Ứng dụng hồi quy không gian trong nghiên cứu xuất khẩu tại Việt Nam: Tiếp cận ở cấp độ tỉnh/thành

khẩu của các tỉnh/thành tại Việt Nam. Nghiên cứu định lượng được thực hiện thông qua ứng dụng mô hình kinh tế lượng không gian với bộ dữ liệu thứ cấp từ năm 2013 đến 2017 của 63 tỉnh/thành tại Việt Nam. Kết quả nghiên cứu đã cung cấp thêm một hướng nghiên cứu mới về xuất khẩu của các tỉnh/thành tại Việt Nam thông qua mô hình hồi quy không gian. Kết quả nghiên cứu là một bằng chứng thực nghiệm cho thấy có sự tương quan giữa các tỉnh gần nhau (lân cận) trong hoạt động xuất khẩu, điều này có nghĩa là hoạt động xuất khẩu có tỉnh này có tác động đến hoạt động xuất khẩu của các tỉnh lân cận vềmặt địa lý (tác động tích cực thông qua thúc đẩy). Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy: GDP, giá trị nhập khẩu, vốn đầu tư, và chi phí lao động có tác động đến xuất khẩu của các tỉnh/thành tại Việt Nam. Từ khoá: Hồi quy không gian, xuất khẩu của các tỉnh/thành, xuất khẩu GIỚI THIỆU Trong những năm qua, hoạt động xuất khẩu của Việt Nam đã có những đóng góp quan trọng vào tăng trưởng kinh tế bên cạnh các yếu tố tiêu dùng, đầu tư và nhập khẩu. Tăng trưởng xuất khẩu cao và tương đối ổn định trong nhiều năm đã góp phần ổn định kinh tế vĩ mô như hạn chế nhập siêu, cân bằng cán cân thanh toán quốc tế và tăng dự trữ ngoại tệ. Phát triển xuất khẩu đã góp phần tạo thêm việc làm, tăng thu nhập, xóa đói giảm nghèo, nhất là đối với khu vực nông thôn. Phát triển xuất khẩu cũng đã có tác dụng tích cực trong việc nâng cao trình độ lao động, hạn chế gia tăng khoảng cách giàu nghèo giữa nông thôn và thành thị, thúc đẩy quá trình chuyển dịch kinh tế theo hướng công nghiệp hóa, hiện đại hóa. So với các nước trong khu vực thì nhịp độ tăng trưởng kim ngạch xuất khẩu hàng hóa bình quân của Việt Nam giai đoạn 2010 – 2017 ở mức cao. Nếu như năm 2010 quy mô xuất khẩu của Việt Nam chỉ đạt 72,23 tỷ USD xếp thứ 6/10 các quốc gia ASEAN (sau Thai- land, Malaysia, Singapore, Indonesia, Brunei, Myan- mar) với trị giá xuất khẩu đạt khoảng 62% của GDP thì đến hết năm 2017 quy mô này đã đạt 214,32 tỷ USD năm 2016 (tăng gấp 2,44 lần) và trở thành quốc gia có giá trị xuất khẩu hàng hóa đứng thứ 4 của ASEAN (sau Thailand, Maylaysia, và Singapore) với trị giá xuất khẩu hàng hóa đạt khoảng 95,77% của GDP (thực trạng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam và các nước được trình bày chi tiết trong Bảng 1 và Bảng 2 ). Nhiều nghiên cứu về hoạt động thương mại trên thế giới được thực hiện rất đa dạng nhằm tìm kiếm phương án tốt nhất để tối ưu hóa lợi nhuận. Trong đó một số nghiên cứu điển hình về thương mại thì mô hình trọng lực được các nhà nghiên cứu sử dụng rộng rãi, kể từ khi nó được giới thiệu bởi Tinbergen1 và Linnemann2. Sau đó, các nhà nghiên cứu đã sử dụng mô hình này để kiểm tra mối quan hệ giữa giá trị thương mại và khoảng cách địa lý (Anderson & Wincoop3; Behrens & cộng sự4; Helpman & Krug- man5; Porojan6). Tuy nhiên, đến 2014 thì Head và Mayer7 thực hiện nghiên cứu về thương mại quốc tế bằng cách sử dụng mô hình trọng lực và cho rằng mô hình dạng này chưa thật sự có hiệu quả, vì nó chưa giải thích được vai trò địa lý của các địa phương. Theo Anselin8 vấn đề bỏ qua cấu trúc không gian của dữ liệu thì các ước lượng với OLS trongmô hình có thể bị chệch, không nhất quán và không hiệu quả tùy thuộc vào sự phụ thuộc cơ bản thực sự là gì. Mặt khác, Poro- jan6 đã khám phá bằng thực nghiệm của mô hình trọng lực khi các hiệu ứng không gian tồn tại trong Trích dẫn bài báo này: Văn Sĩ N, Viết Bằng N. Ứng dụng hồi quy không gian t rong nghiên cứu xuất khẩu t ại Việt Nam: t iếp cận ở cấp độ t ỉnh/thành. Sci. Tech. Dev. J. - Eco. Law Manag.; 3(3):269-282. 269 Tạp chí Phát triển Khoa học và Công nghệ – Kinh tế-Luật và Quản lý, 3(3):269- 282 Bảng 1: Kim ngạch xuất khẩu hàng hóa của Việt Nam và các nước ASEAN.Đơn vị tính: tỷ USD Quốc gia/năm 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 Viet Nam 72,23 96,90 114,53 132,03 150,22 162,02 176,58 214,32 Cambodia 5,59 6,70 7,84 6,66 6,84 8,54 10,07 11,01 Laos 1,91 2,19 2,27 2,26 2,57 2,98 3,12 4,49 Thailand 195,31 228,82 229,54 22,852 227,57 210,88 213,59 234,66 Malaysia 198,79 226,99 227,45 228,31 234,13 200,21 189,41 216,43 Indonesia 157,78 203,49 190,03 182,55 176,03 150,37 144,49 168,81 Singapore 351,86 409,50 408,39 410,25 409,76 346,64 329,87 373,25 Philippines 51,49 48,04 51,99 56,69 61,81 58,65 56,31 68,71 Myanmar 86,61 9,23 9,05 11,43 11,45 12,19 11,67 13,88 Brunei 89,07 12,45 13,00 11,44 10,51 6,35 4,87 5,57 (Nguồn: data.worldbank.org) Bảng 2: Tỷ lệ xuất khẩu so với GDP.Đơn vị tính: % Quốc gia/năm 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 Viet Nam 62,31 71,50 73,50 77,11 80,67 83,84 86,02 95,77 Cambodia 49,72 55,70 60,68 48,07 46,08 53,71 59,20 65,77 Laos 26,78 28,43 27,30 25,19 26,60 28,78 28,14 31,02 Thailand 57,26 61,71 57,74 54,37 55,87 52,54 51,87 51,55 Malaysia 77,95 84,54 80,31 77,00 74,49 60,65 55,05 59,40 Indonesia 20,90 25,38 22,36 20,35 18,68 15,22 13,92 15,48 Singapore 148,83 162,87 156,05 149,14 143,39 118,64 11026 117,48 Philippines 25,80 23,22 23,56 23,99 24,64 22,04 1980 22,65 Myanmar 17,48 17,66 16,12 18,79 17,42 17,34 1567 17,52 Brunei 64,99 87,60 90,59 81,50 76,62 46,58 36,65 41,33 (Nguồn: data.worldbank.org) dữ liệu nghiên cứu và cho biết rằng hiệu suất tổng thể của các mô hình kinh tế lượng không gian vượt trội so với các phân tích bằng mô hình trọng lực. Sự phụ thuộc lẫn nhau về không gian cho thấy rằng nếu một sự kết hợp về không gian là tồn tại, tức là quan sát thứ i cómối liên hệ với quan sát thứ j trong dữ liệu, và các nhà nghiên cứu đã xem xét vấn đề nàymột cách chi tiết, đầy đủ hơn. Tobler9 đầu tiên đã đề xuất quy luật địa lý nổi tiếng: mọi thứ liên quan đến mọi thứ khác, nhưng mọi thứ gần có liên quan nhiều hơn những thứ ở xa xôi. Điều này cho thấy rằng tác động trở nên có ý nghĩa hơn nếu khoảng cách giữa một vùng và các khu vực khác là gần hơn. Sự phụ thuộc không gian được định nghĩa như là sự tồn tại của các đặc điểm tương quan không gian giữa các khu vực lân cận, và tương quan không gian dùng để giải thích sự tương đồng giữa các khu vực lân cận. Để phân tích mối quan hệ giữa các đơn vị không gian trong khu vực thì mô hình kinh tế lượng không gian được sử dụng, và ngày càng được các nhà nghiên cứu trên thế giới quan tâm sâu sắc kể từ khi Anselin8 kiểm định về tính phụ thuộc không gian trong cácmô hình hồi quy. Các mô hình này xem xét việc xây dựng các biến có tính chất địa lý khi dữ liệu có đặc điểm địa lý, trở thànhmô hình nghiên cứu chính thức, nó làm tăng hiệu quả và độ chính xác của các ước lượng. Bởi vì một khi có sự phụ thuộc không gian giữa các địa phương thì kết quả ước lượng các mô hình kinh tế lượng bằng phương pháp OLS truyền thống thông thường bị chệch và không hiệu quả. Hơn nữa, Anselin8 cũng làm rõ nếu dữ liệu bảng được sử dụng và có sự hiện diện của hiệu ứng không gian, cụ thể là sự phụ thuộc không gian và 270 Tạp chí Phát triển Khoa học và Công nghệ – Kinh tế-Luật và Quản lý, 3(3):269- 282 cấu trúc không gian, thì kinh tế lượng không gian có thể phân tích tính đa chiều của sự phụ thuộc này. Trong bài viết này nhóm tác giả kế thừa các mô hình kinh tế lượng không gian với các ưu điểm của nó để ứng dụng nghiên cứu về xuất khẩu của Việt Nam tiếp cận ở góc độ tỉnh/thành. Việc sử dụng dữ liệu bảng cho các mô hình như: mô hình độ trễ không gian của biến phụ thuộc (Spatial Lag Model-SLM), mô hình sai số không gian (Spatial Error Model-SEM) và mô hình Durbin không gian (Spatial Durbin Model- SDM) cùng với ma trận trọng số không gian W, được sử dụng là ma trận tiếp giáp nhị phân bậc một, chuẩn hóa theo dòng, và nhóm tác giả đã sử dụng chỉ số Moran’s I toàn cầu để kiểm tra sự phụ thuộc không gian lẫn nhau của tỉnh/thành trong xuất khẩu. Sau đó, bằng cách sử dụng các mô hình dữ liệu bảng phi không gian, với một số kiểm định cần thiết là sự kết hợp tốt nhằm phân tích tương quan không gian trong việc xuất khẩu của các tỉnh/thành ở Việt Nam. CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ HỒI QUY KHÔNGGIAN Dữ liệu bảng không gian Mô hình kinh tế lượng không gian với dữ liệu bảng được phổ biến rộng rãi và được thừa nhận là một phươngphápước lượng chính xác hơndo sự giải thích của cả hai đặc điểm không gian và thời gian cho các nghiên cứu khác nhau khi có sự phụ thuộc không gian giữa các quan sát (Anselin & cộng sự 10; Elhorst & Vega11). Dữ liệu bảng không gian là một trường hợp đặc biệt của dữ liệu bảng trong đó dữ liệu được quan sát trên hai kích thước: theo không gian và theo thời gian. Nói khác hơn, là dữ liệu được hình thành từ nhiều đối tượng khác nhau tại nhiều thời điểm khác nhau. Các mô hình dữ liệu bảng đã trở nên phổ biến với cơ sở dữ liệu chứa nhiều quan sát trên các đơn vị riêng lẻ, được cập nhật liên tục, chẳng hạn như dữ liệu về quốc gia và hồ sơ hành chính, khảo sát định kỳ các vấn đề về quốc gia, và đo lường lặp lại các hiện tượng khác nhau trong những thời điểm khác nhau. Hồi quy không gian thường sử dụng trên dữ liệu chéo hoặc chéo gộp, trên thực tế người ta cần xem xét dữ liệu theo không gian và theo thời gian. Baltagi12 đã chỉ các các ưu điểm của dữ liệu bảng so với dữ liệu chéo và dữ liệu thời gian thuần túy như: (i) Dữ liệu bảng chứa các thông tin cá thể khác nhau nên các phân tích có tính đến sự khác biệt các đặc trưng (het- erogeneity) cho các cá thể ấy. Nghiên cứu nếu chỉ sử dụng thuần túy dữ liệu chéo hoặc dữ liệu chuỗi thời gian không kiểm soát khác biệt đặc trưng này trong các mô hình nghiên cứu; (ii) bằng việc kết hợp cả chiều không gian và thời gian lại với nhau, dữ liệu bảng cung cấp nhiều thông tin hơn, nhiều bậc tự do hơn, hiệu quả hơn, và ít đa cộng tuyến hơn giữa các biến số; (iii) Sử dụng dữ liệu bảng là phù hợp hơn cho các nghiên cứu những nhân tố thay đổi (dynamics of change). Chẳng hạn các nghiên cứu thu nhập, sự di chuyển của lao động sẽ là tốt hơn nếu sử dụng dữ liệu bảng; (iv) Sử dụng dữ liệu bảng có thể đánh giá tốt hơn những tác động mà không thể quan sát được nếu sử dữ liệu chéo hay dữ liệu thời gian thuần túy; và (v) Dữ liệu bảng cho phép chúng ta nghiên cứu các mô hình có hành vi phức tạp. Khi ước lượng với dữ liệu bảng thì vấn đề tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi hay tự tương quan sẽ được khắc phục bằng các mô hình tác động cố định (Fixed EffectModel- FEM) haymôhình tác động ngẫu nhiên (Random Effect Model -REM). Mô hình kinh tế lượng không gian với dữ liệu bảng Việc phân tích dữ liệu bảng không gian trong kinh tế lượng của các nhà nghiên cứu đang phát triển mạnh về mặt phương pháp luận. Đóng góp gần đây có thể nêu ra một số nghiên cứu điểm hình như Anselin và cộng sự 10, Baltagi và Liu13, Baltagi và cộng sự14, Elhorst15,16, Kapoor và cộng sự17. Trong đó, El- horst15,16 đã đưa ra phân tích và đánh giá về các vấn đề phát sinh trong việc ước lượng cácmô hình kinh tế lượng không gian với dữ liệu bảng. Trong nghiên cứu ứng dụng được mở rộng cần xem xét về tương quan sai số không gian hoặc biến phụ thuộc bị trễ không gian bao gồm: mô hình hiệu ứng cố định, mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên, mô hình hệ số cố định và mô hình hệ số ngẫu nhiên. Hiện nay có nhiều mô hình kinh tế lượng không gian được sử dụng, theo Chou và cộng sự 18, Elhorst15,16 thì các mô hình cơ bản được sử dụng để ước lượng với dữ liệu bảng không gian là: mô hình độ trễ không gian (SLM- Spatial Lag Model), mô hình sai số không gian (SEM- Spatial Er- ror Model) và mô hình Durbin không gian (SDM - Spatial Durbin Model). Tuy nhiên, theo Vega và El- horst19 thì những mô hình này là trường hợp đặc biệt củamô hình không gian tổng quát (GNS-General Nesting Spatial), đây là mô hình cho tất cả các loại hiệu ứng tương quan không gian. Mô hình (GNS) dữ liệu bảng tổng quát có dạng như sau: (GNS) Y = alN +rWY +Xb +WXq +u u = lWu+ e (1) Trong đó: • Y là vec tơ biến phụ thuộc (Nx1) tại khu vực i (i=1,, N); chỉ số thời gian t=1,,T 271 Tạp chí Phát triển Khoa học và Công nghệ – Kinh tế-Luật và Quản lý, 3(3):269- 282 • X là ma trận (NxK) gồm các biến giải thích, K là số biến giải thích. • r là tham số tự tương quan không gian tương ứng với biến trễ không gian WY. • (rWY ) tương tác nội sinh • W làma trận trọng số cấp (NxN),mô tảmối liên hệ không gian giữa các đơn vị. • q chỉ hiệu ứng tương tác ngoại sinh của các khu vực lân cận của biến giải thích WX. • (qWX) tương tác ngoại sinh • b là tham số chưa biết của các biến độc lập và là ma trận (Kx1). • l chỉ sự phụ thuộc không gian của các khu vực lân cận của các số hạng sai số. • (lWu) tương tác thông qua sai số • e ký hiệu vectơ sai số có phân phối chuẩn, trung bình bằng 0 và độ lệch chuẩn s Hệ sốMoran’s I Khi có sự phụ thuộc không gian giữa các đơn vị trong khu vực, thì việc sử dụng một phương pháp đánh giá, phân tích sự tương quan không gian là cần thiết. Có nhiều công cụ được sử dụng kiểm định mối tương quan không gian này, để xác định xem có sự tồn tại mối tương quan không gian giữa các khu vực lân cận hay không, có thể chỉ ra một số phương pháp kiểm tra như: Hệ số Moran’s I 20 21). Thống kê Moran’s I, phụ thuộc vào ma trận trọng số không gian phản ánh cường độ của mối quan hệ địa lý giữa các quan sát trong một khu vực8, và là một trong những phương pháp mà các nhà nghiên cứu thường sử dụng nhất để xem xét sự tương quan giữa các biến số 15,16. Giá trị thống kê Moran’s I luôn nằm trong khoảng từ -1 đến 1. Dấ u của các giá trịMoran’s I cho biết các loại tương quan không gian (khi hệ sốMoran’s I có cộng (+) có sự tương quan dương, thuận chiều giữa các đơn vị không gian, và Moran’s I có dấu trừ (-) có sự tương quan âm, nghịch chiều giữa các đơn vị không gian). Thống kê Moran’s I của biến x được nghĩa như sau: I = n n å i=1 n å j=1 wi j  n å i=1 n å j=1 wi j (xi x¯) x j x¯
n å i=1 (xi x¯)2 Trong đó: • xi là giá trị quan sát của đơn vị không gian thứ i. • x là giá trị trung bình của x. • n là số giá trị quan sát của các đơn vị không gian. • wi j là phần tử dòng i, cột j của ma trận trọng số không gian W. Trong kiểm định Moran’s I là kiểm định giả thuyết: • H0 : không có tương quan không gian trong cấu trúc dữ liệu Ma trận trọng số không gian Ma trận trọng số không gian có vai trò quan trọng trong phân tích kinh tế lượng không gian là kết hợp được sự phụ thuộc không gian vào mô hình nghiên cứu. Gọi n là số đơn vị không gian. Ma trận trọng số không gian, ký hiệu W, là ma trận cấp (n  n) đối xứng, dương với phần tử tại vị trí i, j là wi j Giá trị wi j hoặc trọng số cho từng cặp vị trí i, j xác định mối tương quan giữa hai địa phương i,j. Và quy ước rằng các phần tử nằm tên đường chéo chính của ma trận trọng số bằng 0, tức là wii=0. Ký hiệu W= 0BBBB@ w11 w12 : : : w1n w21 w22 : : : w2n ... ... . . . ... wn1 wn2 : : : wnn 1CCCCA Trong nghiên cứu thực nghiệm ma trận trọng số không gian được xây dựng thường dựa trên khoảng cách địa lý hoặc sự tiếp giáp giữa các địa phương. Có thể nêu ra một số dạng ma trận trọng số sau: 1. Ma trận trọng số không gian tiếp giáp bậc nhất: Coughlin và Segev22 cho rằng, một địa phương i có chung đường biên với địa phương j (i 6=j) gọi là có tương quan không gian với nhau. Lúc đó, mỗi phần tử của ma trận trọng số không gian định bởi: wi j = { 1, i , j : có chung đường biên 0, i , j : không có chung đường biên 2. Ma trận trọng số tỷ lệ đường biên chung: gọi li j là chiều dài đường biên chung của hai địa phương i, j và li là chiều dài đường biên của địa phương i, và mỗi phần tử của W có dạng: wi j = li j li va` wi j = åk 6=i lik 3. Ma trận trọng số không gian dựa trên khoảng cách: gọi d là khoảng cách ngưỡng8, di jlà khoảng cách giữa hai địa phương i, j. Thì mỗi phần tử của W định bởi: wi j =  1;0 dii  d0; d > di j 4. Ma trận trọng số không gian dựa trên khoảng cách nghịch đảo: mỗi phần tử của W định bởi: wi j = n 1 dai j n ´ˆeu i 6= j 0 n ´ˆeu i= j Với a = 1 hoặc a = 2 272 Tạp chí Phát triển Khoa học và Công nghệ – Kinh tế-Luật và Quản lý, 3(3):269- 282 5. Ma trận trọng số không gian khoảng cách dựa trên hàm mũ wi j = f exp(a:di j) nu i 6= j 0 nu i= j Với a = 1 hoặc a = 2 Trong thực nghiệm thường sử dụng ma trận trọng số không gian được chuẩn hóa theo dòng, tức là mỗi phần tử của ma trận chuẩn hóa theo dòng có dạng: wsi j = wi j å jwi j Giá trị của các phần tử của ma trận luôn nằm trong khoảng [0,1] và tổng củamỗi dòngma trận chuẩn hóa theo dòng Bảng 1. Tác động trực tiếp, tác động gián tiếp và tổng tác động Có một số mô hình cho các tác động như: Tác động trực tiếp, tác động gián tiếp và tổng tác động. Theo Elhorst15,16 đưa ra yếu tố các tác động tổng quát như sau: Từ (1) được viết lại: y= (IrW )1 (Xb +WXq)+alN +u (5) Lấy đạo hàm riêng phần của các giá trị kỳ vọng của y theo k biến giải thích của X, với các quan sát 1,,N được viết như sau :"¶E(y) ¶x1k : : : ¶E(y) ¶xNk # = (IrW )1 2666664 bk W1qqk


W1nqk W21qk bk


W2nqk











Wn1qk Wn2qk


bk 3777775 (6) Các phần tử nằm trên đường chéo chính của ma trận trên là các tác động trực tiếp, và tác động gián tiếp là các dòng hoăc các cột (ngoại trừ đường chéo chính). Theo LeSage và Pace23, Vega và Elhorst19 thì sự hiện diện củama trận trọng số không gian làm cho các hiệu ứng biên trở nên phong phú và phức tạp hơn so với mô hình OLS truyền thống. Trong các mô hình ước lượng bằng OLS và (SEM) tác động trực tiếp của một biến giải thích thứ k bằng với hệ số ước lượng biến giải thích thứ k là bk , tác động gián tiếp bằng 0. Trong mô hình (SLX), (SDEM) tác động trực tiếp cũng là bk tác động gián tiếp là qk Đối với mô hình (SLX), (SAC) tác động trực tiếp là các phần tử trên đường chéo của (IrW )1bk tác động gián tiếp gồm các phần tử nằm ngoài đường chéo của (IrW )1bk Và các mô hình (SDM), (GNS) tác động trực tiếp là các phần tử trên đường chéo của (IrW )1(b k +Wqk) tác động gián tiếp gồm các phần tử nằmngoài đường chéo của (IrW )1(b k+ Wqk)Để tính giá trị của (9), Lesage và Pace23 đề xuất một cách tính: (IrW )1I +rW+r2W 2+r3W 3+ MÔHÌNH NGHIÊN CỨU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Mô hình nghiên cứu Dựa trên kết quả tổng quan lý thuyết về xuất khẩu và nghiên cứu định tính cùng các 15 chuyên gia (03 nhà khoa học, 07 nhà quản lý xuất khẩu, và 05 giám đốc các doanh nghiệp xuất khẩu) tại phòng làm việc của các chuyên gia (chi tiết được trình bày trong phần phương pháp nghiên cứu) thì cho thấy: xuất khẩu của các tỉnh/thành hiện nay chịu tác động bởi: nhập khẩu, tổng vốn đầu tư, tổng sản phẩm quốc nội (GDP), cơ sở hạ tầng của địa phương. Thêm vào đó, 02 biến mới được các chuyên gia đề xuất bao gồm: thuế đánh vào doanh nghiệp xuất khẩu (bao gồm thuế nội địa và thuế xuất nhập khẩu) và chi phí lao động (chi tiết được trình bày trong mục phương pháp nghiên cứu). Nhập khẩu : được đo lường thông qua trị giá nhập khẩu hàng hóa và dịch vụ của các tỉnh/thành của Việt Nam. Kết quả nghiên cứu của Balassa 24, Head và Mayer7, Hwang và cộng sự 25, Schott26 đều thống nhất cho thấy: nhập khẩu là một yếu tố có tác động đến xuất khẩu. Vì vậy, nhóm tác giả đưa ra giả thuyết H1 như sau: H1 : Nhập khẩu của các tỉnh/thành có tác động trực tiếp đến xuất khẩu của các tỉnh/thành (Kỳ vọng +) Tổng lượng vốn đầu tư: được đo lường thông qua tổng lượng vốn đầu tư (bao gồm cả đầu tư trong và ngoài nước) vào 63 tỉnh/thành của Việt Nam.Nghiên cứu của Bjorvatn27, Huy28, Winters29 đều cho thấy: lượng vốn đầu tư là một trong những yếu tố quan trọng tác động hoạt động xuất khẩu. Vì vậy, nhóm tác giả đưa ra giả thuyết H2 như sau: H2 : Vốn đầu tư vào các tỉnh/thành có tác động trực tiếp đến xuất khẩu của các tỉnh/thành (Kỳ vọng +) Tổng sản phẩm quốc nội (GDP): được đo lường bởi tổng sản phẩm quốc nội tính theo giá hiện hành của 63 tỉnh/thành của Việt Nam. Kết quả nghiên cứu của Abidin và cộng sự30, Head và Mayer7, Chou và cộng sự18 cho thấy: GDP là yếu tố quan trọng tác động đến hoạt động xuất khẩu. Vì vậy, nhóm tác giả đưa ra giả thuyết H3 như sau: H3 : GDP của các tỉnh/thành có tác động đến xuất khẩu của các tỉnh/thành (Kỳ vọng +) Cơ sở hạ tầng: là một trong những yếu tố quan trọng tác động đến hoạt động xuất khẩu của các địa phương. Kết quả nghiên cứu của Ismail và Mahyideen 31, Fer- nandes và cộng sự32 cho thấy: cơ sở hạ tầng là yếu tố tác động đến hoạt động xuất khẩu. Vì vậy, nhóm tác giả đề xuất giả thuyết H4 như sau: H4 : Cơ sở hạ tầng có tác động đến xuất khẩu của các tỉnh/thành (Kỳ vọng +) 273 Tạp chí Phát triển Khoa học và Công nghệ – Kinh tế-Luật và Quản lý, 3(3):269- 282 Thêm vào đó, kết quả nghiên cứu định tính cho thấy: thuế đánh vào doanh nghiệp xuất khẩu (bao gồm thuế nội địa và thuế xuất nhập khẩu) và chi phí lao động là 02 nhân tố tác động đến hoạt động xuất khẩu. Vì vậy, nhóm tác giả đề xuất giả thuyết H5 và H6 như sau: H5 : Thuế đánh vào doanh nghiệp xuất khẩu có tác động đến xuất khẩu của các tỉnh/thành (Kỳ vọng -) H6 : Chi phí lao động có tác động đến xuất khẩu của các tỉnh/thành (Kỳ vọng -) Với mô hình (1) như trình bày ở trên, có thể viết cụ thể cho trường hợp nghiên cứu về xuất khẩu của Việt Nam ở cấp độ tỉnh/thành (sẽ được trình bày chi tiết ở phần dưới) như sau: ln(Xuatkhau)it =rWln(Xuatkhau)it+b1ln(Nhapkhau)it +b2ln(GDP)it+b3ln(Vondautu)it +b4ln(Thngsach)it+b5ln(Cosoht)it +b6ln(Chphld)it+q1Wln(Nhapkhau)it +q2Wln(GDP)it+q3Wln(Vondautu)it +q4Wln(Thngsach)it+q5Wln(Cosoht)it +q6Wln(Chphld)it+mi+nt +uit (7) ở đây uit = lWuit + eit Trong các tài liệu kinh tế lượng không gian, kiểm định (LR) - Likelihood Ratio, kiểm định (LM)- Lagrange Multiplier được dùng để kiểm định ý nghĩa của các hiệu ứng không gian (mi), (tức là kiểm định giả thuyết H0 : mi = 0 và các hiệu ứng thời gian (nt ), (tức là H0 : nt = 0 của mô hình (7) . Tương tự, cũng thông qua kiểm định LR, LM và các kiểm định khác cũng được sử dụng để xem xét việc sử dụng mô hình (SDM) là phù hợp hơn đối với các mô hình (SLM) hay (SEM) hoặc làmôhình kinh tế lượng không gian khác (15,16). Mô hình (SDM) được áp dụng khi cả hai giả thuyết (H0 : q = 0) và (H0 : q +rb = 0) đều bị bác bỏ. Mặt khác kiểm định Hausman được sử dụng để xem mô hình hiệu ứng cố định hay mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên là phù hợp. Trong bài viết này, nhóm tác giả đã sử dụng phầnmềm thống kê R để ước lượng hệ số của các mô hình, đây là một phần mềmmiễn phí được sử dụng rộng rãi trên thế giới và đang bắt đầu được sử dụng trong các nghiên cứu tại Việt Nam. Phương pháp nghiên cứu Về quy trình nghiên cứu Trong nghiên cứu này, nhóm tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu định tính kết hợp định lượng. Nghiên cứu định tính được thực hiện thông qua phỏng vấn sâu cùng 15 chuyên gia (03 nhà khoa học là các giảng viên có học vị tiến sỹ trở lên đang công tác tại các trường đại học, 07 nhà quản lý xuất khẩu đang làm việc tại Sở công thương các tỉnh thành, và 05 giám đốc các doanh nghiệp xuất khẩu) vào tháng 12/2018 để xác định các yếu tố tác động đến hoạt động xuất khẩu của các tỉnh/thành tại Việt Nam. Kết quả nghiên cứu cho thấy: (i) Một là, 15/15 chuyên gia đều thống nhất là hoạt động xuất khẩu của các tỉnh/thành chịu tác động bởi: hoạt động nhập khẩu, tổng vốn đầu tư, tổng sản phẩm quốc nội (GDP), cơ sở hạ tầng của các địa phương; (ii) Hai là, 12/15 chuyên gia cho rằng: bên cạnh các yếu tố trên còn 01 yếu tố: thuế đánh vào doanh nghiệp xuất khẩu (bao gồm thuế nội địa và thuế xuất nhập khẩu); (iii) Ba là, 10/15 chuyên gia cũng cho rằng: yếu tố chi phí lao động cũng có tác động đến hoạt động xuất khẩu của các địa phương. Nghiên cứu định lượng được thực hiện thông qua ứng dụngmô hình kinh tế lượng không gian với bộ dữ liệu thứ cấp từ năm 2013 đến 2017 của các tỉnh thành của Việt Nam. Về nguồn dữ liệu Trong bài viết này nhóm tác giả sử dụng dữ liệu thứ cấp được trích xuất từ các nguồn khác nhaunhư: Niên giám thống kê của 63 tỉnh thành của Việt Nam33. Chi tiết về cách thức đo lường và nguồn dữ liệu của các biến trong mô hình được trình bày như Bảng 3. KẾT QUẢNGHIÊN CỨU Về kết quả thống kê mô tả các biến: Kết quả thống kê mô tả các biến quan sát chưa lấy logarit được trình bày như Bảng 4. Về kết quả ma trận hệ số tương quan giữa các biến trongmô hình Kết quả ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình được trình bày trong Bảng 5 cho thấy: các biếnGDP, Vondautu, vàNhapkhau có tương quan cao với biến phụ thuộc Xuatkhau. Các biến tương quan trung bình với biến Xuatkhau là Chphld, Cosoht và cuối cùng biếnThngsach có tương quan thấp với biến phụ thuộc so với các biến khác. Về kết quả kiểm định hiện tượng đa công tuyến Để kiểm tra hiện tượng đa công tuyến trongmô hình, nhóm tác giả tiến hành kiểm tra hệ số phóng đại phương sai của các biến giải thích. Kết quả kiểm định được trình bày trong Bảng 6 cho thấy: Hệ số phóng đại phương sai của các biến độc lập có hệ số VIF < 10 vì vậy có thể kết luận rằng không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình. 274 Tạp chí Phát triển Khoa học và Công nghệ – Kinh tế-Luật và Quản lý, 3(3):269- 282 Bảng 3: Cách thức đo lường và nguồn của các biến trongmô hình Tên biến Ký hiệu Định nghĩa biến Thời gian Kỳ vọng Nguồn Xuất khẩu Xuatkhau Giá trị xuất khẩu của 63 tỉnh/thành của Việt Nam 2013 - 2017 Niêm giám thống kê của 63 tỉnh/thành của Việt Nam Nhập khẩu Nhapkhau Giá trị xuất khẩu của 63 tỉnh thành củaViệtNam 2013 - 2017 + Niêm giám thống kê của 63 tỉnh/thành của Việt Nam GDP GDP Tổng sản phẩmquốc nội của 63 tỉnh/thành của Việt Nam 2013 - 2017 + Niêm giám thống kê của 63 tỉnh/thành của Việt Nam Vốn đầu tư Vondautu Tổng vốn đầu tư của 63 tỉnh/thành của Việt Nam 2013 - 2017 + Niêm giám thống kê của 63 tỉnh/thành của Việt Nam Cơ sở hạ tầng Cosoht Thuê bao điện thoại bao gồm: cố định và di động của 63 tỉnh/thành của Việt Nam 2013 - 2017 + Niêm giám thống kê của 63 tỉnh/thành của Việt Nam Chi phí lao động Chphld Chi phí lao động của 63 tỉnh thành củaViệtNam 2013 - 2017 - Niêm giám thống kê của 63 tỉnh/thành của Việt Nam Thuế đánh vào doanh nghiệp xuất khẩu Thngsach Tổng thu ngân sách của 63 tỉnh thành của Việt Nam 2013 - 2017 - Niêm giám thống kê của 63 tỉnh/thành của Việt Nam (Nguồn: Tổng hợp của tác giả) Bảng 4: Kết quả thống kêmô tả các biến trongmô hình chưa lấy logarit GDP Cosoht Thngsach Vondautu Chphld Nhapkhau Xuatkhau Min 6332 27,7 2164 1988 25,60 0,1 0,1 1st Qu 26931 496,1 11508 10382 75,25 72,7 235,3 Median 43351 1081,7 17203 17991 106,30 364,6 607,3 Mean 88214 2573,2 29207 31853 167,74 2277,5 2350,0 3rd Qu 66211 1798,0 32692 31694 156,20 1279,8 1358,2 Max 1165197 44682,0 348892 365710 1632,20 32901,5 29331,2 (Nguồn: Kết quả nghiên cứu, 2019) Bảng 5: Kết quảma trận hệ số tương quan các biến trongmô hình Log(GDP) log(Cosoht) log(Thngsach) log(Vondautu) log(Chphld) log(Nhapkhau) log(Xuatkhau) log(GDP) 1,0000000 0,5482597 0,3212508 0,8031397 0,6825556 0,7679921 0,7797853 log(Cosoht) 0,5482597 1,0000000 0,3933709 0,5513113 0,6196428 0,4100993 0,4432960 log(Thngsach) 0,3212508 0,3933709 1,0000000 0,3480621 0,3216283 0,3947509 0,3141915 log(Vondatu) 0,8031397 0,5513113 0,3480621 1,0000000 0,6699258 0,7548944 0,7238052 log(Chphld) 0,6825556 0,6196428 0,3216283 0,6699258 1,0000000 0,7014652 0,6295374 log(Nhapkhau) 0,7679921 0,4100993 0,3947509 0,7548944 0,7014652 1,0000000 0,8549749 log(Xuatkhau) 0,7797853 0,4432960 0,3141915 0,7238052 0,6295374 0,8549749 1,0000000 (Nguồn: Kết quả nghiên cứu, 2019) 275 Tạp chí Phát triển Khoa học và Công nghệ – Kinh tế-Luật và Quản lý, 3(3):269- 282 Bảng 6: Kết quả kiểm tra hệ số VIF của các biến trongmô hình Biến log(GDP) log(Nhapkhau) log(Cosoht) log(Thngsach) log(Vondautu) log(Chphld) Hệ số VIF 3,740621 3,042148 1,832854 1,301499 5,249643 4,980069 (Nguồn: Kết quả nghiên cứu, 2019) Về kết quả ước lượng Kiểm địnhMoran’I Kết quả kiểm định về tác động không gian của hệ số Moran’s I toàn cầu về biến Xuatkhau được trình bày như Bảng 7 vàHình 1. Kết quả trên là hệ số Moran’s I toàn cầu của biến phụ thuộc Xuatkhau theo từng năm, các chỉ số Moran’s I (ngẫu nhiên và chuẩn) với p-value < 0,01 tức tồn tại mối tương quan không gian rất mạnh cho tất cả các năm2013, 2014, 2015, 2016 và 2017. Do đó, xuất khẩu của các tỉnh/thànhViệtNamchịu ảnhhưởng lẫnnhau một cách rõ rệt bởi vị trí địa lý, tức là có sự giống nhau nhất định trong xuất khẩu của các tỉnh/thành lân cận nhau. Kết quả kiểm định và ước lượng Trong nghiên cứu này, nhóm tác giả sử dụng các kiểm định theo Elhorst15,16. Trước hết nhóm tác giả sử dụngmột số kiểm định LM (LagrangeMultiplier) cho các mô hình với dữ liệu bảng phi không gian, để xem xét mô hình kinh tế lượng không gian (SLM, SLX và SEM) hoặc mô hình ước lượng bằng OLS truyền thống là phù hợp. Tiếp theo, nhóm tác giả thực hiện kiểm định mức ý nghĩa chung của các hiệu ứng cố định không gian và hiệu ứng cố định thời gian bằng cách sử dụng các kiểm định LR (Likelihood ratio) hoặc kiểm định Breusch-Pagan. Nếu mô hình kinh tế lượng không gian được chấp nhận trong kiểm định ở trên, thì ở bước này sẽ là kiểm tra liệumô hình SDM có thể được đơn giản hóa thành mô hình SLM hoặc SEM hay không. Ngược lại có thể sử dụng ước lượng bằng OLS truyền thống. Trước tiên, nhóm tác giả ước lượng mô hình bằng OLS với dữ liệu bảng gộp. Kiểm định Huasman được sử dụng để xác định xemmôhình có hiệu ứng cố định hay mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên là phù hợp với dữ liệu bảng không gian. Kết quả, thống kê kiểm định c2 18,93 với giá trị p – value = 0,004 < 0,05 điều cho thấy mô hình hiệu ứng cố định là phù hợp. Để xác định xem có hiệu ứng cố định không gian và hiệu ứng cố định thời gian trong các mô hình, thông thường sử dụng kiểm định LR (Likelihood Ra- tio) hoặc kiểm định Breusch-Pagan (BP) với dữ liệu bảng và sẽ kiểm định hai giả thuyết: H0 : mi = 0cho các hiệu ứng cố định không gian vàH0 : ut = 0cho các hiệu ứng cố định thời gian. Cụ thể, với giả thuyết đầu tiên có thống kê kiểm định 14,92 với giá trị p – value = 0,000 < 0,01. Tương tự cho giả thuyết thứ hai có thống kê kiểm định 14,411 với giá trị p – value = 0,000 < 0,01 do vậy bác bỏ H0cho hai trường hợp trên. Điều này cho thấy rằng các hiệu ứng cố định theo không gian và thời gian được sử dụng trong mô hình nghiên cứu của bài viết này. Với dữ liệu nghiên cứu, kết quả kiểm tra độ trễ không gian của biến phụ thuộc là có ý nghĩa cho mô hình (SLM), tức là kiểm định giả thuyết H0 : r = 0 giá trị thống kê kiểm định LM = 16,16 với giá trị p – value = 5.822e-05 < 0,01 và kiểm định robust LM có thống kê kiểm định là 10,97 với giá trị p – value = 0,00 09 < 0,01 điều này cho thấy rằng cả hai kiểm định đều ủng hộ mô hình (SLM) mức ý nghĩa 1% . Đối với mô hình (SEM) kiểm định giả thuyết H0 : l = 0có thống kê kiểm định là 8,498 với giá trị p – value = 0,003 < 0,01 và kiểm định robust LM có thống kê kiểm định 3,307 với giá trị p – value = 0,068 < 0,1 vì vậy bác bỏ giả thuyếtH0mức ý nghĩa 10%. Tiếp tục xem xét mức ý nghĩa của việc mở rộng tác động không gian đối với mô hình (SLX), sẽ được kiểm định với giả thuyếtH0 : qi = 0; 8i và kết quả có thống kê kiểm định là 145,24 với giá trị p – value = 2.2e-16 < 0,01 vì vậy bác bỏ giả thuyết H0với mức ý nghĩa 1%. Vậy việc mở rộng cho mô hình (SLM), (SEM), (SLX) có ý nghĩa. Nói cách khác là việc mở rộng các mô hình kinh tế lượng không gian có ý nghĩa, có thể phù hơn khi ước lượng mô hình với OLS truyền thống. Sau cùng nhóm tác giả sẽ kiểm định xem mô hình kinh tế lượng không gian nào phù hợp với dữ liệu bảng của một trong các mô hình (SLM), (SEM) và (SDM) bằng cách kiểm định LR hay kiểm địnhWald. Theo Anselin8 thì mô hình sai số không gian (SEM) cũng có thể được xem như ở dạng độ trễ không gian, bao gồm các biến giải thích bị trễ không gian trong mô hình. Do đó giá trị log likelihood của (SEM) cũng có thể được so sánh giá trị log likelihood của (SLX), cũng như với (SDM). Để kiểm tra giả thuyết liệu mô hình Durbin không gian có thể được đơn giản hóa thành mô hình sai số không gian, H0 : q + rb = 0. Tương tự, giả thuyết rằng mô hình Durbin không gian có thể được đơn giản hóa thànhmô hình độ trễ không gian,H0 : q = 0 có thể thực hiện kiểm tra Wald hoặc LR cho hai giả thuyết trên. Nếu cả hai giả thuyết đều bị bác bỏ thì 276 Tạp chí Phát triển Khoa học và Công nghệ – Kinh tế-Luật và Quản lý, 3(3):269- 282 Bảng 7: Kết quả kiểm định về tác động không gian của hệ sốMoran’s I Moran I test under randomization Moran I test under normality Năm I p-value I p-value 2013 0,329939078 0,000 0,329939078 0,000 2014 0,296876919 0,000 0,296876919 0,000 2015 0,347808848 0,000 0,347808848 0,000 2016 0,314740286 0,000 0,314740286 0,000 2017 0,316974364 0,000 0,316974364 0,000 (Nguồn: Kết quả nghiên cứu, 2019) Hình 1: Đồ thị phân tán hệ sốMoran theo từng năm. (Nguồn: Kết quả nghiên cứu, 2019) 277 Tạp chí Phát triển Khoa học và Công nghệ – Kinh tế-Luật và Quản lý, 3(3):269- 282 mô hình Durbin không gian là phù hợp. Cụ thể trong bài viết này, đối với mô hình sai số không gian, kiểm định LR có thống kê kiểm định 85,56 với giá trị p – value = 0,000 < 0,01 vì vậy bác bỏH0. Tương tự đối với mô hình độ trễ không gian, kiểm định LR có thống kê kiểm định 74,19 với giá trị p – value = 0,000 < 0,01 vì vậy bác bỏH0. Điều này cho thấy rằng cả hai mô hình (SEM) và (SL M) đều bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 1%. Ngoài ra so sánh mô hình SLX với mô hình Durbin bằng kiểm định LR, có thống kê kiểm định 181,66 với giá trị p – value = 0,000 < 0,01 tức là mô hình (SLX) bị bác bỏ. Theo kết quả trên thì mô hình Durbin không gian phù hợp hơn với dữ liệu bảng trong nghiên cứu này. Các mô hình ước lượng về xuất khẩu của các tỉnh/thành ở Việt Nam trong bài viết này: Mô hình (SLX): ln(Xuatkhau)it =b0+b1ln(Nhapkhau)it+b2ln(GDP)it +b3ln(Vondautu)it+b4ln(Thngsach)it +b5ln(Cosoht)it+b6ln(Chphld)it +q1Wln(Nhapkhau)it+q2Wln(GDP)it +q3Wln(Vondautu)it+q4Wln(Thngsach)it +q5Wln(Cosoht)it+q6Wln(Chphld)it+e Mô hình (SLM): ln(Xuatkhau)it =rWln(Xuatkhau)it+b1ln(Nhapkhau)it +b2ln(GDP)it+b3ln(Vondautu)it +b4ln(Thngsach)it+b5ln(Cosoht)it +b6ln(Chphld)it+e Mô hình (SEM): ln(Xuatkhau)it =b0 +b1ln(Nhapkhau)it+b2ln(GDP)it +b3ln(Vondautu)it+b4ln(Thngsach)it +b5ln(Cosoht)it+b6ln(Chphld)it+uit Trong đó uit = lWuit + eit Mô hình Durbin (SDM): ln(Xuatkhau)it =rWln(Xuatkhau)it+b1ln(Nhapkhau)it +b2ln(GDP)it+b3ln(Vondautu)it +b4ln(Thngsach)it+b5ln(Cosoht)it +b6ln(Chphdt)it+q1Wln(Nhapkhau)it +q2Wln(GDP)it+q3Wln(Vondautu)it +q4Wln(Thngsach)it+q5Wln(Cosoht)it +q6Wln(Chphld)it+mi+nt +eit Kết quả ước lượng của cácmô hình PooledOLS, SEM, STX, SLM, SDM được trình bày như Bảng 8. Kết quả cho thấy rằng mô hình Durbin không gian (SDM) phù hợp với dữ liệu hơn trong bài viết này. Bảng tổng hợp tác động củamô hình SDMđược trình bày như Bảng 9. Kết quả nghiên cứu được trình bày trong Bảng 9 cho thấy: thông qua tác động trực tiếp, gián tiếp và tổng tác động, mức độ xuất khẩu ở các tỉnh/thành của Việt Nam không chỉ phụ thuộc vào yếu tố từ chính địa phương đó mà còn phụ thuộc vào những địa phương lân cận. THẢO LUẬN VÀ KẾT LUẬN Thảo luận kết quả nghiên cứu Về kết quả tác động trực tiếp Tác động trực tiếp (Direct Effect) đề cập đến việc các yếu tố từmỗi địa phương sẽ tác động như thế nào đến mức độ xuất khẩu của chính nó. Mức độ xuất khẩu của một địa phương sẽ phụ thuộc vào GDP của địa phương đó. Một địa phương có GDP cao, sẽ có nhiều khả năng hỗ trợ cho việc xuất khẩumang lại nhiều lợi nhuận hơn cho địa phương. Cụ thể, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi khi GDP của tỉnh /thành tăng lên 1% thì tác động trực tiếp đến quy mô xuất khẩu của tỉnh tăng 0,39%, nhưng do tác động phản hồi (0,6%) của mức tác động này, nên tác động trực tiếp của GDP đến xuất khẩu trong tỉnh chỉ tăng trung bình 0,38%. Với các yếu tố khác không đổi, khi mức độ nhập khẩu của tỉnh tăng 1% thì quy mô xuất khẩu của tỉnh tăng khoảng 0,59%, đồng thời khi các nguồn vốn đầu tư của tỉnh tăng 1% thì quymô xuất khẩu của tỉnh cũng tăng khoảng 0,23%, nghĩa là khi có nguồn vốn mạnh mẽ cho nhập khẩu và đầu tư cho các lĩnh vực xuấ t khẩu thì kéo theo quy mô xuất khẩu của địa phương tăng theo. Trong khi đó, thu ngân sách của tỉnh tăng 1% thì giá trị quymô xuất khẩu giảm 0,23%, và nếu chi phí cho người lao động tăng 1% thì giá trị xuất khẩu cũng giảm 0,39% với các yếu tố khác không đổi. Yếu tố cơ sở hạ tầng phục vụ cho xuất khẩu không có ý nghĩa thống kê, có thể do dữ liệu hoặc ma trận trọng số không gian chưa phù hợp. Về kết quả tác động gián tiếp Tác động gián tiếp (Indirect Effect) có thể được xem như tác động của một yếu tố của các địa phương lân cận lên xuất khẩumột địa phương cụ thể. Cụ thểGDP, mức độ nhập khẩu, và vốn đầu tư của các địa phương lân cận có tác động dương lên quy mô xuất khẩu c ủa một địa phương cụ thể. Trong khi đó, hệ số ước lượng hai biến về thu ngân sách và chi phí cho tiền lương mang dấu trừ, điều này kéo theo một địa phương cụ 278 Tạp chí Phát triển Khoa học và Công nghệ – Kinh tế-Luật và Quản lý, 3(3):269- 282 Bảng 8: Kết quả ước lượng của các mô hình Pooled OLS SEM SLX SLM SDM log(GDP) 0,651554*** 0,274838** 0,458006*** 0,488091*** 0,383733*** log(Nhapkhau) 0,587729*** 0,615567*** 0,581637*** 0,513759*** 0,580352*** log(Cosoht) 0,145391** 0,091341** 0,065938 0,128631** 0,061006 log(Thngsach) -0,130646* -0,161091** -0,160289** -0,240681*** -0,177471** log(Vondautu) 0,462178*** 0,181788* 0,245222* 0,331031** 0,228972* log(Chphld) -0,815304*** -0,165117 -0,403892** -0,568870*** -0,300838* W.lnGDP 1,337259*** 1,026507*** W.lnNhapkhau -0,019481 -0,164142** W.lnCosoht 0,231623* 0,141262 W.lnThngsach -0,022087 0,033447 W.lnVondautu 0,620365** 0,528069** W.lnChphld -2,067286*** -1,620852*** n 315 315 315 315 315 l - 0.542819*** - - - r 0,343032*** 0,239476*** R-Squared 0,78712 0.7975809 0,8568810 0,8324736 0,8653662 Log-like -420,4217 -853,2567 -719,6503 -847,5748 -810,4783 Hausman 18,938*** Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý nghia thống kê ở 10%, 5% và 1%. (Nguồn: Kết quả nghiên cứu, 2019) Bảng 9: Tổng hợp các tác động củamô hình SDM Tác động trực tiếp Tác động gián tiếp Tổng tác động log(GDP) 0,38970543 0,11485848 0,50456391 log(Nhapkhau) 0,58938437 0,17371016 0,76309453 log(Cosoht) 0,06195513 0,01826013 0,08021526 log(Thngsach) -0,18023294 -0,05312033 -0,23335327 log(Vondautu) 0,23253534 0,06853550 0,30107084 log(Chphld) -0,30551978 -0,09004632 -0,39556609 (Nguồn: Kết quả nghiên cứu, 2019) thể phải tăng theo để thu hút lực lượng lao động có chất lượng tốt làm cho quy mô xuất khẩu giảm. Cụ thể, với các yêu tố khác không đổi khi GDP của các tỉnh lân cận tăng lên 1% thì tác động gián tiếp đến quymô xuất khẩu của địa phương cụ thể tăng khoảng 0,11%. Khi mức độ nhập khẩu của các tỉnh lân cận tăng 1% và tác động gián tiếp đến xuất khẩu của đại phương cụ thể tăng 0,17% với các yếu tố khác không đổi. Và khi các nguồn vốn đầu tư của tỉnh lân cận tăng 1% thì tác động gián tiếp quy mô xuất khẩu của địa phương cụ thể tăng khoảng 0,07% trong các điều kiện khác không đổi. Trong khi đó khi thu ngân sác h, và chi phí cho người lao động của tỉnh tăng 1% thì giá trị quy mô xuất khẩu của địa phương cụ thể lần lượt bị giảm 0,05% và 0,09% với các yếu tố khác không đổi. Về tổng tác động Tổng tác động (Total Effect) là tổng của tác động trực tiếp và tác đ ộng gián tiếp. Tổng tác động được hiểu như sự thay đổi một yếu tố nào đó trong một địa phương sẽ tác động lên việc xuất khẩu của chính địa phương đó và những tỉnh lân cận. Cụ thể, GDP của 279 Tạp chí Phát triển Khoa học và Công nghệ – Kinh tế-Luật và Quản lý, 3(3):269- 282 địa phương, mức độ nhập khẩu, nguồn vốn đầu tư có tác động tích cực đến quy mô xuất khẩu của cả nước. Trong khi đó yếu tố thu ngân sách, và chi phí cho người lao động có tác động tiêu cực làm hạn chế quy mô xuất khẩu của cả nước. Kết luận và hàm ý nghiên cứu Mặc dù đã có rất nhiều nghiên cứu trong và ngoài nước về xuất khẩu Việt Nam nói chung và của các tỉnh/thành của Việt Nam nói riêng, nhưng vẫn chưa có nghiên cứu nào tại Việt Nam xem xét về tương quan giữa các tỉnh trong hoạt động xuất khẩu. Bài viết đã cung cấp thêm một hướng nghiên cứu mới về xuất khẩu của các tỉnh/thành tại Việt Nam thông qua mô hình hồi quy không gian. Kết quả nghiên cứu là một bằng chứng thực nghiệm cho thấy có sự tương quan giữa các tỉnh gần nhau (lân cận) trong hoạt động xuất khẩu, điều này có nghĩa là hoạt động xuất khẩu có tỉnh này có tác động đến hoạt động xuất khẩu của các tỉnh lân cận về mặt địa lý (tác động tích cực thông qua thúc đẩy). Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy: xuất khẩu của các tỉnh/thành chịu tác động bởi: GDP (phù hợp với nghiên cứu của Abidin và cộng sự 30; Chou và cộng sự 18 ; Head và Mayer7), giá trị nhập khẩu (phù hợp với nghiên cứu nghiên cứu của Bal- assa24; Head và Mayer7; Schott26; Hwang và cộng sự25), vốn đầu tư (phù hợp với nghiên cứu của Bjor- vatn 27; Huy28; Winters29) và phí lao động (phù hợp với kết quả nghiên cứu định tính của nhóm tác giả). Chính vì vậy,một số hàmýnhằmđẩymạnhhoạt động xuất khẩu của các địa phương: Một là, các tỉnh cần phối hợp trong việc thu hút lao lao động có chất lượng và tay nghề: (i) thông qua việc yêu cầu các t rường đại học trên địa bàn tỉnh/thành đổi mới chương trình giảng dạy gắn liền với thực tiễn; (ii) có chính sách khuyến khích doanh nghiệp tạo điều kiện cho sinh viên của các trường trên địa bàn tỉnh/thành của mình thực tập, học tập tại doanh nghiệp; (iii) tạo điều kiện hơn nữa nhằm thu hút các trung tâm anh ngữ nỗi tiếng thành lập trên địa bàn tỉnh nhằm đẩy mạnh hoạt động xuất khẩu của địa phương; (iv) có các chính sách đãi ngộ, thu hút thuyển dụng và sử dụng lao động phù hơp. Hai là, Các tỉnh/thành đặc biệt là các tỉnh/thành lân cận cần phối hợp với nhau trong thu hút đầu tư (bao gồm cả đầu tư trong và ngoài nước) thông qua các chính sách hỗ trợ đầu tư, tạomôi trường đầu tư thuận lợi, cải cách các thủ tục hành chính đặc biệt là các thủ tục về thuế và hải quan nhằm đẩy mạnh hoạt động xuất khẩu của đia phương. Tuy nhiên, đề tài cũng có một số hạn chế nhất định: (i) Trong bài viết này nhóm tác giả chỉ đưa vào mô hình nghiên cứumột loạima trận trọng số không gian là ma trận tiếp giáp bậc một, do đó để có kết quả tốt hơn cần sự so sánh các mô hình với nhiều loại ma trận trọng số không gian khác nhau nhằm chọn lựa được ma trận trọng số không gian phù hợp nhất, và hơn nữa trong các nghiên cứu tiếp theo ngoài chỉ số Moran’s I toàn cầu thì cần xemxét thêm chỉ sốMoran’s I địa phương để nhận biết cụ thể hơn nữa sự tương tác không gian giữa các địa phương với nhau; và (ii) đề tài chỉ đưa vào các yếu tố GDP, giá trị nhập khẩu, chi phí lao động, tổng vốn đầu tư trong các nghiên cứu tiếp theo có thể xem xét các yếu tố khác có thể tác động đến hoạt động xuất khẩu của địa phương như: cảng biển, chất lượng sản phẩm, loại sản phẩm các quốc gia khác yêu cầu v.v. và cần được đưa vào để kiểm định. DANHMỤC TỪ VIẾT TẮT GDP : Tổng sản phẩm quốc nội Xuatkhau : Xuất khẩu Nhapkhau : Nhập khẩu Vondautu : Vốn đầu tư Cosoht : Cơ sở hạ tầng Chphld : Chi phí lao động Thngsach : Thuế đánh vào doanh nghiệp xuất khẩu XUNGĐỘT LỢI ÍCH Nhóm tác giả xin cam đoan rằng không có bất kì xung đột lợi ích nào trong công bố bài báo. ĐÓNGGÓP CỦA CÁC TÁC GIẢ NguyễnVăn Sĩ vàNguyễnViết Bằng đã thực hiện tổng quan về xuất khẩu, nghiên cứu lý thuyết về hồi quy không gian, thu thập dữ liệu từ niêm giám thống kê của 63 tỉnh/thành tại Việt Nam. Nguyễn Văn Sĩ và Nguyễn Viết Bằng thực hiện viết bản thảo bài báo và chỉnh sửa theo các góp ý của các phản biện. TÀI LIỆU THAMKHẢO 1. J T. Shaping the world economy Suggestions for an interna- tional economic policy. New York: Twentieth Century Fund; 1962. 2. H L. Aneconometric studyof international tradeflows. 1966;p. 26–26. 3. Anderson JE, Wincoop EV. Trade Costs. Journal of Economic Literature. 2004;42(3):691–751. 4. Behrens K, Ertur C, Koch W. “Dual” Gravity: Using Spatial Econometrics to Control for Multilateral Resistance. Journal of Applied Econometrics. 2012;27(5):773–794. 5. Helpman E, Krugman P. Trade Policy and Market Structure. Cambridge, MA: MIT Press; 1985. 6. A P. Trade Flows and Spatial Effects: The Gravity Model Revis- ited. Open Economies Review. 2001;12(3):265–280. 7. K H, T M. Gravity Equations: Workhorse, Toolkit, and Cook- book. Chapter 3. In: Handbook of International Economics. vol. 4; 2014. p. 131–195. 8. L A. Spatial econometrics: Methods and models. Dordrecht; Boston: Kluwer Academic Publishers; 1988. 9. R TW. A Computer Movie Simulating Urban Grown in the De- troit Region. Economic Geography. 1970;46:234–240. 280 Tạp chí Phát triển Khoa học và Công nghệ – Kinh tế-Luật và Quản lý, 3(3):269- 282 10. Anselin L, Florax RJGM, Rey SJ. Advances in Spatial Economet- rics. In: Methodology, Tools and Applications. Berlin: Springer Verlag; 2004. 11. Elhorst JP, Vega SH. On spatial econometric models, spillover effects, andW. European Regional ScienceAssociation confer- ence papers; 2013. 12. H BB, Bh. Econometric analysis of panel data. Wiley; 2015. 13. H BB, Liu L. Testing for RandomEffects and Spatial LagDepen- dence in Panel Data Models. Statistics and Probability Letters. 2008;78:3304–3306. 14. Baltagi B, Song SH, KohW. Testing panel data regressionmod- els with spatial error correlation. Journal of Econometrics. 2003;117(1):123–150. 15. P EJ. Specification and Estimation of Spatial Panel Data Mod- els. International Regional Science Review. 2003;26(3):244– 268. 16. P EJ. Applied Spatial Econometrics: Raising the Bar. Spatial Economic Analysis. 2010;5(1):9–28. 17. Kapoor M, Kelejian HH, Prucha I. Panel data models with spa- tially correlated error components. Journal of Econometrics. 2007;140(1):97–130. 18. ChouKH, ChenCH,Mai CC. Factors InfluencingChinas Exports with a Spatial Econometric Model. The International Trade Journal. 2015;29(3):191–211. 19. Vega SH, Elhorst JP. The SLX Model. Journal of Regional Sci- ence. 2015;55(3):339–363. 20. Geary RC. The Contiguity Ratio and Statistical Mapping. The Incorporated Statistician. 1954;5(3):115–145. 21. P MPA. Notes on Continuous Stochastic Phenomena. Biometrika. 1950;37(1):17–23. 22. Coughlin C, Segev E. Foreign Direct Investment in China: A Spatial Econometric Study. TheWorld Economy. 2000;23(1):1– 23. 23. LeSage J, Pace RK. Introduction to Spatial Econometrics. CRC Press, Chapman and Hall Book; 2009. 24. B B. Exports and Economic Growth: Further Evidence. Journal of Development Economics. 1978;5(2):181–189. 25. Hwang H, Mai CC, Ohta H. Export Subsidies, Cost Differential and Product Quality. Pacific Economic Review. 2010;15(1):32– 41. 26. P S. U.S. Manufacturing Exports and Imports by SIC or NAICS Category and Partner Country, 1972 to 2005. Yale Scholl of Management & NBER; 2010. p. 1–4. 27. K B. Economic Integration and the Profitability of Cross- Border Mergers and Acquisitions. European Economic Re- view. 2004;48(6):1211–1226. 28. N HQ. Determinants of Vietnam’s exports: An application of the gravity model. Journal of Asian Business and Economic Studies. 2018;25(1):103–116. 29. LW. Separability and theModelling of International Economic Integration: U.K. Exports to Five Industrial Countries. Euro- pean Economic Review. 1985;27(3):335–353. 30. Abidin ISZ, Bakar NAA, Sahlan R. The Determinants of Ex- ports between Malaysia and the OIC Member Countries: A Gravity Model Approach. Procedia Economics and Finance. 2013;5:12–19. 31. Ismail NW, Mahyideen JM. The Impact of Infrastructure on Trade and Economic Growth in Selected Economies in Asia. ADBI Working Paper 553. Tokyo: Asian Development Bank In- stitute; 2015. 32. Fernandes AM, Mattoo A, Nguyen H, Schiffbauer M. The in- ternet and Chinese exports in the pre-ali baba era. Journal of Development Economics. 2019;138(C):57–76. 33. Cục thống kê của 63 tỉnh thành. Niêm giám thống kê của 63 tỉnh/thành của Việt Nam. NXB Thống Kê; 2018. 281 Tạp chí Phát triển Khoa học và Công nghệ – Kinh tế-Luật và Quản lý, 3(3):269- 282 Open Access Full Text Article Research Article University of Economics Ho Chi Minh City Correspondence Nguyen Viet Bang, University of Economics Ho Chi Minh City Email: bangnv@ueh.edu.vn History  Received: 20/4/2019  Accepted: 20/5/2019  Published: 30/9/2019 DOI : 10.32508/stdjelm.v3i3.567 Copyright © VNU-HCM Press. This is an open- access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution 4.0 International license. An application of the spatial regressionmodel for Vietnam’s export: province-level approach Nguyen Van Si, Nguyen Viet Bang* Use your smartphone to scan this QR code and download this article ABSTRACT The paper attempts to define and measure factors affecting export of provinces/ cities in Vietnam, using both qualitative and quantitative methods. In particular, the former was conducted through in-depth interviews with 15 experts (including 3 academics, 7 export officials of Departments of Industry and Trade and 5 managers of export enterprises) in December 2018. The latter was per- formed using spatial regressionmodel on secondary data of 63 provinces/cities from 2013 to 2017. The paper provides a new research methodology on export of Vietnam's provinces/ cities (i.e. the spatial regression model). The empirical results show that there is a positive correlation between neighboring provinces/ cities in export activities, indicating that the good export performance of one province boosts that of its neighbors. The results also show that the export of Vietnam's provinces/ cities is affected by GDP, import value, investment capital, and labor costs. Key words: Spatial regression, export of provinces/cites, export Cite this article : Van Si N, Viet Bang N. An application of the spatial regression model for Vietnam’s export: province-level approach . Sci. Tech. Dev. J. - Eco. Law Manag.; 3(3):269-282. 282