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<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> TÁC ĐỘNG CỦA CHÍNH SÁCH TỰ DO THƯƠNG MẠI <br /> ĐẾN CUNG CÀ PHÊ Ở VIỆT NAM ­ SỰ ÁP DỤNG <br /> MÔ HÌNH CUNG NERLOVE<br /> Nguyễn Đăng Hào<br />  Khoa Kinh tế, Đại học Huế<br /> <br /> <br /> <br /> 1. ĐẶT VẤN ĐỀ<br /> Sự  phát triển năng động của sản xuất nông nghiệp  ở  nước ta trong những  <br /> năm vừa qua là kết quả  của quá trình  đổi mới chính sách quản lý kinh tế  nông  <br /> nghiệp, được khởi xướng từ  năm 1986. Trong đó những thay đổi trong chính sách  <br /> thương mại theo hướng tự  do hóa được xem là hợp phần quan trọng nhất (IMF,  <br /> 1999; WB, 2000). Dưới chính sách tự  do hóa thương mại, những hàng rào thương  <br /> mại đã từng bước được dỡ  bỏ, chẳng hạn như  chính sách thuế, hạn ngạch xuất <br /> khẩu nông sản đã từng bước được cắt giảm, gắn thị trường nông sản trong nước với  <br /> thị trường khu vực và thị  trường quốc tế. Hơn thế nữa, sau nhiều năm thực hiện sư <br /> độc quyền nhà nước trong lĩnh vực ngoại thương, giờ đây các thành phần kinh tế phi <br /> quốc doanh được khuyến khích tham gia các hoạt động xuất khẩu nông sản. Thực tế <br /> thừa nhận rằng các chính sách tự do hóa thương mại ban hành những năm qua được  <br /> xem như  là nhân tố  quan trọng đứng đằng sau sự  phát triển nông nghiệp  ở  nước ta <br /> (IMF, 1998; Minot et al, 1997; Irwin, 1995; Plummer, 1995). Tự do hóa thương mại đã  <br /> có tác động đẩy nhanh tốc độ  tăng trưởng sản xuất nông nghiệp (Chế  Tương Nhu,  <br /> 1997; Nguyễn Trung Quế, 1998). Xuất phát từ thực tế đó một câu hỏi đặt ra, đó là:  <br /> Chính sách tự do hóa thương mại ở nước ta trong những năm vừa qua có tác động gì  <br /> đến phản  ứng cung nông nghiệp? Để  trả  lời cho câu hỏi đó, trong nghiên cứu này <br /> chúng tôi lấy ngành cà phê làm mô hình minh họa. <br /> Mục đích của nghiên cứu này nhằm xác định phản ứng cung của ngành cà phê <br /> dưới tác động của sự  thay đổi chính sách thương mại theo hướng tự  do hóa. Từ  đó <br /> làm cở sở cho người sản xuất ra các quyết định sản xuất một cách hợp lý hơn. Đồng  <br /> thời nó là căn cứ  cho các nhà hoạch định chính sách đề  ra các giải pháp nhằm phát <br /> triển ngành cà phê một cách hợp lý và bền vững.<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> 81<br />  2. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU<br /> Phản  ứng cung sản phẩm nông nghiệp được định nghĩa như  là sự  thay đổi  <br /> của của sản lượng nông sản đối với sự thay đổi về giá cả nông nghiệp. Có rất nhiều  <br /> mô hình đã được các nhà nghiên cứu kinh tế  nông nghiệp sử  dụng để   ước lượng  <br /> phản ứng cung hàng hóa nông sản. Tuy vậy mô hình cung Nerlove được xem như là  <br /> một cách tiếp cận chuẩn để xác định phản ứng cung nông nghiệp. Sự thành công của  <br /> mô hình được thể  hiện thông việc đánh giá tác động của giá kỳ  vọng (expectation  <br /> price) và phản ứng trễ (adjustment lags) của sản xuất nông nghiệp lên cung hàng hóa  <br /> nông sản. Mô hình Nerlove xuất phát từ 3 phương trình sau đây:<br /> Pet = Pet­1 +  (Pt­1 ­ Pet­1)   (1)<br /> Q t = a0 + a1P t + a2Zt + ut <br /> d e<br /> (2)<br /> Qt = Qt­1 +  (Q t ­ Qt­1)  <br /> d<br />             (3)<br /> Trong đó: Pet là giá cả kỳ vọng của sản phẩm ở thời kỳ t<br />      Pt là giá cả thực tế của sản phẩm ở thời kỳ t<br />      Qdt là sản lượng dự kiến của sản phẩm ở thời kỳ t<br />                  Qt là sản lượng thực tế của sản phẩm ở thời kỳ t<br />                  Zt là các biến giải thích ngoài giá<br />                  ut  là sai số ngẫu nhiên <br />                    là hệ số kỳ vọng (0       1) <br />                    là hệ số điều chỉnh diện tích (0       1)<br />                   ai là các hệ số ước lượng<br /> Để   ước lượng mô hình này cần phải có một số  ràng buộc. Một trong những cách  <br /> thông dụng nhất là ràng buộc     = 1. Điều đó có ý nghĩa rằng giá kỳ  vọng của sản <br /> phẩm ở năm t bằng giá của sản phẩm đó ở năm t ­ 1 hay P et = Pt­1.  Từ giả thiết này <br /> chúng ta có dạng rút gọn của mô hình cung Nerlove như sau:<br /> Qt = c0 +  c1Pt­1 +  c2Qt­1 +  c3Zt + vt                                                                              (4)<br /> Trong đó: c0 = a0  <br />                     c1 = a1          (c1   0)<br />                  c2 = 1 ­        (0   c2   1)<br />                  c3 = a2<br />                  vt =  ut<br /> Các tham số ước lượng của mô hình này có ý nghĩa như sau:<br /> ­ Hệ số điều chỉnh diện tích: 1 ­ c2 = <br /> ­ Phản ứng cung ngắn hạn: c1 = a1<br /> ­  Phản ứng cung dài hạn: c1/1 ­ c2 = a1<br /> Từ  mô hình này chúng ta có thể mở rộng mô hình cung trên cơ  sở  xem xét diện tích  <br /> canh tác, hoặc năng suất một cây trồng nào đó như  là biến được giải thích. Trong  <br /> nghiên cứu này chúng tôi đã sử dụng đồng thời cả hai mô hình này để  xem xét phản  <br /> ứng cung cà phê ở nước ta. Mô hình cung cà phê thứ nhất như sau:<br /> At= c0 +  c1At­1 +  c2Pt­1 +   c3iPci,t­1 + ci Pr,t­1 Di+ vt                                                           (5)<br /> Trong đó: At là diệnc tích canh tác cà phê ở năm t<br /> <br /> 82<br />       Pt­1 là giá cà phê ở năm t ­ 1<br />      Pci, t­1 là giá sản phẩm của cây trồng cạnh tranh (giá hạt tiêu) ở năm t ­ 1<br />  Pr,t­1*Di  là biến hỗn hợp  đại diện cho sự tác động đồng thời của giá cả và <br /> chính sách thương mại. Di là biến giả  (dummy) đại diện cho sự  thay đổi <br /> trong chính sách thương mại theo hướng tự  do hóa, trong đó D1  là sự  thay <br /> đổi chính sách thương mại ở năm 1986, D2 là sự thay đổi chính sách thương <br /> mại ở năm 1994.<br />                  ci là các tham số ước lượng<br />                  vt là sai số ngẫu nhiên<br /> Trong lúc đó mô hình cung cà phê thứ hai được xác định như sau:<br /> Yt = a0 + a1S2+ a2S3+ a3Pr + biPrDi + vt                (6)<br /> Trong đó: Yt là năng suất cà phê ở năm t<br /> Si là tỷ  trọng của diện tích cà phê của nhóm thứ i ở  năm t trong tổng diện <br /> tích    cà phê <br />                  Pr là giá cà phê ở năm t<br /> Trong nghiên cứu này chúng tôi đã sử dụng số liệu qua dãy thời gian (time series) từ <br /> năm 1980 đến năm 1999 cho toàn bộ ngành cà phê Việt nam. Số liệu được thu thập  <br /> từ  nhiều nguồn khác nhau: từ  niên giám thống kê của Tổng cục Thống kê, thống kê <br /> hàng năm của VINACAFE, VICOFA, thống kê của Tổ chức Cà phê Quốc tế (ICO). <br /> <br /> 3. KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN<br /> Kết qủa mô hình cung Nerlove cho sản xuất cà phê ở nước ta được thể  hiện  <br /> ở biểu 1 và bểu 2.<br /> Biểu 1: Kết quả hồi quy mô hình cung cà phê (biến phụ thuộc là diện tích cà phê ­ At)<br /> Biến giải thích Hệ số ước  Kiểm định t<br /> lượng<br /> Hệ số tự do 20047,38 1,45<br /> Diện tích cà phê năm trước (At­1) 0,92 23,80<br /> Giá cà phê năm trước (Pr,t­1) 2701,81 2,96<br /> Giá   sản   phẩm   cạnh   tranh   năm   trước  ­1294,94 ­3,17<br /> (Pc,t­1)<br /> Pr,t­1*D1 1058,09 1,45<br /> Pr,t­1*D2 2112,53 3,46<br /> Hệ số tương quan hiệu chỉnh 0,89<br /> D­W 2,08<br /> Từ số liệu biểu 1 ta nhận thấy rằng các hệ số ước lượng đều có mức ý nghĩa <br /> đạt 95% và dấu của các hệ số đều thỏa mãn các giả  thiết kinh tế về hàm cung. Độ <br /> co giãn diện tích cà phê ngắn hạn được ước lượng từ mô hình này là 0,21. Độ co giãn  <br /> này gần với độ  co giãn trong một số  nghiên cứu về  cung cà phê  ở  một số  nước.  <br /> Chẳng hạn trong nghiên cứu của Bacha ở Sao Paulo, Brazil, độ co giãn cung cà phê là  <br /> 0,23. Tương tự độ co giãn của cung cà phê đều bằng 0,20 trong nghiên cứu của Arak <br /> cho Espirito Santo, Brazil (0,20) và Maitha ở Kenya.<br /> 83<br /> Đặc biệt hệ số ước lượng của các biến dummy đại diện cho sự thay đổi chính sách  <br /> thương mại năm 1986 và năm 1994 đều có mức ý nghĩa 95%. Điều này chứng minh  <br /> rằng tác động của sự  thay đổi giá cà phê dưới tác động của các cuộc cải cách theo  <br /> hướng tự do thương mại đã có tác động rất lớn đến động cơ của người trồng cà phê.  <br /> Kết quả  mô hình cũng chỉ  râ rằng trong lúc sự  thay đổi chính sách thương mại năm <br /> 1986 không có tác động lớn đến cung cà phê thì cải cách thương mại năm 1994 đã  <br /> làm tăng độ  co giãn giá trong ngắn hạn lên 0,38. Điều này chứng tỏ  rằng chỉ  có sự <br /> thay đổi chính sách thương mại, đặc biệt là chính sách xuất khẩu cà phê năm 1994 đã  <br /> làm cho người trồng cà phê  phản  ứng một cách nhanh nhạy với sự  thay đổi giá cà  <br /> phê<br /> Biểu 2: Kết quả hồi quy mô hình cung cà phê (biến phụ thuộc là năng suất cà phê ­ Yt)<br /> Biến giải thích Hệ   số   ước  Kiểm định t<br /> lượng<br /> Hệ số tự do (c) ­1,291 ­3,098<br /> Tỷ   trọng   diện   tích   cà   phê   nhóm   2  0,014 5,907<br /> (S2)<br /> Tỷ   trọng   diện   tích   cà   phê   nhóm   3  0,019 1,794<br /> (S3)<br /> Giá cà phê (Pr) 0,045 3,786<br /> Pr*D1 0,061 2,909<br /> Pr*D2 0,063 6,997<br /> Hệ số tương quan hiệu chỉnh 0,90<br /> D­W 1,69<br /> Kết quả  mô hình hồi quy về  năng suất cà phê được phản ánh trong biểu 2, <br /> trong đó các tham số   ước lượng đều có mức ý nghĩa 95%. Hệ  số  của giá cà phê có  <br /> mức ý nghĩa cao. Độ co giãn giá trong mô hình này là 0,66. Độ co giãn này gần với độ <br /> co giãn giá trong mô hình nghiên cứu của Maitha cho cà phê ở Kenya (0,64). Điều này  <br /> chứng tỏ rằng năng suất cà phê phản ứng rất mạnh với sự thay đổi giá cà phê trên thị <br /> trường. Khi giá cà phê tăng nhanh mức độ  đầu tư  cho sản xuất cà phê tăng nhanh, <br /> ngược lại khi giá cà phê sụp đổ  thì mức độ  đầu tư  giảm nhanh. Hệ  số   ước lượng  <br /> của tỷ trọng diện tích các nhóm cà phê 2 và 3 cung có mức ý nghĩa cao. Giá trị hệ số <br /> ước lượng của nhóm 3 cao hơn nhóm 2. Điều này có thể  được giải thích rằng trong  <br /> thực tế năng suất cà phê có xu hướng tăng dần từ năm thứ 4 đến năm thứ 9 trước khi  <br /> đạt năng suất ổn định từ năm thứ 10 trở đi.<br /> Hệ  số  của các biến dummy đại diện cho sự  thay đổi chính sách thương mại <br /> có mức ý nghĩa cao. Các cuộc cải cách chính sách thương mại năm 1986 và năm 1994 <br /> đã làm cho độ co giãn giá cà phê rất cao với mức tương ưng là 1,55 và 1,58. Điều này  <br /> chứng tỏ  rằng người trồng cà phê phản  ứng mạnh hơn dưới tác động của sự  thay  <br /> đổi chính sách thương mại năm 1986 và năm 1994.<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> 84<br />  4. KẾT LUẬN VÀ ĐỀ NGHỊ<br /> Qua nghiên cứu này chúng tôi thấy rằng sự  đổi mới chính sách thương mại <br /> theo hướng tự hóa giá cả và thị trường cà phê trong những năm qua đã ảnh hưởng rất  <br /> lớn đến tình hình phát triển của ngành cà phê  ở  nước ta. Kết quả  mô hình cung <br /> Nerlove chỉ ra rằng cung cà phê phản ứng khá mạnh với sự thay đổi giá cà phê. Đặc  <br /> biệt phản ứng cung cà phê trở  nên mạnh hơn dưới tác động của những cải cách lớn  <br /> về  chính sách thương mại năm 1986 và năm 1994. Kết luận này được xác nhận khi <br /> mà độ  co giãn giá lớn hơn trong cả mô hình xem xét sự biến động diện tích và năng  <br /> suất cà phê. Điều này chỉ ra rằng người trồng cà phê phản ứng linh động hơn trong  <br /> hoạt động sẩn xuất cà phê dưới sự thay đổi giá cà phê trong những năm qua. Tuy vậy  <br /> phản ứng trễ của cung cà phê có thể dẫn đến sự  dao động lớn trong họat động kinh  <br /> doanh cà phê. Chẳng hạn sự tăng đột biến giá cà phê có thể  động cơ cho người sản  <br /> xuất mở rộng nhanh diện tích cà phê. Tuy vậy khi diện tích cà phê này bước vào giai  <br /> đoạn kinh doanh, cung cà phê trở nên quá lớn. Hậu quả là giá cà phê bị sụp đổ trên thị <br /> trường và người sản xuất lại chặt bỏ cà phê. Điều này được giải thích như là chu kỳ <br /> “cobweb” trong nông nghiệp. Bởi vậy để ổn định và nâng cao hiệu quả  kinh tế của  <br /> ngành cà phê ở nước ta cần thiết phải có sự  quản lý, điều tiết vĩ mô của chính phủ <br /> trong chiến lược phát triển. <br /> <br /> TÀI LIỆU THAM KHẢO<br /> 1. Mamingi,   N.,   1997.  The   impact   of   prices   and   macroeconomic   policies   on  <br /> agricultural supply: A synthesis of available results. Agr. Econ. 16, 17­34<br /> 2. Minot,   N.,   and   F.   Goletti,   1997.  Rice   Markets,   Agricultural   Growth,   and   Policy  <br /> Options   in   Vietnam.   MSSD   Discussion   Paper   No.   14,   International   Food   Policy <br /> Research Institute, April 1997.<br /> 3. Nguyen Trung  Que., 1998. Effects of trade liberalization on agriculture in Vietnam:  <br /> Institutional  and  Structural  Aspects.  The  CGPRT  center.  Working   paper  No  40. <br /> 1998.<br /> 4. Sadoulet,   E.,   A.   de   Janvry,   1995.  Quantitative   Development   Policy   Analysis. <br /> Baltimore, London: John Hopkins University press.<br /> 5. Schultz, T.W., 1964.  Transforming Traditional Agriculture. Yale Univ. Press, New <br /> Haven, CT.<br /> 6. Thorbecke,   E.,   1998.  Agricultural   markets   beyond   liberalization:   The   role   of   the  <br /> state. Kluwer Academic publishers, 2000.<br /> 7. Winglee   P.,  Trade   Policy   Developments   and   the   Need   for   Reform.   IMF   Country <br /> report No 99/56<br /> <br /> EFFECT OF TRADE LIBERALIZATION ON AGRICULTURAL SUPPLY IN <br /> VIETNAM ­ NELORVIAN MODEL APPLICATION<br /> Nguyen Dang Hao<br /> College of  Economics, Hue University<br /> <br /> SUMMARY<br /> 85<br />  The economic reforms implemented since the beginning of the 1980’s have accelerated  <br /> liberalization initiatives in Vietnam. The overall impacts of trade liberalization on agriculture  <br /> are widely acknowledged. In this study we focused on the relationships between trade policies  <br /> reforms and the major performance of coffee sub­sector. Using time­series data from 1980 to  <br /> 1999,   the   multiple   regression   models   are   employed   to   evaluate   the   effects   of   trade  <br /> liberalization, represented by the dummy variables, on the coffee supply responsiveness.<br /> Results of the study reveal that trade reforms have considerably contributed to the changes in  <br /> coffee production in Vietnam. The empirical results show that the short­run supply response of  <br /> coffee acreage and coffee yield to own­coffee price was relatively high. The higher elasticity of  <br /> the latter in comparison with that of the former indicates that coffee growers more strongly  <br /> respond   to   coffee   price   in   short­run   investment.   The   significance   of   multiplicate   dummy  <br /> variables in the regression indicates that trade farmers have become more responsive to price  <br /> changes as a result of the trade policy changes.<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> 86<br />