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. Hồng Chí Cƣơng, Nguyễn Hồng 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 mơ 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 khơng 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 Đơng 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 Agreement) 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 Cơng 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 cơng, lao động, mơi 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
•Thành viên Liên Hiệp Quốc (UN)
thu hút FDI của Việt Nam thời gian qua?
1977
Hiểu được điều đó sẽ có nghĩa rất quan
•Đổi mới
1986
trọng trong hoạch định chính sách kinh tế
•Thành viên ASEAN
vĩ mơ và xây dựng chiến lược kinh doanh
1995
cho các doanh nghiệp ở cấp độ vi mơ. Bài
•Ký USBTA

2000
báo này sẽ đi tìm câu trả lời cho câu h i
•Tham gia ACFTA
trên. Cấu trúc của bài báo như sau: Phần 2
2002
tiếp theo sẽ trình bày tổng quan vấn đề
•Thành viên WTO
2007
nghiên cứu, Phần 3 xây dựng mơ hình
•Tham gia AJCEP
kinh tế, Phần 4 là kết quả nghiên cứu và
2008
thảo luận, cuối cùng là kết luận và một số
•Ký JVCEP
2009 •Tham gia AKFTA
hàm ý chính sách cho Việt Nam.
•Tham gia AANZFTA
2. Tổng quan vấn đề nghiên cứu
2010
Lipsey (1960, tr. 498) là một trong
•K Việt Nam - Chi Lê FTA
2011
những tác giả khởi sướng việc xem xét lợi
•Tham gia AIFTA
ích của liên minh thuế quan (customs un2015 •AEC, VKORFTA
ion). Trong đó tác giả đề cập việc xem xét
•EAEU
2016
các nguyên nhân/nhân tố dẫn tới tác động
•Tham gia ASEAN-Hồng Công

“sáng tạo thương mại” (trade creation ef2017
fect) và “chuyển hướng thương mại” (trade
•Tham gia CPTPP
2018
diversion effect) của liên minh thuế quan.
Krugman (1991) đã đánh giá lợi
•Tham gia Việt Nam - EU FTA (EVFTA)
2019
ích của các hiệp định thương mại khu vực.
Sơ đồ 1: Quá trình hội nhập kinh tế
Tác giả đã tiến hành thảo luận riêng rẽ về
và tham gia các FTAs của Việt Nam
lợi ích kinh tế thuần túy của các khu vực
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 khn khổ kinh tế-chính trị của các FTAs (political economy
frameworks of FTAs). Diao và cộng sự (2003) lại s dụng mơ 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 nơng 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 khơng 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 mơ hình. Để kh c phục, Hồng Ch Cương và cộng sự (2015) s dụng mơ
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 mơ 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 mơ 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 ngồi 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 khơng 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 ngồi
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 khơng 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 khơng phải thành viên FTA.
93


Để đảm bảo tính mới và độc sáng, nghiên cứu này sẽ s dụng mơ 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 mơ 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). Mơ 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). Mơ hình được xây dựng dựa trên Định
luật Hấp dẫn (Law of Gravitation) của Newton. Mơ hình lực hấp dẫn cổ điển được mơ 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, ngơn 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 mơ hình này như OLS, FE
hay RE. Đối với dữ liệu bảng hỗn hợp (panel data) thì OLS khơng 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 khơng cịn 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 mơ 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 mơ hình khơng 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 khơng có tương quan
với sai số ui trong mơ 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 khơng thay đổi theo thời gian và khơng có tương
quan với ui.
 z‟2i là những biến độc lập có giá trị khơng 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 mơ hình. Mơ 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 đối bình qn 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 ngồi 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 ngồi 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 mơ hình nhằm làm trơn mơ 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 khơng 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 độc lập

Biến phụ thuộc
LnFDIjt

LnDISVNj
-3,5282*
LnGDPVNt
2,5200
LnGDPjt
2,3962*
LnEXPjt
1,7303*
LnIMPjt
-0,0209
LnFDIjt
LnEXRUSD/VNDt
-10,9172
Ln(insVNt*insjt)
10,3581*
BothinWTOVNjt
-3,4504**
ACFTA
2,1639
AEC

-0,7902
AIFTA
0,9762
AKFTA
0,4193
AJCEP
-1,0626
USBTA
-4,6552*
AANZFTA
0,8094
VKORFTA
-0,3329
JVCEP
-2,7246
EAEU
6,8134*
BORVNj
-5,5711***
CRISIS2008
2,2189*
Const/Hằng số
-96,3225**
2
R
0,5115
*
Ghi chú: có ý nghĩa thống kê ở mức 1%;
nghĩa thống kê ở mức 10%.

97

LnEXPjt

**

-0,1976*
0,8174**
0,2509*
0,1711*
0,0169**
1,1787
1,1756*
-0,0635
0,5464**
-0,2621
-0,1415
-0,0722
0,0062
1,3992*
-0,2429**
0,4332*
0,5073
-0,0903
0,3001
-0,0378
-30,0359*
0,8593
có ý nghĩa thống kê ở

LnIMPjt
-0,6748*
1,0242**
0,5392*
0,3825*
-0,0004
-3,3178*
-0,1080
0,0165
0,9304*
-0,2287
0,0441
1,0138*
-1,0299**
-0,3724
0,2583
1,2112*
1,6863*
0,2380
0,0141
0,0473
10,8133***
0,7719
mức 5%; *** có ý


Bảng 2: Kết quả ước lượng dùng phương pháp RE và phần mềm Stata 11
Biến độc lập

Biến phụ thuộc

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 = 0,0856

Within = 0,8729

Between = 0,6169

Between = 0,6664

Overall = 0,4530

Overall = 0,7532

R2

*

**

Within = 0,7211
Between =
0,5784
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 mơ hình FE và RE, tác giả d ng Hausman Test để chọn, kết quả
Hausman Test gợi ý chọn mơ hình RE vì khơng bác b được giả thuyết Ho: rằng sự khác biệt
về hệ số giữa mơ hình FE và RE là khơng 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

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

-4,2501***

-0,6767*

0,1024

AIFTA

4,7071**

0,4709*

-0,1724

AKFTA

-1,3233

0,2436**

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

0,8078

-0,1008**

0,0453

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

ACFTA

3,6224

1,3534**

1,3182**

USBTA

1,2815

0,6583

0,1038

BORVNj

-0,7889

-1,4372

0,7671

-94,4145***

-34,0093*

0,1996

TVexogenous:
Biến thay đổi theo thời gian và không
tƣơng quan với ui (x’1it)

AEC

CRISIS2008

0,0700

TVendogenous: Biến thay đổi theo thời
gian và có tƣơng quan với ui (x’2it)

TIexogenous: Biến cố định theo thời
gian và không tƣơng quan với ui (z’1i)

Const/Hằng số

Ghi chú: * có ý nghĩa thống kê ở mức 1%;
nghĩa thống kê ở mức 10%.

99

**

có ý nghĩa thống kê ở mức 5%; *** có ý

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

2,2189*

1,1083***

0,8078

-0,0378

-0,0677

-0,1008**

0,0473

0,0451

0,0453

-96,3225**

-89,7343**

-94,4145***

-30,0359*

-34,3357*

-34,0093*

10,8133***

0,2532

0,1996

CRISIS2008
Const/Hằng số

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 khơng có

nghĩa

thống kê ổn định ở cả ba mơ hình OLS, RE và Hausman-Taylor. Do đó, khơng 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 khơng 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 mơ 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, khơng thể khơng 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 mơ 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 mơ hình OLS, RE và Hausman-Taylor. Do đó, khơng 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 khơng ổn định ở cả ba mơ hình OLS, RE và Hausman-

Taylor nên tác giả khơng 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 mơ 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 mơ hình lực hấp dẫn, có hệ số
ước lượng dương và có

nghĩa thống kê ở mức 1 hoặc 5% ở cả ba mơ 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 mơ 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 mơ

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 mơ 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 khn 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 khơng có

nghĩa thống kê ở mơ 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
khơng có ý nghĩa thống kê ổn định ở cả ba mơ hình OLS, RE và Hausman-Taylor. Do đó, khơng
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 khơng ổn định ở cả

ba mơ hình OLS, RE và Hausman-Taylor nên tác giả khơng có kết luận về các biến này.
Các biến LnGDPVNt, LnGDPjt, là các biến truyền thống của mơ hình lực hấp dẫn, có hệ số
ước lượng dương và có

nghĩa thống kê ở mức 1, 5 và 10% ở cả ba mơ 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 mơ 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 mơ

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 mơ 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 đốn của tác giả.
Biến AJCEP có hệ số ước lượng âm và có

nghĩa thống kê ở mức 10% ở cả 3 mơ 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 mơ 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 mơ 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 ơ nhiễm mơi trường, đầu tư núp bóng, vốn m ng… Bộ Chính trị đã ch
đạo hồn 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 phịng thơng 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 cơng nghệ cao, cơng 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 dịng vốn FDI sẽ
nâng lên một bậc, góp phần quan trọng giúp Việt Nam đổi mới mơ 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 dịng vốn FDI như Nghị quyết 50/NQ-TW thì Việt Nam vẫn rất cần
cải thiện môi trường đầu tư thông qua hồn thiện thể chế, phịng 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 hồn 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 khơng kém. Bên
cạnh đó, các doanh nghiệp trong nước c ng cần chủ động nâng cao năng lực về vốn, cơng 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 cơng
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 cơng 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 mơ hình kinh tế, phương pháp
ước lượng, đối tác lấy dữ liệu, khoảng thời gian nghiên cứu và các biến s dụng trong mơ 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 khơng 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 agreements‟, 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 implications 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 International 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 natural or supernatural?‟ In J.A. Frankel (Ed.), The regionalization of the world economy (pp. 91113). 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 Investment (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 Khơi,
Phạm Hồng Lam, Hồng 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 agreements between developed and developing countries on economic development of developing
countries‟, UK: Rapid Evidence Assessment (July), DFID.

106