Tác động của chính sách tự do thương mại đến cung cà phê ở Việt Nam - Sự áp dụng mô hình cung Nerlove

TẠP CHÍ KHOA HỌC, Đại học Huế, Số 13, 2002 TÁC ĐỘNG CỦA CHÍNH SÁCH TỰ DO THƯƠNG MẠI ĐẾN CUNG CÀ PHÊ Ở VIỆT NAM - SỰ ÁP DỤNG MÔ HÌNH CUNG NERLOVE Nguyễn Đăng Hào Khoa Kinh tế, Đại học Huế 1. ĐẶT VẤN ĐỀ Sự phát triển năng động của sản xuất nông nghiệp ở nước ta trong những năm vừa qua là kết quả của quá trình đổi mới chính sách quản lý kinh tế nông nghiệp, được khởi xướng từ năm 1986. Trong đó những thay đổi trong chính sách thương mại theo hướng tự do hóa được xem là hợp phần quan trọng nhất (IMF, 1999; WB, 2000). Dưới chính sách tự do hóa thương mại, những hàng rào thương mại đã từng bước được dỡ bỏ, chẳng hạn như chính sách thuế, hạn ngạch xuất khẩu nông sản đã từng bước được cắt giảm, gắn thị trường nông sản trong nước với thị trường khu vực và thị trường quốc tế. Hơn thế nữa, sau nhiều năm thực hiện sư độc quyền nhà nước trong lĩnh vực ngoại thương, giờ đây các thành phần kinh tế phi quốc doanh được khuyến khích tham gia các hoạt động xuất khẩu nông sản. Thực tế thừa nhận rằng các chính sách tự do hóa thương mại ban hành những năm qua được xem như là nhân tố quan trọng đứng đằng sau sự phát triển nông nghiệp ở nước ta (IMF, 1998; Minot et al, 1997; Irwin, 1995; Plummer, 1995). Tự do hóa thương mại đã có tác động đẩy nhanh tốc độ tăng trưởng sản xuất nông nghiệp (Chế Tương Nhu, 1997; Nguyễn Trung Quế, 1998). Xuất phát từ thực tế đó một câu hỏi đặt ra, đó là: Chính sách tự do hóa thương mại ở nước ta trong những năm vừa qua có tác động gì đến phản ứng cung nông nghiệp? Để trả lời cho câu hỏi đó, trong nghiên cứu này chúng tôi lấy ngành cà phê làm mô hình minh họa. Mục đích của nghiên cứu này nhằm xác định phản ứng cung của ngành cà phê dưới tác động của sự thay đổi chính sách thương mại theo hướng tự do hóa. Từ đó làm cở sở cho người sản xuất ra các quyết định sản xuất một cách hợp lý hơn. Đồng thời nó là căn cứ cho các nhà hoạch định chính sách đề ra các giải pháp nhằm phát triển ngành cà phê một cách hợp lý và bền vững. 2. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Phản ứng cung sản phẩm nông nghiệp được định nghĩa như là sự thay đổi của của sản lượng nông sản đối với sự thay đổi về giá cả nông nghiệp. Có rất nhiều mô hình đã được các nhà nghiên cứu kinh tế nông nghiệp sử dụng để ước lượng phản ứng cung hàng hóa nông sản. Tuy vậy mô hình cung Nerlove được xem như là một cách tiếp cận chuẩn để xác định phản ứng cung nông nghiệp. Sự thành công của mô hình được thể hiện thông việc đánh giá tác động của giá kỳ vọng (expectation price) và phản ứng trễ (adjustment lags) của sản xuất nông nghiệp lên cung hàng hóa nông sản. Mô hình Nerlove xuất phát từ 3 phương trình sau đây: Pet = Pet-1 + b(Pt-1 - Pet-1) (1) Qdt = a0 + a1Pet + a2Zt + ut (2) Qt = Qt-1 + g(Qdt - Qt-1) (3) Trong đó: Pet là giá cả kỳ vọng của sản phẩm ở thời kỳ t Pt là giá cả thực tế của sản phẩm ở thời kỳ t Qdt là sản lượng dự kiến của sản phẩm ở thời kỳ t Qt là sản lượng thực tế của sản phẩm ở thời kỳ t Zt là các biến giải thích ngoài giá ut là sai số ngẫu nhiên b là hệ số kỳ vọng (0 £ b £ 1) g là hệ số điều chỉnh diện tích (0 £ g £ 1) ai là các hệ số ước lượng Để ước lượng mô hình này cần phải có một số ràng buộc. Một trong những cách thông dụng nhất là ràng buộc b = 1. Điều đó có ý nghĩa rằng giá kỳ vọng của sản phẩm ở năm t bằng giá của sản phẩm đó ở năm t - 1 hay Pet = Pt-1. Từ giả thiết này chúng ta có dạng rút gọn của mô hình cung Nerlove như sau: Qt = c0 + c1Pt-1 + c2Qt-1 + c3Zt + vt (4) Trong đó: c0 = a0g c1 = a1g (c1 ³ 0) c2 = 1 - g (0 £ c2 £ 1) c3 = a2g vt = gut Các tham số ước lượng của mô hình này có ý nghĩa như sau: Hệ số điều chỉnh diện tích: 1 - c2 = g Phản ứng cung ngắn hạn: c1 = a1g Phản ứng cung dài hạn: c1/1 - c2 = a1 Từ mô hình này chúng ta có thể mở rộng mô hình cung trên cơ sở xem xét diện tích canh tác, hoặc năng suất một cây trồng nào đó như là biến được giải thích. Trong nghiên cứu này chúng tôi đã sử dụng đồng thời cả hai mô hình này để xem xét phản ứng cung cà phê ở nước ta. Mô hình cung cà phê thứ nhất như sau: At= c0 + c1At-1 + c2Pt-1 + Sc3iPci,t-1 + ci Pr,t-1 Di+ vt (5) Trong đó: At là diệnc tích canh tác cà phê ở năm t Pt-1 là giá cà phê ở năm t - 1 Pci, t-1 là giá sản phẩm của cây trồng cạnh tranh (giá hạt tiêu) ở năm t - 1 Pr,t-1*Di là biến hỗn hợp đại diện cho sự tác động đồng thời của giá cả và chính sách thương mại. Di là biến giả (dummy) đại diện cho sự thay đổi trong chính sách thương mại theo hướng tự do hóa, trong đó D1 là sự thay đổi chính sách thương mại ở năm 1986, D2 là sự thay đổi chính sách thương mại ở năm 1994. ci là các tham số ước lượng vt là sai số ngẫu nhiên Trong lúc đó mô hình cung cà phê thứ hai được xác định như sau: Yt = a0 + a1S2+ a2S3+ a3Pr + biPrDi + vt (6) Trong đó: Yt là năng suất cà phê ở năm t Si là tỷ trọng của diện tích cà phê của nhóm thứ i ở năm t trong tổng diện tích cà phê Pr là giá cà phê ở năm t Trong nghiên cứu này chúng tôi đã sử dụng số liệu qua dãy thời gian (time series) từ năm 1980 đến năm 1999 cho toàn bộ ngành cà phê Việt nam. Số liệu được thu thập từ nhiều nguồn khác nhau: từ niên giám thống kê của Tổng cục Thống kê, thống kê hàng năm của VINACAFE, VICOFA, thống kê của Tổ chức Cà phê Quốc tế (ICO). 3. KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN Kết qủa mô hình cung Nerlove cho sản xuất cà phê ở nước ta được thể hiện ở biểu 1 và bểu 2. Biểu 1: Kết quả hồi quy mô hình cung cà phê (biến phụ thuộc là diện tích cà phê - At) Biến giải thích Hệ số ước lượng Kiểm định t Hệ số tự do 20047,38 1,45 Diện tích cà phê năm trước (At-1) 0,92 23,80 Giá cà phê năm trước (Pr,t-1) 2701,81 2,96 Giá sản phẩm cạnh tranh năm trước (Pc,t-1) -1294,94 -3,17 Pr,t-1*D1 1058,09 1,45 Pr,t-1*D2 2112,53 3,46 Hệ số tương quan hiệu chỉnh 0,89 D-W 2,08 Từ số liệu biểu 1 ta nhận thấy rằng các hệ số ước lượng đều có mức ý nghĩa đạt 95% và dấu của các hệ số đều thỏa mãn các giả thiết kinh tế về hàm cung. Độ co giãn diện tích cà phê ngắn hạn được ước lượng từ mô hình này là 0,21. Độ co giãn này gần với độ co giãn trong một số nghiên cứu về cung cà phê ở một số nước. Chẳng hạn trong nghiên cứu của Bacha ở Sao Paulo, Brazil, độ co giãn cung cà phê là 0,23. Tương tự độ co giãn của cung cà phê đều bằng 0,20 trong nghiên cứu của Arak cho Espirito Santo, Brazil (0,20) và Maitha ở Kenya. Đặc biệt hệ số ước lượng của các biến dummy đại diện cho sự thay đổi chính sách thương mại năm 1986 và năm 1994 đều có mức ý nghĩa 95%. Điều này chứng minh rằng tác động của sự thay đổi giá cà phê dưới tác động của các cuộc cải cách theo hướng tự do thương mại đã có tác động rất lớn đến động cơ của người trồng cà phê. Kết quả mô hình cũng chỉ râ rằng trong lúc sự thay đổi chính sách thương mại năm 1986 không có tác động lớn đến cung cà phê thì cải cách thương mại năm 1994 đã làm tăng độ co giãn giá trong ngắn hạn lên 0,38. Điều này chứng tỏ rằng chỉ có sự thay đổi chính sách thương mại, đặc biệt là chính sách xuất khẩu cà phê năm 1994 đã làm cho người trồng cà phê phản ứng một cách nhanh nhạy với sự thay đổi giá cà phê Biểu 2: Kết quả hồi quy mô hình cung cà phê (biến phụ thuộc là năng suất cà phê - Yt) Biến giải thích Hệ số ước lượng Kiểm định t Hệ số tự do (c) -1,291 -3,098 Tỷ trọng diện tích cà phê nhóm 2 (S2) 0,014 5,907 Tỷ trọng diện tích cà phê nhóm 3 (S3) 0,019 1,794 Giá cà phê (Pr) 0,045 3,786 Pr*D1 0,061 2,909 Pr*D2 0,063 6,997 Hệ số tương quan hiệu chỉnh 0,90 D-W 1,69 Kết quả mô hình hồi quy về năng suất cà phê được phản ánh trong biểu 2, trong đó các tham số ước lượng đều có mức ý nghĩa 95%. Hệ số của giá cà phê có mức ý nghĩa cao. Độ co giãn giá trong mô hình này là 0,66. Độ co giãn này gần với độ co giãn giá trong mô hình nghiên cứu của Maitha cho cà phê ở Kenya (0,64). Điều này chứng tỏ rằng năng suất cà phê phản ứng rất mạnh với sự thay đổi giá cà phê trên thị trường. Khi giá cà phê tăng nhanh mức độ đầu tư cho sản xuất cà phê tăng nhanh, ngược lại khi giá cà phê sụp đổ thì mức độ đầu tư giảm nhanh. Hệ số ước lượng của tỷ trọng diện tích các nhóm cà phê 2 và 3 cung có mức ý nghĩa cao. Giá trị hệ số ước lượng của nhóm 3 cao hơn nhóm 2. Điều này có thể được giải thích rằng trong thực tế năng suất cà phê có xu hướng tăng dần từ năm thứ 4 đến năm thứ 9 trước khi đạt năng suất ổn định từ năm thứ 10 trở đi. Hệ số của các biến dummy đại diện cho sự thay đổi chính sách thương mại có mức ý nghĩa cao. Các cuộc cải cách chính sách thương mại năm 1986 và năm 1994 đã làm cho độ co giãn giá cà phê rất cao với mức tương ưng là 1,55 và 1,58. Điều này chứng tỏ rằng người trồng cà phê phản ứng mạnh hơn dưới tác động của sự thay đổi chính sách thương mại năm 1986 và năm 1994. 4. KẾT LUẬN VÀ ĐỀ NGHỊ Qua nghiên cứu này chúng tôi thấy rằng sự đổi mới chính sách thương mại theo hướng tự hóa giá cả và thị trường cà phê trong những năm qua đã ảnh hưởng rất lớn đến tình hình phát triển của ngành cà phê ở nước ta. Kết quả mô hình cung Nerlove chỉ ra rằng cung cà phê phản ứng khá mạnh với sự thay đổi giá cà phê. Đặc biệt phản ứng cung cà phê trở nên mạnh hơn dưới tác động của những cải cách lớn về chính sách thương mại năm 1986 và năm 1994. Kết luận này được xác nhận khi mà độ co giãn giá lớn hơn trong cả mô hình xem xét sự biến động diện tích và năng suất cà phê. Điều này chỉ ra rằng người trồng cà phê phản ứng linh động hơn trong hoạt động sẩn xuất cà phê dưới sự thay đổi giá cà phê trong những năm qua. Tuy vậy phản ứng trễ của cung cà phê có thể dẫn đến sự dao động lớn trong họat động kinh doanh cà phê. Chẳng hạn sự tăng đột biến giá cà phê có thể động cơ cho người sản xuất mở rộng nhanh diện tích cà phê. Tuy vậy khi diện tích cà phê này bước vào giai đoạn kinh doanh, cung cà phê trở nên quá lớn. Hậu quả là giá cà phê bị sụp đổ trên thị trường và người sản xuất lại chặt bỏ cà phê. Điều này được giải thích như là chu kỳ “cobweb” trong nông nghiệp. Bởi vậy để ổn định và nâng cao hiệu quả kinh tế của ngành cà phê ở nước ta cần thiết phải có sự quản lý, điều tiết vĩ mô của chính phủ trong chiến lược phát triển. TÀI LIỆU THAM KHẢO Mamingi, N., 1997. The impact of prices and macroeconomic policies on agricultural supply: A synthesis of available results. Agr. Econ. 16, 17-34 Minot, N., and F. Goletti, 1997. Rice Markets, Agricultural Growth, and Policy Options in Vietnam. MSSD Discussion Paper No. 14, International Food Policy Research Institute, April 1997. Nguyen Trung Que., 1998. Effects of trade liberalization on agriculture in Vietnam: Institutional and Structural Aspects. The CGPRT center. Working paper No 40. 1998. Sadoulet, E., A. de Janvry, 1995. Quantitative Development Policy Analysis. Baltimore, London: John Hopkins University press. Schultz, T.W., 1964. Transforming Traditional Agriculture. Yale Univ. Press, New Haven, CT. Thorbecke, E., 1998. Agricultural markets beyond liberalization: The role of the state. Kluwer Academic publishers, 2000. Winglee P., Trade Policy Developments and the Need for Reform. IMF Country report No 99/56 EFFECT OF TRADE LIBERALIZATION ON AGRICULTURAL SUPPLY IN VIETNAM - NELORVIAN MODEL APPLICATION Nguyen Dang Hao College of Economics, Hue University SUMMARY The economic reforms implemented since the beginning of the 1980’s have accelerated liberalization initiatives in Vietnam. The overall impacts of trade liberalization on agriculture are widely acknowledged. In this study we focused on the relationships between trade policies reforms and the major performance of coffee sub-sector. Using time-series data from 1980 to 1999, the multiple regression models are employed to evaluate the effects of trade liberalization, represented by the dummy variables, on the coffee supply responsiveness. Results of the study reveal that trade reforms have considerably contributed to the changes in coffee production in Vietnam. The empirical results show that the short-run supply response of coffee acreage and coffee yield to own-coffee price was relatively high. The higher elasticity of the latter in comparison with that of the former indicates that coffee growers more strongly respond to coffee price in short-run investment. The significance of multiplicate dummy variables in the regression indicates that trade farmers have become more responsive to price changes as a result of the trade policy changes.