sản phẩm sản xuất trong nước. Kết quả là quốc gia thành viên sẽ nhập khẩu sản phẩm rẻ về hơn là sản xuất sản phẩm ấy trong nước với giá cao hơn. Điều này dẫn tới hai lợi ch căn bản là phân bổ nguồn lực sản xuất hiệu quả hơn và người tiêu d ng, các công ty thương mại sẽ được hưởng lợi t việc xuất nhập khẩu và dùng hàng giá rẻ. Tuy nhiên điều này c ng đồng nghĩa nó sẽ gây áp lực cho sản xuất trong nước của nước nhập khẩu. Tác động chuyển hướng thương mại (trade diversion effect) nghĩa là sau khi hạ thuế quan, các nước thành viên có xu hướng chuyển t nhập khẩu của các nước không phải thành viên FTA sang nhập t các nước thành viên của FTA. Vì, tuy các nước ngoài FTA có thể có lợi thế so sánh (comparative advantages) về sản xuất, thể hiện ở giá của một sản phẩm nào đó thấp hơn các thành viên FTA, nhưng do không phải thành viên FTA nên hàng của họ vẫn chịu thuế cao, trong khi hàng không có lợi thế của các nước thành viên FTA được c t giảm thuế, kết quả giá rẻ hơn hàng của các nước ngoài FTA, hệ quả là các nước sẽ có xu hướng chuyển t nhập hàng có lợi thế của các nước ngoài FTA sang nhập khẩu hàng kém lợi thế của các nước thành viên FTA. T phân tích trên, ta thấy tác động tĩnh sẽ gây bất lợi cho các nước không phải thành viên FTA. Tác động mang t nh động lực (Dynamic effects) có ba dạng thức chính là mở rộng thị trường (market expansion), thúc đẩy cạnh tranh (competition promotion), và thu hút đầu tư (FDI attraction). Việc mở rộng thị trường hàm khi tham gia FTA các thành viên có cơ hội mở rộng ngoại thương, đạt tới hiệu quả về sản xuất và phân phối xuất phát t việc c t giảm thuế quan và phân bổ lại nguồn lực hiệu quả hơn. Tác động thúc đẩy cạnh tranh thể hiện khi c t b hàng rào thuế quan, phi thuế quan các doanh nghiệp trong nước sẽ t được bảo hộ hơn, để tồn tại trong điều kiện hàng nhập khẩu rẻ gây áp lực buộc họ phải nâng cao năng suất, chất lượng, giảm giá… để cạnh tranh tốt hơn. FTA c ng giúp tăng cường thu hút FDI do những rào cản đầu tư được gỡ b và hoạt động ngoại thương nội khối được tự do. Tác động mang t nh động lực sẽ k ch th ch/đóng góp vào tăng trưởng kinh tế của các nước thành viên FTA. Tác động mang t nh động lực thúc đẩy tăng trưởng kinh tế các nước thành viên FTA, nên sẽ có xu hướng tăng nhập khẩu của các nước thành viên FTA t các nước không thuộc FTA, tất nhiên để làm được điều này hàng hóa của các nước không phải thành viên FTA phải có ưu thế vượt trội so với hàng của các nước thành viên FTA trên khía cạnh giá cả, chất lượng, kiểu dáng, mẫu mã, thương hiệu… Tóm lại, ở khía cạnh nào đó, tác động mang t nh động lực sẽ có tác động tích cực đối với các nước không phải thành viên FTA. 93
Để đảm bảo tính mới và độc sáng, nghiên cứu này sẽ s dụng mô hình lực hấp dẫn (gravity model), các phương pháp ước lượng OLS, FE, RE, Hausman-Taylor và bộ dữ liệu bảng (panel data) của 19 đối tác thương mại và FDI chính của Việt Nam giai đoạn 2005-2018 để đánh giá tác động của WTO và các FTAs mà Việt Nam đã tham gia đến xuất, nhập và thu hút FDI của Việt Nam. 3. Xây dựng mô hình nghiên cứu Để đánh giá tác động của các hiệp định thương mại tự do, các nhà nghiên cứu thường s dụng mô hình Lực hấp dẫn (Gravity model). Mô hình Lực hấp dẫn được Tinbergen s dụng lần đầu tiên năm 1962 để đánh giá tác động của các hiệp định thương mại tự do FTAs tới hoạt động thương mại giữa các nước (trade flows). Mô hình được xây dựng dựa trên Định luật Hấp dẫn (Law of Gravitation) của Newton. Mô hình lực hấp dẫn cổ điển được mô tả bởi phương trình (1) dưới đây: Fij = G(MiMj)/Dij (1) Trong đó: Fij là giá trị trao đổi thương mại giữa nước i và nước j Mi là độ lớn về quy mô kinh tế của nước i (thường dùng giá trị GDP, hay GNP làm đại diện) Mj là độ lớn về quy mô kinh tế của nước j (thường dùng giá trị GDP, hay GNP) Dij là khoảng cách giữa nước i và j (thường d ng đơn vị km đo cung tròn lớn nhất giữa 2 nước) G là hằng số Sau nhiều thập kỷ phát triển, nhiều biến mới được thêm vào để đánh giá tác động của chúng tới quan hệ thương mại giữa các nước và vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) như: ch nh sách thương mại, tỷ giá hối đoái, thể chế, yếu tố văn hóa, ngôn ngữ, lịch s về quan hệ thuộc địa, chế độ ưu đãi thuế quan phổ cập (GSP) các nước dành cho nhau, mức độ xâm nhập thị trường, độ mở c a về thương mại, FTA,… Có nhiều phương pháp ước lượng hệ số cho các biến trong mô hình này như OLS, FE hay RE. Đối với dữ liệu bảng hỗn hợp (panel data) thì OLS không phải là một lựa chọn hợp lý vì phương pháp này có thể làm cho các hệ số ước lượng inconsistent và inefficient, tức là ước lượng không thống nhất (bị chệch) và khả năng kiểm tra nghĩa thống kê không còn chính xác. Mặc d , FE là phương pháp ước lượng tương đối tốt để đánh giá tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc, nhưng FE lại không thể ước lượng được hệ số cho các biến có giá trị cố định theo thời gian như khoảng cách giữa các nước (distance) hoặc có chung đường biên giới (border) mà đây lại là các biến quan trọng trong mô hình lực hấp dẫn. RE có thể ước lượng được hệ số của các biến có giá trị cố định theo thời gian nhưng lại không thể cho kết quả tốt nếu các mẫu lựa chọn trong mô hình không đồng nhất (heterogeneous sample). Để kết hợp ưu điểm của cả 2 phương pháp FE và RE, Hausman và Taylor (1981) đã đề xuất một phương pháp ước lượng mới mang tên Hausman-Taylor. Một vài kiểm định của các tác giả như Mcpherson và Trumbull (2003), Egger (2005) đã ch ra rằng kết quả ước lượng d ng phương pháp Hausman-Taylor ít nhất là phù hợp với 2 phương pháp FE và RE và đáng tin cậy hơn. Theo Hausman-Taylor, thì phương trình có dạng như sau: yit = β1x’1it + β2x’2it + 1z’1i + 2z’2i + ɛit + ui (2) 94
Trong đó:  yit là biến phụ thuộc.  x‟1it là những biến độc lập có giá trị thay đổi theo thời gian và không có tương quan với sai số ui trong mô hình RE.  x‟2it là những biến độc lập có giá trị thay đổi theo thời gian và có tương quan với sai số ui.  z‟1i là những biến độc lập có giá trị không thay đổi theo thời gian và không có tương quan với ui.  z‟2i là những biến độc lập có giá trị không thay đổi theo thời gian và có tương quan với ui.  βi và i là các hệ số của các biến độc lập.  ɛit được giả s là có phân bố đồng nhất (identically distributed [i.i.d.]) và có E(ɛit) = 0 Ước lượng theo phương pháp Hausman-Taylor đòi h i các biến phải được định nghĩa rõ ràng trong tất cả các mô hình. Mô hình tác giả xây dựng có cấu trúc như sau: LnFDIjt = β10 + β11LnDISVNj + β12LnGDPVNt + β13LnGDPjt + β14LnEXPjt + β15LnIMPjt + β16LnEXRUSD/VNDt + β17Ln(insVNt*insjt) + γ11BothinWTOVNjt + γ12ACFTA + γ13AEC + γ14AIFTA + γ15AKFTA + γ16AJCEP + γ17USBTA + γ18AANZFTA + γ19VKORFTA + γ110JVCEP + γ111EAEU + γ112BORVNj + γ113CRISIS2008 + ε1VNj (3) LnEXPjt = β20 + β21LnDISVNj + β22LnGDPVNt + β23LnGDPjt + β24LnFDIjt + β25LnIMPjt + β26LnEXRUSD/VNDt + β27Ln(insVNt*insjt) + γ21BothinWTOVNjt + γ22ACFTA + γ23AEC + γ24AIFTA + γ25AKFTA + γ26AJCEP + γ27USBTA + γ28AANZFTA + γ29VKORFTA + γ210JVCEP + γ211EAEU + γ212BORVNj + γ213CRISIS2008 + ε2VNj (4) LnIMPjt = β30 + β31LnDISVNj + β32LnGDPVNt + β33LnGDPjt + β34LnFDIjt + β35LnEXPjt + β36LnEXRUSD/VNDt + β37Ln(insVNt*insjt) + γ31BothinWTOVNjt + γ32ACFTA + γ33AEC + γ34AIFTA + γ35AKFTA + γ36AJCEP + γ37USBTA + γ38AANZFTA + γ39VKORFTA + γ310JVCEP + γ311EAEU + γ312BORVNj + γ313CRISIS2008 + ε3VNj (5) Trong đó:  FDIjt là vốn FDI được phê duyệt năm t của nước j tại Việt Nam (USD).  EXPjt là giá trị xuất khẩu của Việt Nam sang nước j năm t (USD).  IMPjt là giá trị nhập khẩu của Việt Nam t nước j năm t (USD).  DISVNj là khoảng cách cung tròn giữa Việt Nam và nước j (km) - được lấy t CEPII.  GDPVNt là giá trị GDP danh nghĩa của Việt Nam năm t (USD).  GDPjt là giá trị GDP danh nghĩa của nước j năm t (USD).  EXRUSD/VNDt là tỷ giá hối đoái bình quân giữa USD và VND năm t.  Về tỷ giá hối đoái, theo l thuyết, nếu EXRUSD/VND tăng tức VND mất giá sẽ k ch th ch tăng xuất khẩu, của Việt Nam ra nước ngoài vì lúc này hàng Việt Nam sẽ rẻ tương đối trên thị trường quốc tế, bên cạnh đó lại làm giảm nhập khẩu vì hàng nước ngoài sẽ đ t tương đối trên thị trường nội địa Việt Nam. Mọi điều sẽ diễn ra ngược lại khi EXRUSD/VND giảm. Tương tự, khi EXRUSD/VND tăng sẽ thu hút FDI vào Việt Nam và ngược lại. 95
 insVNt là giá trị đo hiệu quả của chính phủ Việt Nam năm t (Government effective- ness) cung cấp bởi Ngân hàng Thế giới (WB: the World Bank) có giá trị dao động 0-100. Giá trị càng cao thể hiện hiệu quả chính phủ cao và ngược lại.  insjt là giá trị đo hiệu quả của chính phủ đối tác j năm t.  insVNt*insjt phản ánh chất lượng tương tác về mặt thể chế giữa Việt Nam và đối tác j năm t. Nếu insVNt*insjt càng lớn, chứng t chất lượng thể chế cao sẽ thúc đẩy xuất khẩu, nhập khẩu giữa Việt Nam và đối tác j và thu hút nhiều hơn FDI t đối tác j vào Việt Nam.  BothinWTOVNjt là biến giả nhị phân có giá trị là 1 nếu Việt Nam và nước j là thành viên WTO năm t và ngược lại bằng 0.  ACFTA là biến giả nhị phân có giá trị bằng 1 nếu Việt Nam và nước j là thành viên Khu mậu dịch tự do ASEAN-Trung Quốc năm t và ngược lại bằng 0.  AEC là biến giả nhị phân có giá trị bằng 1 nếu Việt Nam và nước j là thành viên cộng đồng kinh tế ASEAN năm t và ngược lại có giá trị bằng 0.  AIFTA là biến giả nhị phân có giá trị bằng 1 nếu Việt Nam và nước j là thành viên Hiệp định Thương mại tự do ASEAN-Ấn Độ năm t và ngược lại bằng 0.  AKFTA là biến giả nhị phân có giá trị bằng 1 nếu Việt Nam và nước j là thành viên Hiệp định Thương mại tự do ASEAN-Hàn Quốc năm t và ngược lại bằng 0.  AJCEP là biến giả nhị phân có giá trị là 1 nếu Việt Nam và nước j là thành viên của Hiệp định Đối tác Kinh tế Toàn diện ASEAN-Nhật Bản năm t và ngược lại bằng 0.  USBTA là biến giả nhị phân có giá trị bằng 1 sau những năm Việt Nam và Hoa Kỳ ký hiệp định thương mại song phương (BTA) và ngược lại bằng 0 cho những năm trước đó.  AANZFTA là biến giả nhị phân có giá trị là 1 nếu Việt Nam và nước j là thành viên của Hiệp định Thương mại tự do ASEAN-Australia-New Zealand năm t và ngược lại bằng 0.  VKORFTA là biến giả nhị phân có giá trị bằng 1 sau khi Việt Nam và Hàn Quốc ký Hiệp định Thương mại tự do Việt Nam-Hàn Quốc và bằng 0 cho những năm trước đó.  JVCEP là biến giả nhị phân có giá trị bằng 1 sau khi Việt Nam và Nhật Bản ký kết Hiệp định Đối tác Kinh tế toàn diện Nhật Bản-Việt Nam và ngược lại bằng 0 cho những năm trước đó.  EAEU là biến giả nhị phân có giá trị là 1 nếu Việt Nam và nước j là thành viên Liên minh Kinh tế Á Âu năm t và ngược lại bằng 0.  BORVNj là biến giả nhị phân có giá trị là 1 nếu Việt Nam và nước j có chung đường biên giới và ngược lại bằng 0.  CRISIS2008 là biến giả nhị phân có giá trị là 1 nếu nước j chịu tác động khủng hoảng năm 2008 và ngược lại bằng 0. Như ta đã biết Khủng hoảng toàn cầu 2008 tác động hầu hết đến các quốc gia trên thế giới. Trong nghiên cứu này, biến CRISIS2008 có giá trị bằng 1 trong giai đoạn 2008-2012 và bằng 0 các năm còn lại.  ε1VNj, ε2VNj, ε3VNj là các sai số ngẫu nhiên trong đó E(ε1VNj) = 0; E(ε2VNj) = 0; và E(ε3VNj) = 0. Tất cả các biến định lượng sẽ dùng logarit tự nhiện cơ số e (Ln) tr các biến giả nhị phân trong mô hình nhằm làm trơn mô hình và mất các đơn vị đo của các biến. 96
Nguồn số liệu: Tác giả dùng số liệu bảng hỗn hợp (panel data) của 19 đối tác thương mại, FDI ổn định và quan trọng nhất của Việt Nam bao gồm: Ô-xtrây-li-a, B , Bra-xin, Ca-na-đa, Trung Quốc, Pháp, Đức, Hồng Công, Ấn Độ, Nhật bản, Ma-lai-xi-a, Hà Lan, Phi-líp-pin, Nga, Xin-ga-po, Hàn Quốc, Thái Lan, Anh, và Hoa Kỳ. 19 đối tác trên chiếm khoảng 80% tổng giá trị xuất, nhập khẩu, vốn FDI vào Việt Nam giai đoạn 2005-2018. Số liệu được thu thập t nhiều nguồn tin cậy trong và ngoài nước như: Tổng Cục Thống kê Việt Nam (GSO), Trung tâm WTO, Ngân hàng Thế giới (WB) và Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO). Nếu đối tác J năm t không có số liệu FDI, xuất, nhập khẩu vào/với Việt Nam, tác giả sẽ cho 1USD vào bộ số liệu để kh c phục “zero trade” hoặc “Zero FDI”. Phần tiếp theo là kết quả và thảo luận. 4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận Bảng 1: Kết quả ước lượng dùng phương pháp Robust OLS và phần mềm Stata 11 Biến phụ thuộc Biến độc lập LnFDIjt LnEXPjt LnIMPjt LnDISVNj -3,5282* -0,1976* -0,6748* LnGDPVNt 2,5200 0,8174** 1,0242** LnGDPjt 2,3962* 0,2509* 0,5392* LnEXPjt 1,7303* - 0,3825* LnIMPjt -0,0209 0,1711* - LnFDIjt - 0,0169** -0,0004 LnEXRUSD/VNDt -10,9172 1,1787 -3,3178* Ln(insVNt*insjt) 10,3581* 1,1756* -0,1080 BothinWTOVNjt -3,4504** -0,0635 0,0165 ACFTA 2,1639 0,5464** 0,9304* AEC -0,7902 -0,2621 -0,2287 AIFTA 0,9762 -0,1415 0,0441 AKFTA 0,4193 -0,0722 1,0138* AJCEP -1,0626 0,0062 -1,0299** USBTA -4,6552* 1,3992* -0,3724 AANZFTA 0,8094 -0,2429** 0,2583 VKORFTA -0,3329 0,4332* 1,2112* JVCEP -2,7246 0,5073 1,6863* EAEU 6,8134* -0,0903 0,2380 BORVNj -5,5711*** 0,3001 0,0141 CRISIS2008 2,2189* -0,0378 0,0473 Const/Hằng số -96,3225** -30,0359* 10,8133*** 2 R 0,5115 0,8593 0,7719 * ** Ghi chú: có ý nghĩa thống kê ở mức 1%; có ý nghĩa thống kê ở mức 5%; *** có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. 97
Bảng 2: Kết quả ước lượng dùng phương pháp RE và phần mềm Stata 11 Biến phụ thuộc Biến độc lập LnFDIjt (RE) LnEXPjt (RE) LnIMPjt (RE) LnDISVNj -2,5350* -0,2220** -0,1062 LnGDPVNt -0,8034 0,6107* 1,0136* LnGDPjt 1,6015*** 0,4696* 0,2755** LnEXPjt 0,3612 - 0,2304* LnIMPjt 0,2297 0,2066* - LnFDIjt - -0,0009 -0,0027 LnEXRUSD/VNDt 1,8329 2,1057* -1,5439** Ln(insVNt*insjt) 8,9089* 0,4654** -0,2111 BothinWTOVNjt -0,1273 -0,0077 0,0340 ACFTA 1,8953 0,9652* 1,3019** AEC -3,0087 -0,5995* 0,1099 AIFTA 3,4085 0,3678** -0,1820 AKFTA -1,0835 0,1949 0,0782 AJCEP 0,9833 0,0251 -0,2998*** USBTA -0,6062 0,9479** 0,0812 AANZFTA -0,2375 -0,9395* 0,0694 VKORFTA 0,0953 0,1996 0,6291* JVCEP -1,3811 -0,4387** 0,4104*** EAEU -1,3156 -0,1745 0,0926 BORVNj -2,0983 -0,7778 0,7172 CRISIS2008 1,1083*** -0,0677 0,0451 Const/Hằng số -89,7343** -34,3357* 0,2532 Within = 0,7211 Within = 0,0856 Within = 0,8729 Between = R2 Between = 0,6169 Between = 0,6664 0,5784 Overall = 0,4530 Overall = 0,7532 Overall = 0,5981 Ghi chú: có ý nghĩa thống kê ở mức 1%; có ý nghĩa thống kê ở mức 5%; *** có ý * ** nghĩa thống kê ở mức 10%. Sau khi ước lượng mô hình FE và RE, tác giả d ng Hausman Test để chọn, kết quả Hausman Test gợi ý chọn mô hình RE vì không bác b được giả thuyết Ho: rằng sự khác biệt về hệ số giữa mô hình FE và RE là không có hệ thống. 98
Bảng 3: Kết quả ước lượng dùng phương pháp Hausman-Taylor và phần mềm Stata 11 Biến phụ thuộc Biến độc lập LnFDIjt LnEXPjt LnIMPjt TVexogenous: Biến thay đổi theo thời gian và không tƣơng quan với ui (x’1it) LnDISVNj -1,1830 -0,1551 -0,0686 LnEXRUSD/VNDt 4,1208 1,8457* -1,5217** Ln(insVNt*insjt) 6,1216** -0,2356 -0,2212 BothinWTOVNjt 0,3329 -0,0491 0,0346 AEC -4,2501*** -0,6767* 0,1024 AIFTA 4,7071** 0,4709* -0,1724 AKFTA -1,3233 0,2436** 0,0700 AJCEP 1,3505 -0,0101 -0,2938*** AANZFTA -0,9503 -1,0457* 0,0720 VKORFTA 0,5498 0,2044 0,6281* JVCEP -1,6524 -0,4413** 0,3894** EAEU -2,2159 -0,0105 0,0902 CRISIS2008 0,8078 -0,1008** 0,0453 TVendogenous: Biến thay đổi theo thời gian và có tƣơng quan với ui (x’2it) LnGDPVNt 0,0663 0,7559* 1,0199* LnGDPjt 1,3439 0,6279* 0,2578*** LnEXPjt -0,3449 - 0,2271* LnIMPjt -0,0960 0,1783* - LnFDIjt - -0,0044 -0,0031 TIexogenous: Biến cố định theo thời gian và không tƣơng quan với ui (z’1i) ACFTA 3,6224 1,3534** 1,3182** USBTA 1,2815 0,6583 0,1038 BORVNj -0,7889 -1,4372 0,7671 Const/Hằng số -94,4145*** -34,0093* 0,1996 Ghi chú: * có ý nghĩa thống kê ở mức 1%; ** có ý nghĩa thống kê ở mức 5%; *** có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. 99
Bảng 4: Tổng hợp kết quả ước lượng dùng phương pháp OLS, RE và Hausman-Taylor Biến phụ thuộc Biến độc lập LnFDIjt LnEXPjt LnIMPjt OLS RE HT OLS RE HT OLS RE HT LnDISVNj -3,5282* -2,5350* -1,1830 -0,1976* -0,2220** -0,1551 -0,6748* -0,1062 -0,0686 LnGDPVNt 2,5200 -0,8034 0,0663 0,8174** 0,6107* 0,7559* 1,0242** 1,0136* 1,0199* LnGDPjt 2,3962* 1,6015*** 1,3439 0,2509* 0,4696* 0,6279* 0,5392* 0,2755** 0,2578*** LnEXPjt 1,7303* 0,3612 -0,3449 - - - 0,3825* 0,2304* 0,2271* LnIMPjt -0,0209 0,2297 -0,0960 0,1711* 0,2066* 0,1783* - - - LnFDIjt - - - 0,0169** -0,0009 -0,0044 -0,0004 -0,0027 -0,0031 LnEXRUSD/VNDt -10,9172 1,8329 4,1208 1,1787 2,1057* 1,8457* -3,3178* -1,5439** -1,5217** Ln(insVNt*insjt) 10,3581* 8,9089* 6,1216** 1,1756* 0,4654** -0,2356 -0,1080 -0,2111 -0,2212 BothinWTOVNjt -3,4504** -0,1273 0,3329 -0,0635 -0,0077 -0,0491 0,0165 0,0340 0,0346 ACFTA 2,1639 1,8953 3,6224 0,5464** 0,9652* 1,3534** 0,9304* 1,3019** 1,3182** AEC -0,7902 -3,0087 -4,2501*** -0,2621 -0,5995* -0,6767* -0,2287 0,1099 0,1024 AIFTA 3,4085 3,4085 4,7071** 0,3678** 0,3678** 0,4709* -0,1820 -0,1820 -0,1724 AKFTA 0,4193 -1,0835 -1,3233 -0,0722 0,1949 0,2436** 1,0138* 0,0782 0,0700 AJCEP 0,9833 0,9833 1,3505 0,0251 0,0251 -0,0101 -0,2998*** -0,2998*** -0,2938*** USBTA -4,6552* -0,6062 1,2815 1,3992* 0,9479** 0,6583 -0,3724 0,0812 0,1038 AANZFTA 0,8094 -0,2375 -0,9503 -0,2429** -0,9395* -1,0457* 0,2583 0,0694 0,0720 VKORFTA -0,3329 0,0953 0,5498 0,4332* 0,1996 0,2044 1,2112* 0,6291* 0,6281* JVCEP -2,7246 -1,3811 -1,6524 0,5073 -0,4387** -0,4413** 1,6863* 0,4104*** 0,3894** EAEU 6,8134* -1,3156 -2,2159 -0,0903 -0,1745 -0,0105 0,2380 0,0926 0,0902 BORVNj -5,5711*** -2,0983 -0,7889 0,3001 -0,7778 -1,4372 0,0141 0,7172 0,7671 CRISIS2008 2,2189* 1,1083*** 0,8078 -0,0378 -0,0677 -0,1008** 0,0473 0,0451 0,0453 Const/Hằng số -96,3225** -89,7343** -94,4145*** -30,0359* -34,3357* -34,0093* 10,8133*** 0,2532 0,1996 100
Phân tích kết quả thực nghiệm: Phƣơng trình (3) LnFDIjt: Kết quả ước lượng d ng phương pháp OLS, RE và Hausman-Taylor được tổng hợp, tóm t t và trình bày ở Bảng 4 bên trên. Kết quả ước lượng cho thấy các biến LnGDPVNt, LnIMPjt, LnEXRUSD/VNDt, ACFTA, AKFTA, AJCEP, VKORFTA, JVCEP là các biến không có nghĩa thống kê ổn định ở cả ba mô hình OLS, RE và Hausman-Taylor. Do đó, không có căn cứ để kết luận các biến này tác động tới thu hút FDI vào Việt Nam. Các biến LnDISVNj, LnGDPjt, LnEXPjt, BothinWTOVNjt, AEC, AIFTA, USBTA, AANZFTA, EAEU, BORVNj, CRISIS2008 là những biến có nghĩa thống kê nhưng không ổn định ở cả ba mô hình OLS, RE và Hausman-Taylor nên tác giả không có kết luận về các biến này. Trong phương trình (3) LnFDIjt duy nhất có biến Ln(insVNt*insjt) là biến dương và có nghĩa thống kê ổn định ở cả ba mô hình OLS, RE và Hausman-Taylor ở mức 1 hoặc 5%. Do đó có căn cứ kết luận rằng sự cải thiện đáng kể về thể chế của Việt Nam trong tương tác với thể chế của các đối tác là nhân tố quan trọng nhất thúc đẩy luồng vốn FDI vào Việt Nam thời gian qua. Tất nhiên ngoài việc cải thiện thể chế theo các yêu cầu của WTO, FTAs theo hướng chuẩn mực và phù hợp thông lệ quốc tế để đạt sự minh bạch và ổn định trong các chính sách, không thể không kể tới lợi thế quốc gia của Việt Nam trong thu hút FDI đó là đội ng lao động trẻ, dồi dào, giá rẻ, sự ổn định về chính trị, và vị tr địa lý thuận lợi cho giao thương quốc tế mà tác giả chưa đưa vào các mô hình thực nghiệm. Phƣơng trình (4) LnEXPjt: Kết quả ước lượng phương trình (4) LnEXPjt được trình bày tóm t t ở Bảng 4 trên. Các biến BothinWTOVNjt, AJCEP, EAEU, và BORVNj là những biến không có nghĩa thống kê ổn định ở cả ba mô hình OLS, RE và Hausman-Taylor. Do đó, không có căn cứ để kết luận các biến này tác động tới xuất khẩu của Việt Nam thời gian qua. Các biến LnDISVNj, LnFDIjt, LnEXRUSD/VNDt, Ln(insVNt*insjt), AEC, AKFTA, USBTA, VKORFTA, JVCEP, CRISIS2008 là những biến có nghĩa thống kê nhưng không ổn định ở cả ba mô hình OLS, RE và Hausman- Taylor nên tác giả không có kết luận về các biến này. Biến AANZFTA có hệ số ước lượng âm và có nghĩa thống kê ổn định ở mức 5 hoặc 1% ở cả ba mô hình OLS, RE và Hausman-Taylor. Do đó tác giả có căn cứ kết luận rằng khi tham gia AANZFTA đã làm giảm xuất khẩu của Việt Nam trong khu vực này. Các biến LnGDPVNt, LnGDPjt, là các biến truyền thống của mô hình lực hấp dẫn, có hệ số ước lượng dương và có nghĩa thống kê ở mức 1 hoặc 5% ở cả ba mô hình OLS, RE và Haus- man-Taylor. Do đó tác giả có căn cứ kết luận rằng khi GDP của Việt Nam và đối tác tăng sẽ làm tăng xuất khẩu của Việt Nam sang các đối tác. Điều này phù hợp với giả thiết trong mô hình và kỳ vọng của tác giả. 101
Biến LnIMPjt có hệ số ước lượng dương và có nghĩa thống kê ở mức 1% ở cả ba mô hình OLS, RE và Hausman-Taylor. Điều này có nghĩa rằng xuất khẩu của Việt Nam phụ thuộc vào giá trị nhập khẩu của Việt Nam. Vì rằng, hiện Việt Nam chưa có các ngành công nghiệp phụ trợ để sản xuất nguyên, nhiên liệu đầu vào trong nước phục vụ sản xuất hàng xuất khẩu. 2/3 trong giá thành là nguyên liệu nhập ngoại, kể cả các ngành Việt Nam có lợi thế so sánh như dệt may, da giày. Hơn nữa, khối doanh nghiệp FDI, là khối đóng góp 2/3 giá trị xuất khẩu của Việt Nam c ng phải nhập khẩu phần lớn nguyên liệu t thị trường nước ngoài phục vụ cho sản xuất hàng xuất khẩu như Samsung, Honda, Cocacola, LG, LS,… Do đó về dài hạn Việt Nam cần có các ch nh sách để thu hút đầu tư vào các ngành công nghiệp phụ trợ trong chuỗi giá trị toàn cầu. Trong số các FTAs mà Việt Nam tham gia, theo kết quả ước lượng, ch có ACFTA và AIFTA là hai biến có hệ số ước lượng dương và có nghĩa thống kê ổn định ở cả 3 mô hình OLS, RE và Hausman-Taylor. Điều này có nghĩa rằng Việt Nam đã gia tăng được xuất khẩu của mình cho các đối tác trong khuôn khổ các hiệp định này. Cụ thể, giá trị xuất khẩu của Việt Nam đã tăng t 3,22 tỷ USD năm 2005 lên 41,36 tỷ USD năm 2018 cho riêng thị trường Trung Quốc chưa kể các quốc gia còn lại của ASEAN. Với Ấn Độ, kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam đã tăng t 97,8 triệu USD năm 2005 lên 6,54 tỷ USD năm 2018. Tuy USBTA không có nghĩa thống kê ở mô hình Hausman-Taylor, nhưng không thể phủ nhận rằng hiện Hoa Kỳ là thị trường xuất khẩu lớn nhất của Việt Nam đạt 47,52 tỷ USD năm 2018. Và đây sẽ vẫn là thị trường xuất khẩu quan trọng nhất của Việt Nam. Phƣơng trình (5) LnIMPjt: Theo kết quả ước lượng trình bày ở Bảng 4, các biến LnFDIjt, Ln(insVNt*insjt), BothinWTOVNjt, AEC, AIFTA, USBTA, AANZFTA, EAEU, BORVNj, CRISIS2008 là các biến không có ý nghĩa thống kê ổn định ở cả ba mô hình OLS, RE và Hausman-Taylor. Do đó, không có căn cứ để tác giả kết luận các biến này tác động tới nhập khẩu của Việt Nam. Biến LnDISVNj và AKFTA là những biến có nghĩa thống kê nhưng không ổn định ở cả ba mô hình OLS, RE và Hausman-Taylor nên tác giả không có kết luận về các biến này. Các biến LnGDPVNt, LnGDPjt, là các biến truyền thống của mô hình lực hấp dẫn, có hệ số ước lượng dương và có nghĩa thống kê ở mức 1, 5 và 10% ở cả ba mô hình OLS, RE và Haus- man-Taylor. Do đó tác giả có căn cứ kết luận rằng khi GDP của Việt Nam và đối tác tăng sẽ làm tăng nhập khẩu của Việt Nam t các đối tác. Điều này phù hợp với giả thiết trong mô hình và kỳ vọng của tác giả. Biến LnEXPjt có hệ số ước lượng dương và có nghĩa thống kê ở mức 1% ở cả ba mô hình OLS, RE và Hausman-Taylor. Điều này có nghĩa rằng nhập khẩu của Việt Nam hỗ trợ rất quan trọng cho sản xuất hàng xuất khẩu của Việt Nam. 102
Biến LnEXRUSD/VNDt âm và có nghĩa thống kê ở cả ba mô hình OLS, RE và Hausman- Taylor, chứng t khi tỷ giá giữa USD và VND tăng tức VND mất giá, tức hàng nước ngoài sẽ đ t hơn tương đối ở Việt Nam, sẽ có tác động làm giảm nhập khẩu của Việt Nam. Điều này đúng như kỳ vọng và dự đoán của tác giả. Biến AJCEP có hệ số ước lượng âm và có nghĩa thống kê ở mức 10% ở cả 3 mô hình OLS, RE và Hausman-Taylor. Điều này chứng t AJCEP có tác động làm giảm nhập khẩu của Việt Nam t các đối tác thành viên. Biến ACFTA, VKORFTA, JVCEP có hệ số ước lượng dương và có nghĩa thống kê ở cả ba mô hình OLS, RE và Hausman-Taylor. Điều này chứng t các FTAs này đã làm tăng nhập khẩu của Việt Nam t các nước thành viên. Cụ thể trong khuôn khổ ACFTA, như đã phân t ch, FTA này không những làm tăng nhập khẩu mà còn làm tăng xuất khẩu của Việt Nam. Hiện, Trung Quốc và ASEAN là những thị trường nhập khẩu lớn nhất của Việt Nam. Nhập khẩu của Việt Nam t ASEAN tăng t 9,32 tỷ USD năm 2005 lên 31,84 tỷ USD năm 2018, chiếm 13,4% tổng kim ngạch nhập khẩu. Trong khi, nhập khẩu của Việt Nam t Trung Quốc tăng t 5,89 tỷ USD năm 2005 lên 65,56 tỷ USD năm 2018. Hiện Trung Quốc đang là thị trường nhập khẩu lớn nhất của Việt Nam chiếm khoảng 27% tổng kim ngạch nhập khẩu. Tính cả ASEAN và Trung Quốc thì giá trị nhập khẩu t các thành viên ACFTA chiếm khoảng 41% tổng kim ngạch nhập khẩu của Việt Nam. Trong khuôn khổ các FTAs song phương giữa Việt Nam-Hàn Quốc (VKORFTA) và Việt Nam-Nhật Bản (JVCEP) c ng đã tạo điều kiện để hai nước bạn gia tăng xuất khẩu sang Việt Nam. Cụ thể, giá trị nhập khẩu của Việt Nam t Hàn Quốc tăng t 3,59 tỷ USD năm 2005 lên 47,62 tỷ USD năm 2018. Và, Nhật Bản tăng t 4,07 tỷ USD năm 2005 lên 19,10 tỷ USD năm 2018. Việc nhập khẩu hàng t Hàn Quốc và Nhật Bản liên quan chặt chẽ tới hoạt động của các doanh nghiệp FDI của hai nước này tại Việt Nam. Hiện Hàn Quốc là nhà đầu tư lớn nhất tại Việt Nam với tổng số vốn t ch l y được phê duyệt lên tới trên 60 tỷ USD. Còn, Nhật Bản là nhà đầu tư lớn thứ hai với tổng số vốn được phê duyệt trên 50 tỷ USD (t nh đến hết năm 2017). 5. Kết luận Với việc s dụng mô hình lực hấp dẫn, dữ liệu bảng (panel data) của 19 đối tác thương mại và FDI quan trọng của Việt Nam giai đoạn 2005-2018, phương pháp ước lượng OLS, RE, và Hausman-Taylor, nghiên cứu này đã đánh giá được tác động của WTO, các hiệp định thương mại mà Việt Nam đã k kết đến thu hút FDI và xuất, nhập khẩu của Việt Nam. Kết quả cho thấy, trong dài hạn, WTO không có tác động đến thu hút FDI và ngoại thương Việt Nam. Chất lượng thể chế được xem là yếu tố quan trọng nhất thu hút FDI vào Việt Nam trong dài hạn ngoài các lợi thế cạnh tranh quốc gia khác. Đối với xuất khẩu, việc tham gia AANZFTA đã làm giảm xuất khẩu của Việt Nam trong khi ACFTA và AIFTA là hai FTAs giúp Việt Nam gia tăng xuất khẩu. 103
Đối với nhập khẩu, tỷ giá hối đoái giữa USD và VND là yếu tố tác động rõ rệt. Trong khi AJCEP làm giảm nhập khẩu thì ACFTA, VKORFTA và JVCEP là các FTAs làm tăng nhập khẩu của Việt Nam. Kết quả ước lượng c ng cho thấy tăng trưởng GDP Việt Nam và đối tác là các nhân tố quan trọng thúc đẩy giá trị trao đổi thương mại hai chiều. Hàm ý chính sách cho Việt Nam: Thứ nhất, về thu hút FDI: Sau hơn 30 năm thực hiện thu hút đầu tư nước ngoài, vốn FDI vào Việt Nam đến nay đạt khoảng gần 400 tỷ USD, bình quân tăng hơn 20%/ năm, đồng thời là khu vực tăng trưởng cao nhất trong nền kinh tế. Bên cạnh những thành tựu quan trọng, những tồn tại của FDI đã bộc lộ rõ như việc chuyển giá, gây ô nhiễm môi trường, đầu tư núp bóng, vốn m ng… Bộ Chính trị đã ch đạo hoàn thiện thể chế, ch nh sách để kh c phục tình trạng “vốn m ng”, chuyển giá, đầu tư “chui”, đầu tư “núp bóng” và đảm bảo an ninh, quốc phòng thông qua việc ban hành Nghị quyết 50/NQ-TW ngày 20/08/2019. Theo Nghị quyết 50/NQ-TW, Việt Nam cần phải sàng lọc k dự án, chống chuyển giá ngay t khâu thành lập, không xem xét mở rộng, gia hạn hoạt động đối với những dự án s dụng công nghệ lạc hậu, tiềm ẩn nguy cơ gây ô nhiễm môi trường, thâm dụng tài nguyên… Quan trọng hơn, Nghị quyết đã ch rõ những ưu tiên chiến lược của Việt Nam trong thu hút FDI giai đoạn tới, đó là các dự án công nghệ cao, công nghệ của tương lai, các dự án của các tập đoàn lớn… Một “kỷ nguyên mới” trong thu hút FDI cho Việt Nam đã b t đầu. Nghị quyết 50/NQ-TW được thực hiện, không ch số lượng, mà chất lượng, hiệu quả của dòng vốn FDI sẽ nâng lên một bậc, góp phần quan trọng giúp Việt Nam đổi mới mô hình tăng trưởng, dịch chuyển lên nấc thang cao hơn của chuỗi giá trị toàn cầu, tận dụng các cơ hội của cách mạng công nghiệp 4.0 để bứt phá. Để thu hút mạnh mẽ dòng vốn FDI như Nghị quyết 50/NQ-TW thì Việt Nam vẫn rất cần cải thiện môi trường đầu tư thông qua hoàn thiện thể chế, phòng chống tham nh ng, và nên tập trung vào đào tạo cho được đội ng lao động lành nghề có thể b t kịp sự phát triển và đáp ứng nhu cầu nhân lực trình độ cao của các dự án FDI công nghệ cao trong kỷ nguyên số như chủ tịch Quốc hội Nguyễn Thị Kim Ngân đã phát biểu rằng năm 2020 Việt Nam sẽ ưu tiên cho việc đào tạo đội ng nhân lực trình độ cao. Bên cạnh đó hoàn thiện cơ sở hạ tầng cứng của nền kinh tế như sân bay, cảng biển, đường bộ, hạ tầng viễn thông, internet,… c ng quan trọng không kém. Bên cạnh đó, các doanh nghiệp trong nước c ng cần chủ động nâng cao năng lực về vốn, công nghệ, trình độ quản l … để gia tăng liên kết dọc cùng hoặc ngược chiều với doanh nghiệp FDI trong chuỗi giá trị toàn cầu (GVC-Global Value Chain). Thứ hai, về ngoại thương: Việc tham gia các FTAs đã làm gia tăng đáng kể kim ngạch xuất, nhập khẩu của Việt Nam thời gian qua. Hiện tổng kim ngạch xuất nhập khẩu đã đạt trên 450 tỷ USD. Việc tìm 104
hiểu k tác động của t ng FTA và lựa chọn các mặt hàng xuất, nhập khẩu dựa trên lợi thế so sánh là hết sức cần thiết. Ngoại thương giúp gia tăng việc làm, phân bổ tối ưu nguồn lực sản xuất và giúp cho điểm tiêu dùng của nền kinh tế nằm trên đường giới hạn khả năng sản xuất của quốc gia. Tuy nhiên, trong dài hạn Việt Nam cần xây dựng cho mình hệ thống các ngành công nghiệp phụ trợ, và nên đầu tư vào khâu nghiên cứu-phát triển (R&D) để thu được giá trị cao hơn trong chuỗi giá trị toàn cầu. Để tiếp thu được thành quả của cách mạng công nghiệp 4.0, 5.0,… và vận dụng được nó trong sản xuất, thương mại thì ưu tiên chiến lược cho đầu tư vào con người, vào giáo dục vẫn là quốc sách hàng đầu. Nghiên cứu này có những đóng góp nhất định về mặt thực nghiệm trong mảng dùng phương pháp thực nghiệm để đánh giá tác động của WTO và các FTAs đến một nước thành viên đang phát triển. Tuy nhiên kết quả ước lượng có thể thay đổi theo mô hình kinh tế, phương pháp ước lượng, đối tác lấy dữ liệu, khoảng thời gian nghiên cứu và các biến s dụng trong mô hình. Do đó, các nhà nghiên cứu cần lưu vấn đề này để có được kết quả đáng tin cậy nhất. Do thời gian, số liệu và năng lực còn hạn chế nên không tránh kh i những thiếu sót, rất mong nhận được ý kiến đóng góp của độc giả để các nghiên cứu tiếp theo hoàn thiện hơn. Trân trọng cám ơn! TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. Baier, S.L., & Bergstrand, J.H. (2004), „Economic determinants of free trade agree- ments‟, Journal of International Economics, 64, 29-63. Doi: 10.1016/S0022-1996(03)00079-5. 2. Doan Nguyen Minh (2019), „Assessing the Impact of the WTO on Vietnam Trade Flow after 11 years of Accession: A Gravity Model Analysis‟, Paper presented at the 2nd CIEMB, 26-27th, National Economic University, Hanoi, Vietnam. 3. Duong, B.N. (2016), „Vietnam-EU free trade agreement: Impact and policy implica- tions for Vietnam‟, Working Paper No. 07/2016. 4. Egger, P. (2005), „Alternative Techniques for Estimation of Cross-Section Gravity Models‟, Review of International Economics‟, 13(5): 881-891. 5. Frankel, J.A. (1997), Regional trading blocs, Washington, DC: Institute for Interna- tional Economics. 6. Frankel, J.A., Stein, E., & Wei, S.-J. (1995), „Trading blocs and the Americas: The natural, the unnatural, and the super-natural‟, Journal of Development Economics, 47, 61-95. Doi: 10.1016/0304-3878(95)00005-4. 7. Frankel, J.A., Stein, E., & Wei, S.-J. (1996), „Regional trading arrangements: Natural or supernatural?‟ American Economic Review, 86, 52-56. Doi: 10.3386/w5431. 105
8. Frankel, J.A., Stein, E., & Wei, S.-J. (1998), „Continental trading blocs: Are they natu- ral or supernatural?‟ In J.A. Frankel (Ed.), The regionalization of the world economy (pp. 91- 113). Chicago: University of Chicago Press. 9. Hausman, J. and Taylor, W. (1981), „Panel Data and Unobservable Individual Effects‟, Econometrica, 49(6): 1377-1398. 10. Hoang Chi Cuong, Tran Thi Nhu Trang, and Dong Thi Nga (2015), „Do Free Trade Agreements (FTAs) really Increase Vietnam‟s Foreign Trade and inward Foreign Direct Invest- ment (FDI)?‟, British Journal of Economics, Management & Trade, 7(2): 110-127. 11. Krugman, P. (1991), „The move toward free trade zones‟. In Policy implications of trade and currency zones, proceedings of a federal reserve bank of Kansas city symposium (pp.7-41). 12. Lipsey, R.G. (1960), „The theory of customs unions: A general survey‟, Economic Journal, 70, 496-513. Doi: 10.2307/2228805. 13. McPherson, M. and Trumbull W. (2003), „Using the Gravity Model to Estimate Trade Potential: Evidence in Support of the Hausman-Taylor Method‟. 14. Phạm Thị Cải, Nguyễn Thị Nhiễu, Đỗ Kim Chi, Hoàng Thị Vân Anh, Lê Huy Khôi, Phạm Hồng Lam, Hoàng Thị Hương Lan (2008), „Tác động của Hiệp định Thương mại tự do ASEAN-Hàn Quốc (AKFTA) tới quan hệ thương mại Việt Nam-Hàn Quốc‟, Đề tài nghiên cứu khoa học cấp Bộ mã số: 75.08.RD. 15. Pham, Thi Hong Hanh (2011), „Does the WTO accession matter for the dynamics of foreign direct investment and trade?‟, Economic of Transition, 19(2): 255-285. 16. Shujiro Urata (2010), „Proliferation of FTAs and the WTO‟, Working Paper. 17. Stevens, C., Irfan, M., Massa, J., & Kennan (2015), „The impact of free trade agree- ments between developed and developing countries on economic development of developing countries‟, UK: Rapid Evidence Assessment (July), DFID. 106