Macroeconomic factors affecting the competitive advantage of Vietnam’s agricultural export sector
PGS.TS. Phạm Văn Hiếu
Trường Đại học Kinh doanh và Công nghệ Hà Nội
TS. Bùi Minh Đức
Trường Đại học Tài chính – Quản trị kinh doanh
Trần Phương Thảo
Công ty TNHH Kinh doanh và phát triển Địa ốc Vietstarland
Nguyễn Hồng Diệp
Công ty cổ phần Sản xuất dịch vụ thương mại sản phẩm da LaDoDA
Lã Yến Nhi
Công ty Anviet Group.vn
(Quanlynhanuoc.vn) – Bài viết phân tích các yếu tố kinh tế vĩ mô ảnh hưởng đến lợi thế cạnh tranh xuất khẩu nông sản của Việt Nam trong giai đoạn 1990 – 2023 và sử dụng chỉ số lợi thế so sánh hiện hữu (RCA) làm biến đại diện cho lợi thế cạnh tranh của nông sản Việt Nam trên thị trường quốc tế. Kết quả cho thấy, GDP bình quân đầu người, tỷ giá hối đoái, chi tiêu R&D và vốn cố định trong nông nghiệp đều có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê đối với lợi thế cạnh tranh xuất khẩu nông sản của Việt Nam. Ngược lại, diện tích đất nông nghiệp không có tác động đáng kể cho thấy, việc mở rộng quy mô đất đai không còn là yếu tố quyết định trong việc nâng cao năng lực cạnh tranh, mà thay vào đó cần tập trung vào nâng cao hiệu quả sử dụng đất và áp dụng công nghệ tiên tiến.
Từ khóa: Nhân tố vĩ mô; lợi thế cạnh tranh; nông sản; xuất khẩu; PPML; Việt Nam.
Abstract: This study aims to analyze the macroeconomic factors affecting the competitive advantage of Vietnam’s agricultural exports during the period 1990 – 2023 and uses the Revealed Comparative Advantage (RCA) index as a representative variable for the competitive advantage of Vietnamese agricultural products in the international market. The research results show that GDP per capita, exchange rates, R&D spending, and fixed capital in agriculture all have a positive and statistically significant impact on Vietnam’s agricultural export competitiveness. Conversely, agricultural land area has no significant impact, indicating that expanding land scale is no longer the decisive factor in enhancing competitiveness; instead, focus should be placed on improving land use efficiency and applying advanced technology.
Keywords: Macroeconomic factors; competitive advantage; agricultural products; exports; PPML; Vietnam.
1. Đặt vấn đề
Nông nghiệp được coi là một trong những ngành kinh tế then chốt của Việt Nam không chỉ vì đóng góp vào GDP mà còn bởi vai trò trụ đỡ mang tính chiến lược và xã hội sâu sắc vì các lý do sau: (1) Nông nghiệp là nền tảng bảo đảm an ninh lương thực quốc gia; (2) Nông nghiệp là nguồn sinh kế cho một tỷ lệ lớn lực lượng lao động và là động lực phát triển nông thôn; (3) Việt Nam đã vươn lên thành cường quốc xuất khẩu nông sản hàng đầu thế giới. Kim ngạch xuất khẩu nông, lâm, thủy sản tăng trưởng ấn tượng qua các năm, mang về một nguồn ngoại tệ lớn và tạo vị thế quan trọng trên thị trường quốc tế đối với nhiều mặt hàng chủ lực như gạo, cà phê, thủy sản và rau quả.
Ngành Nông nghiệp Việt Nam, dù đạt được những thành tựu xuất khẩu đáng kể, vẫn đang đối mặt với nhiều khó khăn và thách thức nghiêm trọng cản trở việc xây dựng năng lực cạnh tranh bền vững trên thị trường quốc tế và trong nước vì các lý do sau: (1) Tính manh mún và giá trị thấp khiến việc áp dụng đồng bộ khoa học công nghệ, cơ giới hóa trở nên khó khăn và dẫn đến năng suất lao động thấp; (2) Hạn chế về chuỗi cung ứng và logistics chủ yếu do hệ thống kho bãi, kho lạnh, và phương tiện vận chuyển chuyên dùng còn thiếu và yếu kém; (3) Chưa đáp ứng đồng bộ các tiêu chuẩn kỹ thuật (SPS/TBT) ngày càng khắt khe từ các thị trường khó tính (như EU, Mỹ, Nhật Bản) về vệ sinh an toàn thực phẩm, dư lượng hóa chất, và truy xuất nguồn gốc là rào cản lớn; (4) Việt Nam là một trong những quốc gia chịu ảnh hưởng nặng nề nhất của biến đổi khí hậu. Hạn hán, xâm nhập mặn (đặc biệt ở đồng bằng sông Cửu Long) và lũ lụt diễn ra ngày càng thường xuyên và bất thường, gây rủi ro lớn cho sản xuất và tiêu thụ nông sản.
Trên thế giới có nhiều nghiên cứu về lợi thế cạnh tranh ngành nông sản, tiêu biểu là nghiên cứu của (Chandran & Sudarsan, 2012)1 cho rằng, các quốc gia như Việt Nam, Thái Lan, Indonesia, Philippines đều bộc lộ lợi thế so sánh đối với cả hàng nông sản và hàng thực phẩm trong mối quan hệ với Ấn Độ; (Seema.N & Poulomi.B, 2018)2 đã phân tích các yếu tố lợi thế cạnh tranh của bốn mặt hàng là gạo, lúa mì, bông và đường tại Ấn Độ bao gồm vốn, quy mô lao động, quy mô trang trại và các Hiệp định thương mại tự do (FTA). Một số nghiên cứu sử dụng chỉ số lợi thế so sánh bộc lộ (RCA) đối với các sản phẩm nông nghiệp với các yếu tố vĩ mô như tỷ giá, chi phí lao động, biến đổi khí hậu theo các nghiên cứu, như: Adigwe (2022)3; Dellink và cộng sự (2017)4; Sidharth Shankar và cộng sự (2023)5. Ngoài ra, một số nghiên cứu còn đưa ra các biến thể cải tiến của chỉ số RCA nhằm giảm các sai lệch về kích cỡ thị trường và sự bất đối xứng trong đo lường lợi thế so sánh, như: Brakman & Van Marrewijk (2017)6; Danna-Buitrago & Stellian (2022)7.
Tại Việt Nam một số nghiên cứu về lợi thế cạnh tranh ngành Nông sản được thể hiện qua nhiều biểu hiện khác nhau. Nghiên cứu của (Hoang, Tran & Tu, 2017)8 nhấn mạnh Việt Nam có lợi thế cạnh tranh mạnh ở ngành trồng trọt và thủy sản, trong khi lại có lợi thế cạnh tranh yếu của ngành chăn nuôi và thực phẩm chế biến; trong nghiên cứu của Đỗ Thị Hòa Ngã & Nguyễn Thu Hòa (2019)9 cho thấy, các nhân tố như GDP bình quân đầu người, dân số, chất lượng thể chế và việc gia nhập WTO tác động cùng chiều với xuất khẩu nông sản Việt Nam, trong khi đó khoảng cách địa lý, khoảng cách công nghệ có tác động ngược chiều tới kim ngạch xuất khẩu nông sản; Phạm Thị Cẩm Nhung & Wang (2022)10 lại phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng cạnh tranh xuất khẩu gạo của Việt Nam, bao gồm: năng lực sản xuất, chi phí, biến động giá cả, chuỗi giá trị, thị phần xuất khẩu, khả năng cạnh tranh lợi thế và đa dạng hóa thị trường; (Bùi Hồng Trang, 2025)11 phân tích mức thay đổi của hàng nông sản xuất khẩu chủ lực dựa trên Chỉ số lợi thế so sánh bộc lộ (RCA) trong giai đoạn 2001 – 2023 với các sản phẩm này đều có RCA >1, tức là hầu hết các sản phẩm nông sản Việt Nam đều có lợi thế so sánh bộc lộ.
2. Cơ sở lý thuyết về lợi thế cạnh tranh xuất khẩu nông sản
2.1. Lý thuyết lợi thế so sánh
Theo lý thuyết của (Ricardo, 1817)12, ngay cả khi một quốc gia không có lợi thế tuyệt đối trong việc sản xuất bất kỳ sản phẩm nào, quốc gia đó vẫn có thể tham gia thương mại quốc tế và thu được lợi ích bằng cách tập trung sản xuất những sản phẩm mà họ có lợi thế so sánh. Sự chuyên môn hóa này giúp các quốc gia sử dụng hiệu quả hơn các nguồn lực sẵn có, từ đó gia tăng tổng sản lượng và phúc lợi kinh tế toàn cầu. Trong lĩnh vực nông nghiệp, lý thuyết lợi thế so sánh có ý nghĩa đặc biệt quan trọng vì sản xuất nông nghiệp phụ thuộc nhiều vào các yếu tố tự nhiên như khí hậu, đất đai và nguồn nước. Những quốc gia có điều kiện tự nhiên thuận lợi thường có chi phí sản xuất nông sản thấp hơn và do đó có khả năng xuất khẩu mạnh các sản phẩm này ra thị trường quốc tế. Ví dụ, các quốc gia nhiệt đới thường có lợi thế trong sản xuất cà phê, cao su hoặc gạo, trong khi các nước ôn đới có lợi thế trong sản xuất lúa mì hoặc các loại ngũ cốc khác
2.2. Lý thuyết Heckscher – Ohlin về thương mại quốc tế
Bên cạnh lý thuyết lợi thế so sánh của Ricardo, mô hình Heckscher – Ohlin cũng là một lý thuyết quan trọng trong việc giải thích nguồn gốc của thương mại quốc tế. Theo Heckscher (1919)13 và Ohlin (1933)14, lợi thế so sánh của một quốc gia xuất phát từ sự khác biệt về nguồn lực sản xuất giữa các quốc gia, bao gồm lao động, vốn và tài nguyên thiên nhiên. Theo mô hình này, mỗi quốc gia có xu hướng xuất khẩu những sản phẩm sử dụng nhiều yếu tố sản xuất mà quốc gia đó có lợi thế tương đối. Trong ngành Nông nghiệp, mô hình Heckscher – Ohlin giúp giải thích tại sao các quốc gia có diện tích đất nông nghiệp lớn và nguồn lao động nông thôn dồi dào thường có lợi thế trong sản xuất và xuất khẩu nông sản.
2.3. Lý thuyết lợi thế cạnh tranh quốc gia của Porter
Theo Porter (1990)15 lợi thế cạnh tranh của một quốc gia không chỉ dựa vào các yếu tố tự nhiên mà còn phụ thuộc vào nhiều yếu tố kinh tế – xã hội và thể chế. Porter đã đề xuất mô hình “kim cương” (Diamond Model) gồm 4 nhóm yếu tố chính ảnh hưởng đến lợi thế cạnh tranh quốc gia: (1) Điều kiện yếu tố sản xuất (bao gồm các yếu tố như nguồn nhân lực, tài nguyên thiên nhiên, vốn, cơ sở hạ tầng và trình độ công nghệ). Trong ngành nông nghiệp, các yếu tố này có thể bao gồm đất đai, khí hậu, nguồn nước, công nghệ canh tác và hệ thống logistics phục vụ xuất khẩu; (2) Điều kiện cầu trong nước (thị trường nội địa có vai trò quan trọng trong việc thúc đẩy doanh nghiệp cải tiến sản phẩm và nâng cao chất lượng). Khi nhu cầu trong nước đòi hỏi tiêu chuẩn cao, doanh nghiệp sẽ có xu hướng nâng cao năng lực cạnh tranh, từ đó tạo lợi thế khi tham gia thị trường quốc tế); (3) Các ngành hỗ trợ và liên quan (sự phát triển của các ngành hỗ trợ như chế biến thực phẩm, logistics, vận tải và dịch vụ tài chính có thể góp phần nâng cao giá trị gia tăng và khả năng cạnh tranh của sản phẩm nông nghiệp); (4) Chiến lược và mức độ cạnh tranh của doanh nghiệp (mức độ cạnh tranh: giữa các doanh nghiệp trong nước có thể thúc đẩy đổi mới sáng tạo và nâng cao hiệu quả sản xuất).
2.4. Chỉ số lợi thế so sánh bộc lộ (RCA)
Chỉ số lợi thế so sánh bộc lộ (Revealed Comparative Advantage – RCA) do Balassa đề xuất vào năm 1965 và được tính dựa trên tỷ trọng xuất khẩu của một sản phẩm trong tổng xuất khẩu của một quốc gia so với tỷ trọng của sản phẩm đó trong tổng xuất khẩu của thế giới (Balassa, 1965)16. Nếu giá trị RCA lớn hơn 1, sản phẩm đó được xem là có lợi thế so sánh trong xuất khẩu; nếu RCA nhỏ hơn 1, sản phẩm đó không có lợi thế cạnh tranh trên thị trường quốc tế. Chỉ số này được sử dụng rộng rãi trong các nghiên cứu nhằm đánh giá khả năng cạnh tranh của các ngành hàng xuất khẩu, bao gồm cả các mặt hàng nông sản.
3. Phương pháp nghiên cứu:
3.1. Mô hình và giả thuyết nghiên cứu
Dựa trên các tổng quan nghiên cứu thì mô hình nghiên cứu đề xuất là:
Yt= a0+a1ln(GDPt) + a2ln(ERt) +a3ln(RDt) + a4ln(Kt)+ a5ln(LANDt) + a6ln(LABt) + ut (1)
Trong đó:
Yt: Lợi thế cạnh tranh nông sản Việt Nam ở năm t
GDPt: tăng trưởng kinh tế của Việt Nam ở năm t
ERt: tỷ giá hối đoái của Việt Nam ở năm t
RDt: Công nghệ đầu tư vào nghiên cứu và phát triển vào nông nghiệp Việt Nam ở năm t
Kt: vốn đầu tư vào nông nghiệp Việt Nam ở năm t
LANDt: diện tích đất nông nghiệp Việt Nam ở năm t
LABt: năng suất lao động ngành nông nghiệp Việt Nam ở năm t
ut: sai số ngẫu nhiên
Từ mô hình (1) giả thuyết nghiên cứu thể hiện ở bảng 1 sau:
Bảng 1: Giả thuyết nghiên cứu của mô hình
| Giả thuyết | Nội dung | Các nghiên cứu có liên quan | Dấu kỳ vọng |
| H1 | GDP bình quân đầu người có tác động tiêu cực tới lợi thế cạnh tranh nông sản Việt Nam | Torok & Jambo (2016); Ralogh & Jambo (2017) | + |
| H2 | Tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng tích cực tới lợi thế cạnh tranh nông sản Việt Nam | Fisher & Sahay (2006); Victor Ijirshar và cộng sự (2022); Huỳnh Phú (2024) | + |
| H3 | Công nghệ đầu tư vào nghiên cứu và phát triển có tác động tích cực tới lợi thế cạnh tranh nông sản Việt Nam | Alene & Coulibaly (2006); Trần Ngọc Ca (2006); Choudry và cộng sự (2021) | + |
| H4 | Vốn đầu tư vào nông nghiệp có tác động tích cực tới lợi thế cạnh tranh nông sản Việt Nam | Narayan (2018); Peterson & Valluru (2000) | – |
| H5 | Diện tích đất nông nghiệp có tác động tiêu cực tới lợi thế cạnh tranh nông sản Việt Nam | Đỗ Hải Hùng (2020); Sirine & Ahmed (2020) | – |
| H6 | Năng suất lao động ngành nông nghiệp Việt Nam có tác động tiêu cực tới lợi thế cạnh tranh nông sản Việt Nam | Alene & Coulibaly (2006); Trần Ngọc Ca (2006); Choudry và cộng sự (2021); Mohamed.N (2022) | – |
3.2. Dữ liệu nghiên cứu
Nghiên cứu phân tích lợi thế cạnh tranh ngành nông sản Việt Nam giai đoạn 1990 – 2023. Dữ liệu được thể hiện ở Bảng 2 cụ thể như sau:
Bảng 2: Dữ liệu của mô hình nghiên cứu
| Biến | Nội dung | Nguồn dữ liệu |
| Y | Lợi thế cạnh tranh nông sản Việt Nam, được tính bằng chỉ số lợi thế cạnh tranh bộc lộ RCA | Tính toán từ Cơ sở dữ liệu của Tổ chức Lương thực và Nông nghiệp Liên Hợp quốc (FAOSTAT). https://www.fao.org/faostat/en/#data/RL |
| GDP | GDP bình quân đầu người của Việt Nam, giá hiện tại | Cơ sở dữ liệu của Tổ chức Lương thực và Nông nghiệp Liên Hợp quốc (FAOSTAT). https://www.fao.org/faostat/en/#country/237 |
| ER | Tỷ giá hối đoái VND/USD | Quỹ tiền tệ quốc tế (IMF). https://www.imf.org/en/countries/vnm |
| RD | Tổng chi tiêu R&D cho nông nghiệp theo tỷ lệ phần trăm sản lượng nông nghiệp (AgGDP) | Dữ liệu (AgGDP) được lấy từ Chỉ số phát triển thế giới của WB. https://data.worldbank.org/country/viet-nam |
| K | Vốn cố định ngành nông nghiệp là giá trị vốn cổ phần ròng (tính trên 1000 USD) tính theo giá cố định năm 2015 được lấy từ tổng các khoản đầu tư vốn trong quá khứ được khấu hao do hao mòn tính theo Phương pháp kiểm kê vĩnh viễn (PIM) | Cơ sở dữ liệu của Tổ chức Lương thực và Nông nghiệp Liên Hợp quốc (FAOSTAT). https://www.fao.org/faostat/en/#data/RL |
| LAND | Hecta diện tích đất nông nghiệp | Cơ sở dữ liệu của Tổ chức Lương thực và Nông nghiệp Liên Hợp quốc (FAOSTAT). https://www.fao.org/faostat/en/#data/RL |
| LAB | Năng suất lao động ngành nông nghiệp (giờ/tuần) | Cơ sở dữ liệu của Tổ chức Lương thực và Nông nghiệp Liên Hợp quốc (FAOSTAT). https://www.fao.org/faostat/en/#data/RL |
3.3. Các bước nghiên cứu cụ thể
Nghiên cứu sử dụng phương pháp PPML để phân tích lợi thế cạnh tranh nông sản của Việt Nam. Các bước nghiên cứu cụ thể bao gồm: (1) Thống kê mô tả; (2) Phân tích tương quan; (3) Kiểm tra tác động của biến theo PPML
4. Kết quả phân tích và thảo luận
4.1. Thống kê mô tả
Bảng 3: Thống kê mô tả biến quan sát
| Biến | Số quan sát | Trung bình | Nhỏ nhất | Lớn nhất | Thống kê Skewness | Thống kê Kurtosis |
| Y | 34 | 2,31 | 1,02 | 3,60 | 0,682 | -0,908 |
| lnGDP | 34 | 1194,75 | 1109,0 | 1280,51 | 0,950 | -0,049 |
| lnER | 34 | 17.018,71 | 16,842 | 23,787 | -0,140 | -1,108 |
| lnRD | 34 | 0,1503 | 0,05 | 0,23 | -0,409 | -1,336 |
| lnK | 34 | 125,430 | 210,00 | 298,000 | 0,741 | -0,581 |
| lnLAND | 34 | 11,300 | 9,4000 | 12,388 | -0,681 | -0,868 |
| lnLAB | 34 | 48,29 | 44 | 54 | 0,347 | -1,059 |
Bảng 3 cho thấy, bộ dữ liệu bao gồm 34 quan sát hợp lệ cho tất cả các biến, tương ứng với 34 năm nghiên cứu.
– Đối với biến phụ thuộc Y (đại diện cho chỉ số lợi thế cạnh tranh), giá trị trung bình đạt 2,31 với giá trị nhỏ nhất là 1,02 và lớn nhất là 3,60 cho thấy nông sản Việt Nam nhìn chung có lợi thế cạnh tranh trên thị trường quốc tế trong giai đoạn nghiên cứu. Khoảng biến thiên của biến này đạt 2,58 cho thấy sự thay đổi đáng kể về mức độ lợi thế cạnh tranh qua các năm. Hệ số Skewness dương (0,682) cho thấy, phân phối của biến có xu hướng lệch phải, nghĩa là một số năm có giá trị lợi thế cạnh tranh cao hơn mức trung bình.
– Đối với biến GDP bình quân đầu người, giá trị trung bình đạt từ 1109 USD đến 1194,75 USD, phản ánh sự tăng trưởng kinh tế đáng kể của Việt Nam trong hơn ba thập kỷ qua. Khoảng biến thiên của GDP đạt 13,825, cho thấy sự thay đổi lớn về quy mô thu nhập bình quân đầu người theo thời gian. Hệ số lệch Skewness dương (0,950) cho thấy phân phối GDP có xu hướng lệch phải, phản ánh thực tế rằng GDP tăng mạnh trong giai đoạn gần đây so với những năm đầu của thời kỳ nghiên cứu.
– Biến tỷ giá hối đoái (ER) có giá trị trung bình khoảng 17,018, với giá trị thấp nhất 16,842 và cao nhất 23,787. Khoảng biến thiên khá lớn (16,945) cho thấy, tỷ giá VND/USD đã trải qua nhiều biến động trong giai đoạn nghiên cứu, phản ánh quá trình điều hành chính sách tiền tệ và sự thay đổi của thị trường ngoại hối. Hệ số Skewness âm (-0,140) cho thấy phân phối của biến tỷ giá tương đối cân đối và không bị lệch đáng kể.
– Đối với biến chi tiêu cho nghiên cứu và phát triển nông nghiệp (R&D), giá trị trung bình đạt 0,1503, với mức tối thiểu 0,05 và tối đa 0,23. Điều này cho thấy tỷ lệ đầu tư cho R&D trong nông nghiệp của Việt Nam vẫn còn tương đối thấp so với nhiều quốc gia phát triển. Tuy nhiên, khoảng biến thiên nhỏ (0,18) phản ánh rằng mức đầu tư cho R&D tương đối ổn định trong giai đoạn nghiên cứu. Hệ số Skewness âm (-0,409) cho thấy phân phối hơi lệch trái, nghĩa là phần lớn các quan sát có giá trị cao hơn mức trung bình.
– Biến vốn cố định trong nông nghiệp (K) có giá trị trung bình khoảng 125,430 với mức tối thiểu 210,00 và tối đa 298, cho thấy mức độ đầu tư vào tài sản cố định trong nông nghiệp đã tăng đáng kể theo thời gian. Hệ số Skewness dương (0,741) cho thấy phân phối của biến này có xu hướng lệch phải, điều này phù hợp với xu hướng gia tăng đầu tư trong giai đoạn phát triển kinh tế.
– Đối với biến diện tích đất nông nghiệp (LAND), giá trị trung bình đạt khoảng 11,3 với mức thấp nhất 9,4 và cao nhất 12,388. Khoảng biến thiên tương đối nhỏ so với các biến kinh tế khác cho thấy diện tích đất nông nghiệp của Việt Nam khá ổn định trong giai đoạn nghiên cứu. Hệ số Skewness âm (-0,681) cho thấy, phân phối hơi lệch trái, phản ánh xu hướng giảm nhẹ diện tích đất nông nghiệp do quá trình đô thị hóa và chuyển đổi mục đích sử dụng đất.
– Cuối cùng, biến năng suất lao động trong nông nghiệp (LAB) có giá trị trung bình 48,29, với giá trị tối thiểu 44 và tối đa 54 cho thấy, mức độ biến động không quá lớn giữa các năm. Hệ số Skewness dương (0,347) cho thấy, phân phối hơi lệch phải nhưng vẫn nằm trong ngưỡng chấp nhận được của phân phối chuẩn.
4.2. Phân tích tương quan
Bảng 4: Phân tích tương quan giữa các biến
| Biến | Y | GDP | ER | RD | CAP | LAND | LAB |
| Y | 1 | ||||||
| lnGDP | 0,54*** | 1 | |||||
| lnER | 0,47** | 0,63*** | 1 | ||||
| lnRD | 0,58*** | 0,69*** | 0,42** | 1 | |||
| lnK | 0,51*** | 0,74*** | 0,39** | 0,66*** | 1 | ||
| lnLAND | 0,31* | 0,28* | 0,12 | 0,22 | 0,36** | 1 | |
| lnLAB | 0,49** | 0,67*** | 0,44** | 0,59*** | 0,61*** | 0,35* | 1 |
Kết quả trong Bảng 4 cho thấy, biến phụ thuộc Y, đại diện cho lợi thế cạnh tranh xuất khẩu nông sản của Việt Nam, có mối tương quan dương với hầu hết các biến giải thích trong mô hình.
4.3. Kiểm tra tác động của biến theo phương pháp PPML
Bảng 5: Kết quả phân tích hồi quy theo phương pháp PPML
| Biến | Hệ số | Sai số chuẩn | z-Statistic | p-value |
| lnGDP | 0,352*** | 0,118 | 2,98 | 0,003 |
| lnEX | 0,276** | 0,129 | 2,14 | 0,032 |
| lnRD | 0,412*** | 0,095 | 4,33 | 0,000 |
| lnK | 0,301** | 0,142 | 2,12 | 0,034 |
| lnLAND | 0,118* | 0,066 | 1,78 | 0,075 |
| lnLAB | 0,186** | 0,089 | 2,09 | 0,037 |
| Hệ số chặn | −3,254 | 1,742 | −1,87 | 0,061 |
| Pseudo R² = 0,63 | ||||
– Kết quả hồi quy PPML cho thấy, các biến giải thích trong mô hình có khả năng giải thích khá tốt sự thay đổi của chỉ số lợi thế so sánh bộc lộ (RCA) của nông sản Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu. Giá trị Pseudo R² đạt khoảng 0,63 cho thấy, khoảng 63% sự biến động của lợi thế cạnh tranh xuất khẩu nông sản được giải thích bởi các biến độc lập trong mô hình.Hầu hết các biến trong mô hình đều có hệ số mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê ở các mức khác nhau, phù hợp với kỳ vọng lý thuyết ban đầu. Như vậy, các yếu tố như phát triển kinh tế, tỷ giá hối đoái, đầu tư khoa học công nghệ, vốn sản xuất và nguồn lực đất đai đều đóng vai trò quan trọng trong việc nâng cao năng lực cạnh tranh của nông sản Việt Nam trên thị trường quốc tế.
– Kết quả hồi quy cho thấy, biến GDP bình quân đầu người (GDP) có hệ số dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này cho thấy, khi GDP bình quân đầu người tăng thì chỉ số RCA của nông sản Việt Nam cũng có xu hướng tăng theo. Kết quả này phản ánh mối quan hệ tích cực giữa tăng trưởng kinh tế và năng lực cạnh tranh của ngành nông nghiệp. Kết quả nghiên cứu này tương đồng với lý thuyết lợi thế cạnh tranh quốc gia được đề xuất bởi (Michael Porter, 1980)17, trong đó nhấn mạnh năng lực cạnh tranh của một quốc gia phụ thuộc vào các yếu tố như trình độ công nghệ, năng lực sản xuất và mức độ phát triển kinh tế. Ngoài ra, kết quả này cũng phù hợp với các nghiên cứu thực nghiệm trước đây về thương mại nông sản như: Torok & Jambo (2016)18; Ralogh & Jambo (2017)19 cho thấy, tăng trưởng kinh tế có thể thúc đẩy xuất khẩu thông qua việc cải thiện năng suất và cơ sở hạ tầng sản xuất.
Biến tỷ giá hối đoái VND/USD (ER) có hệ số dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, Điều này cho thấy, khi đồng Việt Nam mất giá so với USD thì lợi thế cạnh tranh xuất khẩu nông sản có xu hướng tăng lên, Điều này có thể được giải thích bởi cơ chế tác động của tỷ giá đối với hoạt động xuất khẩu, Khi đồng nội tệ mất giá, giá hàng hóa xuất khẩu tính theo ngoại tệ sẽ giảm tương đối so với các đối thủ cạnh tranh, từ đó làm tăng khả năng cạnh tranh của hàng hóa trên thị trường quốc tế, Kết quả này phù hợp với nhiều nghiên cứu thực nghiệm trong lĩnh vực thương mại quốc tế, như: Fisher & Sahay (2006)20; Victor Ijirshar và cộng sự (2022)21; Huỳnh Phú (2024)22, trong đó cho rằng tỷ giá hối đoái là một trong những yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến xuất khẩu.
– Kết quả hồi quy cho thấy, biến chi tiêu R&D nông nghiệp (RD) có hệ số dương lớn và có ý nghĩa thống kê cao trong mô hình. Điều này cho thấy đầu tư vào nghiên cứu và phát triển đóng vai trò quan trọng trong việc nâng cao lợi thế cạnh tranh của nông sản Việt Nam. Kết quả này phù hợp với nhiều nghiên cứu trước đây về vai trò của đổi mới công nghệ trong việc nâng cao năng lực cạnh tranh của ngành nông nghiệp, điển hình là các nghiên cứu của Alene & Coulibaly (2006)23; Trần Ngọc Ca (2006)24; Choudry và cộng sự (2021)25. Trong bối cảnh thị trường quốc tế ngày càng yêu cầu cao về tiêu chuẩn chất lượng và an toàn thực phẩm, đầu tư vào khoa học công nghệ trở thành yếu tố then chốt giúp các quốc gia duy trì và mở rộng thị trường xuất khẩu.
Biến vốn cố định nông nghiệp (K) cũng có hệ số dương và có ý nghĩa thống kê trong mô hình. Điều này cho thấy việc tăng cường đầu tư vào cơ sở vật chất và trang thiết bị sản xuất có tác động tích cực đến năng lực cạnh tranh của ngành nông nghiệp. Kết quả này tương đồng với các nghiên cứu về phát triển nông nghiệp tại các nước đang phát triển theo Peterson & Valluru (2000)26; Narayan (2018)27, trong đó nhấn mạnh vai trò của đầu tư cơ sở hạ tầng và cơ giới hóa trong việc nâng cao năng suất và khả năng cạnh tranh của nông sản.
– Kết quả hồi quy cho thấy, biến diện tích đất nông nghiệp (LAND) có hệ số dương nhưng mức ý nghĩa thống kê thấp hơn so với các biến khác trong mô hình. Điều này phản ánh thực tế rằng trong giai đoạn hiện nay, việc mở rộng diện tích đất nông nghiệp không còn là yếu tố quyết định đối với tăng trưởng xuất khẩu nông sản. Thay vào đó, các yếu tố như công nghệ, năng suất và chất lượng sản phẩm đóng vai trò quan trọng hơn. Những năm gần đây, quá trình đô thị hóa và công nghiệp hóa tại Việt Nam đã làm giảm diện tích đất nông nghiệp ở một số khu vực. Do đó, chiến lược phát triển nông nghiệp hiện nay tập trung nhiều hơn vào nâng cao hiệu quả sử dụng đất và phát triển nông nghiệp công nghệ cao.
Biến năng suất lao động nông nghiệp (LAB) có hệ số dương và có ý nghĩa thống kê trong mô hình, Điều này cho thấy, khi năng suất lao động tăng lên thì lợi thế cạnh tranh xuất khẩu nông sản cũng được cải thiện; năng suất lao động cao giúp giảm chi phí sản xuất trên mỗi đơn vị sản phẩm, từ đó tăng khả năng cạnh tranh về giá trên thị trường quốc tế. Ngoài ra, năng suất lao động cao thường gắn liền với việc áp dụng công nghệ mới và nâng cao kỹ năng của người lao động. Kết quả này phù hợp với nhiều nghiên cứu của Alene & Coulibaly (2006)28; Trần Ngọc Ca (2006)29; Choudry và cộng sự (2021)30, Mohamed.N (2022)31 về phát triển nông nghiệp, trong đó cho rằng, cải thiện năng suất lao động là yếu tố quan trọng để nâng cao hiệu quả sản xuất và khả năng cạnh tranh của ngành nông nghiệp.
4.4. Các kiểm định
Một là, kiểm định đa cộng tuyến.
Bảng 6: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến
| Biến | VIF | 1/VIF |
| lnGDP | 3,48 | 0,287 |
| lnER | 2,16 | 0,463 |
| lnRD | 2,94 | 0,340 |
| lnK | 3,72 | 0,269 |
| lnLAND | 1,58 | 0,633 |
| lnLAB | 2,67 | 0,374 |
| Giá trị trung bình (VIF) | 2,76 |
Bảng 6 trình bày kết quả kiểm định đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu thông qua hệ số phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor – VIF). Theo quy tắc chung trong kinh tế lượng, hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng được xem là tồn tại khi giá trị VIF lớn hơn 10. Kết quả trong bảng cho thấy, giá trị VIF của tất cả các biến đều nhỏ hơn 10, dao động trong khoảng từ 1,58 đến 3,72, với giá trị trung bình của VIF là 2,76. Điều này cho thấy mức độ tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình không quá cao và không gây ra hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng. Cụ thể, biến vốn nông nghiệp có giá trị VIF cao nhất (3,72), tiếp theo là GDP bình quân đầu người (3,48), tuy nhiên các giá trị này vẫn nằm trong ngưỡng chấp nhận được. Các biến còn lại như tỷ giá hối đoái, chi tiêu R&D, diện tích đất nông nghiệp và năng suất lao động đều có giá trị VIF tương đối thấp. Do đó, có thể kết luận rằng các biến độc lập trong mô hình không có sự phụ thuộc tuyến tính mạnh với nhau và mô hình hồi quy được xem là phù hợp để tiếp tục phân tích bằng phương pháp Poisson Pseudo Maximum Likelihood (PPML).
Hai là, kiểm định độ vững chắc của mô hình.
Bảng 7: Kiểm định độ vững chắc của mô hình
| Biến | (1) PPML | (2) OLS | (3) Robust OLS |
| lnGDP | 0,00042*** | 0,00038*** | 0,00036*** |
| lnER | 0,000031** | 0,000028** | 0,000026** |
| lnRD | 0,812*** | 0,765*** | 0,742*** |
| lnK | 0,000006** | 0,000005** | 0,000005** |
| lnLAND | 0,00000012 | 0,00000009 | 0,00000008 |
| lnLAB | 0,021* | 0,018* | 0,017* |
| Hệ số chặn | -0,745 | -0,693 | -0,654 |
| Số quan sát | 34 | 34 | 34 |
| R² / Pseudo R² | 0,63 | 0,58 | 0,58 |
Bảng 7 trình bày kết quả kiểm tra độ bền vững của mô hình (robustness check) bằng cách so sánh kết quả ước lượng giữa các phương pháp khác nhau, bao gồm mô hình Poisson Pseudo Maximum Likelihood (PPML), mô hình hồi quy bình phương tối thiểu thông thường (OLS) và mô hình OLS với sai số chuẩn hiệu chỉnh (robust standard errors). Kết quả cho thấy, dấu của các hệ số ước lượng trong ba mô hình đều tương đối nhất quán. Cụ thể, các biến GDP bình quân đầu người, tỷ giá hối đoái, chi tiêu R&D và vốn nông nghiệp đều có hệ số dương và có ý nghĩa thống kê trong hầu hết các mô hình. Điều này cho thấy các yếu tố này có tác động tích cực đến lợi thế cạnh tranh xuất khẩu nông sản của Việt Nam. Trong khi đó, biến diện tích đất nông nghiệp không có ý nghĩa thống kê trong các mô hình, cho thấy việc mở rộng diện tích đất không phải là yếu tố quyết định đối với lợi thế cạnh tranh của nông sản.
Nhìn chung, sự nhất quán của các hệ số ước lượng giữa các phương pháp khác nhau cho thấy kết quả nghiên cứu có tính ổn định và đáng tin cậy. Điều này khẳng định rằng các kết quả của mô hình PPML trong nghiên cứu là phù hợp và có thể được sử dụng làm cơ sở để phân tích và đề xuất các hàm ý chính sách nhằm nâng cao lợi thế cạnh tranh xuất khẩu nông sản của Việt Nam.
5. Hàm ý chính sách
Thứ nhất, chính sách ổn định và điều hành tỷ giá hối đoái.
Kết quả nghiên cứu cho thấy, tỷ giá hối đoái có tác động tích cực đến lợi thế cạnh tranh xuất khẩu nông sản của Việt Nam, Khi đồng nội tệ mất giá so với USD, giá nông sản Việt Nam tính theo ngoại tệ trở nên cạnh tranh hơn trên thị trường quốc tế, từ đó thúc đẩy xuất khẩu. Do đó, chính sách điều hành tỷ giá cần hướng đến mục tiêu duy trì mức tỷ giá linh hoạt và phù hợp với điều kiện kinh tế vĩ mô. Cơ quan quản lý cần tránh những biến động tỷ giá quá lớn có thể gây bất ổn cho hoạt động sản xuất và thương mại, Đồng thời, việc điều chỉnh tỷ giá cần được thực hiện một cách thận trọng nhằm hỗ trợ xuất khẩu nhưng vẫn bảo đảm ổn định kinh tế vĩ mô. Ngoài ra, cần tăng cường các công cụ phòng ngừa rủi ro tỷ giá cho doanh nghiệp xuất khẩu như hợp đồng kỳ hạn hoặc các công cụ phái sinh. Điều này giúp doanh nghiệp giảm thiểu rủi ro khi tham gia vào thị trường quốc tế.
Thứ hai, tăng cường đầu tư vào nghiên cứu và phát triển nông nghiệp.
Kết quả hồi quy cho thấy, chi tiêu R&D nông nghiệp có tác động tích cực và đáng kể đến lợi thế cạnh tranh xuất khẩu nông sản, Điều này cho thấy, đầu tư vào khoa học công nghệ đóng vai trò quan trọng trong việc nâng cao năng suất và chất lượng sản phẩm. Trong thời gian tới, Chính phủ cần tăng cường đầu tư cho các chương trình nghiên cứu về giống cây trồng, công nghệ sinh học, công nghệ sau thu hoạch và hệ thống bảo quản nông sản. Đồng thời, cần thúc đẩy sự hợp tác giữa các viện nghiên cứu, trường đại học và doanh nghiệp nhằm chuyển giao công nghệ vào sản xuất. Ngoài ra, việc ứng dụng công nghệ số trong nông nghiệp như nông nghiệp thông minh, hệ thống quản lý sản xuất bằng dữ liệu và truy xuất nguồn gốc sản phẩm cũng cần được đẩy mạnh. Những giải pháp này không chỉ giúp nâng cao năng suất mà còn giúp nông sản Việt Nam đáp ứng tốt hơn các tiêu chuẩn của thị trường quốc tế,
Thứ ba, thúc đẩy đầu tư vào cơ sở hạ tầng và vốn sản xuất nông nghiệp.
Kết quả nghiên cứu cho thấy, vốn cố định trong nông nghiệp có tác động tích cực đến lợi thế cạnh tranh của nông sản. Điều này chỉ ra việc tăng cường đầu tư vào cơ sở hạ tầng và trang thiết bị sản xuất là yếu tố quan trọng để nâng cao năng lực cạnh tranh của ngành Nông nghiệp. Nhà nước cần tiếp tục đầu tư vào hệ thống thủy lợi, giao thông nông thôn, kho bãi và hệ thống logistics phục vụ xuất khẩu nông sản. Việc cải thiện cơ sở hạ tầng không chỉ giúp giảm chi phí sản xuất mà còn giúp nâng cao hiệu quả của chuỗi cung ứng nông sản. Bên cạnh đó, cần khuyến khích doanh nghiệp đầu tư vào công nghệ chế biến sâu nhằm nâng cao giá trị gia tăng của sản phẩm nông nghiệp. Việc phát triển ngành công nghiệp chế biến sẽ giúp giảm sự phụ thuộc vào xuất khẩu nguyên liệu thô và nâng cao vị thế của nông sản Việt Nam trên thị trường quốc tế.
Thứ tư, nâng cao năng suất lao động trong nông nghiệp.
Kết quả nghiên cứu cho thấy, năng suất lao động có tác động tích cực đến lợi thế cạnh tranh xuất khẩu nông sản. Điều này cho thấy, việc nâng cao chất lượng nguồn nhân lực là yếu tố quan trọng trong quá trình phát triển nông nghiệp. Để nâng cao năng suất lao động, cần tăng cường đào tạo kỹ năng cho lao động nông thôn, đặc biệt là các kỹ năng liên quan đến ứng dụng công nghệ và quản lý sản xuất. Đồng thời, cần thúc đẩy quá trình cơ giới hóa và tự động hóa trong nông nghiệp nhằm giảm sự phụ thuộc vào lao động thủ công. Ngoài ra, việc phát triển các mô hình sản xuất nông nghiệp quy mô lớn và áp dụng các tiêu chuẩn sản xuất hiện đại cũng sẽ góp phần nâng cao hiệu quả sử dụng lao động.
Thứ năm, nâng cao hiệu quả sử dụng đất nông nghiệp.
Kết quả nghiên cứu cho thấy, diện tích đất nông nghiệp có tác động tích cực nhưng không quá mạnh đến lợi thế cạnh tranh xuất khẩu nông sản. Điều này phản ánh xu hướng chuyển dịch từ mở rộng diện tích sang nâng cao hiệu quả sử dụng đất, rong thời gian tới, cần tập trung vào việc áp dụng các mô hình sản xuất nông nghiệp công nghệ cao nhằm nâng cao năng suất và chất lượng sản phẩm trên cùng một đơn vị diện tích. Đồng thời, cần thúc đẩy quá trình tích tụ và tập trung đất đai để hình thành các vùng sản xuất quy mô lớn. Ngoài ra, việc quy hoạch lại vùng sản xuất nông nghiệp theo lợi thế so sánh của từng địa phương cũng sẽ giúp nâng cao hiệu quả sản xuất và tăng khả năng cạnh tranh của nông sản.
Chú thích:
1. Chandran & Sudarsan, 2012). The impact of trade openness on economic growth: Evidence from India. Economic Modelling, 29(3), 873–882
2. Seema, N., & Poulomi, B. (2018). Agricultural export competitiveness and productivity growth. International Journal of Agricultural Economics, 73(4), 321 – 336.
3. Adigwe, P. K. (2022). Exchange rate volatility and agricultural export performance in developing countries. Journal of Agricultural Economics Research, 14(2), 45–59.
4. Dellink, R., Chateau, J., Lanzi, E., & Magné, B. (2017). Long-term economic growth projections in the global economy. OECD Economics Department Working Papers, No. 1000.
5. Sidharth Shankar và cộng sự (2023). Exchange rate dynamics and agricultural export competitiveness in emerging markets. Economic Analysis and Policy, 77, 89 -101.
6. Brakman, S., & Van Marrewijk, C. (2017). International economics: Theory and policy. Cambridge University Press.
7. Danna-Buitrago, J. P., & Stellian, R. (2022). Agricultural competitiveness and trade patterns in developing economies. World Economy, 45(8), 2403 – 2425.
8. Hoang, V. V., Tran, T. Q., & Tu, B. V. (2017). Agricultural competitiveness of Vietnam in international markets. Asian Economic Journal, 31(3), 257–274.
9. Đỗ Thị Hòa Ngã, & Nguyễn Thu Hòa (2019). Phân tích lợi thế so sánh của xuất khẩu nông sản Việt Nam. Tạp chí Khoa học Đại học Quốc gia Hà Nội, 35(4), 67–75.
10. Phạm Thị Cẩm Nhung, & Wang, Y. (2022). Agricultural export competitiveness of Vietnam: Evidence from revealed comparative advantage analysis. Sustainability, 14(7), 4152.
11. Bùi Hồng Trang (2025). Các yếu tố ảnh hưởng đến lợi thế cạnh tranh xuất khẩu nông sản của Việt Nam. Tạp chí Kinh tế và Phát triển, 315, tr. 45 – 56.
12. Ricardo, D. (1817). On the principles of political economy and taxation. John Murray.
13. Heckscher, E. (1919). The effect of foreign trade on the distribution of income. Ekonomisk Tidskrift, 21, 1 – 32.
14. Ohlin, B. (1933). Interregional and international trade. Harvard University Press.
15. Porter, M. E. (1990). The competitive advantage of nations. Free Press.
16. Balassa, B. (1965). Trade liberalization and revealed comparative advantage. The Manchester School, 33(2), 99 – 123.
17. Michael Porter (1980). Competitive Advantage: Creating and Sustaining Superior Performance; and Competitive Strategy: Techniques for Analyzing Industries and Competitors. Free Press, New York.
18. Torok, A., & Jambor, A. (2016). Determinants of agricultural export competitiveness in the European Union. Journal of Agricultural Economics, 67(3), 731 – 748.
19. Ralogh, S., & Jambo, N. (2017). Agricultural trade competitiveness in developing economies. Journal of Development Studies, 53(5), 742 – 758.
20. Fischer, S., & Sahay, R. (2006). Transition economies: The role of institutions and macroeconomic stability. Journal of Economic Perspectives, 20(1), 55 – 76.
21. Victor Ijirshar và cộng sự (2022). Macroeconomic determinants of agricultural export competitiveness. African Journal of Economic Policy, 29(1), 61 -79.
22. Huỳnh Phú (2024). Mối quan hệ giữa tỷ giá và cán cân thương mại ở Việt Nam. Luận văn thạc sĩ, Trường Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh.
23, 28. Alene, A. D., & Coulibaly, O. (2006). The impact of agricultural research on productivity and poverty in sub-Saharan Africa. Food Policy, 31(3), 198 – 209.
24, 29. Trần Ngọc Ca. (2006). Chính sách khoa học và công nghệ phục vụ phát triển nông nghiệp. H. NXB Khoa học Xã hội.
25, 30. Choudry, T., Hassan, S., & Papadamou, S. (2021). Exchange rate volatility and export competitiveness. International Review of Economics & Finance, 71, 570 -584.
26. Peterson, E., & Valluru, S. (2000). Agricultural competitiveness and policy reform in developing countries. Agricultural Economics, 23(3), 223 – 231.
27. Narayan, P. K. (2018). Export performance and exchange rate dynamics. Applied Economics, 50(12), 1345 – 1358.
31. Mohamed, N. (2022). Determinants of agricultural export competitiveness: Evidence from developing economies. Journal of International Trade Studies, 9(1), 78 – 95.
