zunia.vn

Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z

zunia.vn

» Kinh Tế - Quản Lý

» Kinh tế học

Tác động của Hiệp định thương mại đến xuất khẩu gạo của Việt Nam qua mô hình lực hấp dẫn cấu trúc

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:3

Báo xấu

25
lượt xem 3
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài viết Tác động của Hiệp định thương mại đến xuất khẩu gạo của Việt Nam qua mô hình lực hấp dẫn cấu trúc trình bày việc xây dựng mô hình lực hấp dẫn cấu trúc kết hợp với kỹ thuật ước lượng bằng phương pháp PPML (Poisson Pseudo Maximum Likelihood), cùng với những biến giả là các hiệp định thương mại nhằm đánh giá tác động của từng hiệp định thương mại đến xuất khẩu gạo Việt Nam.

Chủ đề:

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

Lưu

Nội dung Text: Tác động của Hiệp định thương mại đến xuất khẩu gạo của Việt Nam qua mô hình lực hấp dẫn cấu trúc

Tuyển tập Hội nghị Khoa học thường niên năm 2019. ISBN: 978-604-82-2981-8 TÁC ĐỘNG CỦA HIỆP ĐỊNH THƯƠNG MẠI ĐẾN XUẤT KHẨU GẠO CỦA VIỆT NAM QUA MÔ HÌNH LỰC HẤP DẪN CẤU TRÚC Nguyễn Thị Thanh Huyền Trường Đại học Thủy lợi, email: huyenntt@tlu.edu.vn 1. GIỚI THIỆU CHUNG khẩu hàng hóa từ i, σ > 1 là hệ số co giãn Việt Nam thường xuyên nằm trong danh thay thế, và Π i và đại diện cho các trở lực sách một trong ba nước xuất khẩu gạo lớn thương mại đa phương của i và j. Mô hình nhất thế giới. Đặc biệt, việc Việt Nam tham này là nó cho phép phân tích chính sách gia các hiệp định thương mại như chất “xúc thương mại trong môi trường đa quốc gia tác” đòi hỏi ngành gạo phải nghiên cứu, xem (Piermartini và Yotov, 2016). Mô hình này có xét kỹ càng hướng xuất khẩu gạo trong thời hạn chế là thiếu cơ sở lý thuyết kinh tế. Chính gian tiếp theo sao cho phù hợp và hiệu quả vì vậy tác giả đã sử dụng mô hình lực hấp dẫn với thông lệ quốc tế và khẳng định hình ảnh cấu trúc để khắc phục nhược điểm trên. gạo Việt Nam xuất khẩu trên thị trường quốc Mô hình lực hấp dẫn cấu trúc từ phía cầu tế. Thay vì đứng ở góc độ thu nhập của mô được xây dựng với tổng chi tiêu của quốc gia hình lực hấp dẫn truyền thống, bài viết xét ở i được ký hiệu là Ei, và có thể hạch toán khía cạnh chi tiêu, từ đó xây dựng mô hình Ei = φi .Yi, với φi > 1 cho biết quốc gia i thâm lực hấp dẫn cấu trúc kết hợp với kỹ thuật ước hụt trong trao đổi thương mại và 0 < φi < 1 lượng bằng phương pháp PPML (Poisson phản ánh thặng dư thương mại, (Dekle và cộng Pseudo Maximum Likelihood), cùng với sự, 2007). Hệ phương trình lực hấp dẫn cấu những biến giả là các hiệp định thương mại trúc như sau: nhằm đánh giá tác động của từng hiệp định 1−σ Yi E j ⎛ tij ⎞ thương mại đến xuất khẩu gạo Việt Nam. X ijn = ⎜ ⎟⎟ (3) Y ⎜⎝ Π i Pj ⎠ 2. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 1−σ N ⎛ tij ⎞ Ej Xuất phát từ ý tưởng đầu tiên của ∏1i −σ =∑ ⎜ j =1 ⎜ P ⎟⎟ (4) Timbergen (1962), Poyhonen (1963) và ⎝ j ⎠ Y Linnerman (1966), mô hình lực hấp dẫn 1−σ N ⎛ tij ⎞ Yi truyền thống đã được sử dụng rộng rãi nhằm Pj = ∑ i =1 ⎜ ⎟ (5) lý giải hoạt động thương mại quốc tế giữa các ⎝ ∏i ⎠ Y quốc gia. Trong đó đóng góp của Anderson trong đó σ > 1 là độ co giãn thay thế trong và Wincoop (2003), chỉ tiêu phản ánh lực trở các tập hàng hóa khác nhau; Ej là tổng chi thương mại đa phương (Multilateral Trade tiêu trong quốc gia j; chi phí thương mại song Resistance, MTR) được đưa vào mô hình và phương tij>1 giữa quốc hai quốc gia; Xij biểu được biểu diễn như sau: thị các dòng thương mại từ quốc gia xuất 1−σ YiY j ⎛ tij ⎞ khẩu i sang quốc gia nhập khẩu j, và Pj được X ijn = ⎜ ⎟⎟ (1) xem là chỉ số giá tiêu dùng CES; Yi là giá trị Y ⎜⎝ Π i Pj ⎠ sản lượng của quốc gia i bằng với tổng tiêu trong đó, Yi và Yj biểu thị GDP của quốc gia i dùng các tập hàng hóa của quốc gia này ở các và quốc gia j, tij là chi phí trong j để nhập quốc gia j, gồm cả bản thân quốc gia i. 382
Tuyển tập Hội nghị Khoa học thường niên năm 2019. ISBN: 978-604-82-2981-8 Bài viết sử dụng nguồn dữ liệu của Tổng CLNYij : Biến giả nhận giá trị 1 nếu Việt cục Thống kê về xuất khẩu gạo Việt Nam, tác Nam và nền kinh tế j cùng chung hệ thống giả chọn ra 60 nước (chiếm khoảng 90% giá thuộc địa trước đây và bằng 0 trong các trị xuất khẩu gạo) trong giai đoạn từ năm trường hợp khác 2000 đến 2015. Nghiên cứu sử dụng kỹ thuật LLOCK j : Biến giả nhận giá trị 1 nếu nền ước lượng bằng phương pháp PPML (Poisson Pseudo Maximum Likelihood) với những lợi kinh tế j không tiếp giáp với biển và bằng 0 thế như: (1) xử lý phần nào vấn đề phương sai trong các trường hợp khác sai số thay đổi và tính không đồng nhất trong RTAij ,t và BTAij ,t : Biến giả hội nhập đa dữ liệu thương mại (Santos Silva và Tenreyro, phương và song phương nhận giá trị 1 nếu 2006); (2) tận dụng thông tin chứa trong các Việt nam và nền kinh tế j tham gia các Hiệp dòng thương mại bằng không; (3) phù hợp với định Thương mại Khu vực và có hiệu lực các hiệu ứng cố định (Arvis và Shepherd, tại thời điểm t và bằng 0 trong các trường 2013; Fally, 2015). hợp khác Từ phương trình (3), bằng cách lấy log cơ E j ,t Agreeij ,t : Biến tương tác giữa biến giả số tự nhiên hai vế ta có thể viết lại như sau: ln X ij ,t = ln E j ,t + lnYi,t − lnYt + ( 1 − σ )ln τ ij ,t hiệp định thương mại với tổng chi tiêu tiêu (6) dùng cuối cùng của nước nhập khẩu −( 1 − σ )ln Pj ,t − ( 1 − σ )ln π i,t + uij ,t eij ,t : Sai số ngẫu nhiên trong mô hình được trong đó đại diện cho chi phí thương mại giả định tuân theo quy luật phân phối chuẩn song phương và được biểu diễn: với trung bình bằng 0 và phương sai không đổi. ( 1 − σ )lnτ ij ,t = β1 ln DISTij + β 2CNTGij + β3CLNYij + β 4 LLOCK j + β5 RTAij ,t + β 6 BTAij ,t + β 7τ ij ,t 3. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU (7) Kết quả ước lượng cho thấy hầu hết hệ số Về mặt thực nghiệm, do hạn chế về số ước lượng thu được có ý nghĩa thống ở các liệu, bài viết sử dụng mô hình lực hấp dẫn mức ý nghĩa truyền thống. cấu trúc rút gọn dưới đây: ln Xij,t = a0 + a1 lnGDPvni,t + a2 ln EXPj,t + α3 ln RERij,t Bảng 1. Kết quả ước lượng (xem xét hiệp định song phương và hiệp định hỗn hợp) +b1 ln DISTij + b2CNTGij + b3CLNYij + b4 LLOCK j Tên biến Ln_BilRice +c1RTAij,t + c2 E j,t Agreeij,t + c3BTAij,t + eij,t ln_EXPim 0.0168** (8) (0.00713) trong đó a0 là hệ số chặn, và aj, bj, cj ln_EXP*agreement 0.00745* ∈ N++ là các tham số sẽ được ước lượng (0.00390) trong mô hình lực hấp dẫn; ln_BilRER -0.0198*** X ij ,t : Giá trị xuất khẩu gạo song phương (0.00576) ln_DIST -0.0779*** của Việt Nam sang nền kinh tế j (0.0269) GDPvni,t : Tổng sản phẩm quốc nội của Việt Nam AFTA 0.190** EXPj ,t : Tổng chi tiêu tiêu dùng cuối cùng (0.0820) của nền kinh tế j ASEANplus -0.244*** RERij ,t : Tỷ giá song phương thực tế giữa (0.0778) BTAs -0.266* Việt Nam (i) và nước j (0.154) DISTij : Khoảng cách địa lý giữa Việt Nam Observations 1,080 và nền kinh tế j; R-squared 0.207 CNTGij : Biến giả nhận giá trị 1 nếu Việt Year FE YES Nam và nền kinh tế j chia sẻ đường biên giới Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả từ dữ liệu và bằng không trong các trường hợp khác xuất khẩu gạo song phương giai đoạn 1998-2015 383
Tuyển tập Hội nghị Khoa học thường niên năm 2019. ISBN: 978-604-82-2981-8 Hệ số ước lượng của biến giả AFTA mang Khi so sánh tác động giữa các hiệp định giá trị dương ở mức ý nghĩa thống kê cao thể thương mại ASEAN+6, kết quả hồi quy đưa hiện tác động tích cực của AFTA đối với ra kết quả hệ số biến giả của các hiệp định xuất khẩu gạo của Việt Nam khoảng 0.19% thương mại ACFTA, AKFTA, AANZFTA so với các quốc gia còn lại. Tuy nhiên, Việt mang giá trị dương, trong khi hệ số của các Nam không khai thác tích cực lợi thế trong biến giả hiệp định thương mại AIFTA và xuất khẩu gạo khi tham gia ký kết các hiệp AJCEP mang giá trị âm. định thương mại ASEAN+6 khi hệ số của biến giả này (ASEANplus) mang giá trị âm ở 4. KẾT LUẬN mức 0,244%. Việc khai thác được lợi ích từ Nghiên cứu cho thấy Việt Nam tham gia các việc tham gia ký kết các hiệp định tự do hiệp định thương mại có tác động đến hoạt thương mại song phương (BTAs) ghi nhận động xuất khẩu gạo của Việt Nam. Cụ thể: tác động âm. - Hiệp định thương mại nào đem lại cho Bảng 2. Kết quả ước lượng Việt Nam những thành viên có những đặc (xem xét từng hiệp định hỗn hợp) điểm kinh tế - xã hội có liên quan đến mặt hàng gạo một cách phù hợp mới mang lại tác Tên biến Ln_BilRice động tích cực rõ nét đối với hoạt động xuất ln_EXPim 0.0218*** khẩu gạo của Việt Nam (ACFTA, AKFTA, (0.00740) AANZFTA). Ln_EXP_ASEANplus -0.0113*** - Mức độ và chiều hướng tác động của các (0.00307) hiệp định thương mại đến xuất khẩu gạo Việt Nam phụ thuộc vào những lợi thế về khoảng ln_BilRER -0.0218*** cách kinh tế, địa lý và tính bổ sung trong (0.00629) thương mại gạo. ln_DIST -0.0971*** - Hiệp định thương mại tác động đến xuất (0.0271) khẩu gạo của Việt Nam thông qua những rào AFTA 0.240*** cản thương mại mà nước thành viên áp dụng. (0.0800) 5. TÀI LIỆU THAM KHẢO AIFTA -0.545*** [1] Anderson J. và E. Wincoop (2003), Gravity (0.150) with Gravitas: A solution to the Border Puzzle, ACFTA 0.295*** Tạp chí The American Economic Review, Số 93, tập 1, tr. 170-192. (0.109) [2] Arvis J. F. và B. Shepherd (2013), The Poisson AKFTA 0.222** Quasi-Maximum Likelihood Estimator: a (0.0973) Solution to the Adding Up Model in Gravity Models, Tạp chí Applied Economics Letters, AJCEP -0.130* Số 20, tập 6, tr. 515-519. (0.0705) [3] Dechachete Thawatchai (2011), Composite AANZFTA 0.284*** Index of Market Access for the export of rice (0.0894) from Thailand, International Centre for Trade and Sustainable Development. Observations 1,080 [4] Fally T. (2015), Structural Gravity and Fixed R-squared 0.217 Effects, Tạp chí Journal of International Year FE YES Economics, Số 97, tập 1, tr. 76-85. [5] Linnerman H. (1966), An Econometric study Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả từ dữ liệu of world trade flows, Nhà xuất bản xuất khẩu gạo song phương giai đoạn 1998-2015 Amsterdam, North Holland. 384

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.