Áp dụng phương pháp hồi quy generalized method of moments (gmm) lên mô hình lực hấp dẫn (gravity model) trong phân tích tác động của các hiệp định thương mại tự do đối với kinh tế Việt Nam

Nội dung text: Áp dụng phương pháp hồi quy generalized method of moments (gmm) lên mô hình lực hấp dẫn (gravity model) trong phân tích tác động của các hiệp định thương mại tự do đối với kinh tế Việt Nam

1. Trường Đại học Kinh tế - Đại học Đà Nẵng ÁP DỤNG PHƯƠNG PHÁP HỒI QUY GENERALIZED METHOD OF MOMENTS (GMM) LÊN MÔ HÌNH LỰC HẤP DẪN (GRAVITY MODEL) TRONG PHÂN TÍCH TÁC ĐỘNG CỦA CÁC HIỆP ĐỊNH THƯƠNG MẠI TỰ DO ĐỐI VỚI KINH TẾ VIỆT NAM TS. Hoàng Thanh Hiền Đại học Duy Tân TÓM TẮT Từ sau công cuộc đổi mới, Việt Nam đã tích cực tham gia và hội nhập vào hoạt động kinh tế toàn cầu và đã đạt được những thành tựu kinh tế to lớn. Một trong các mô hình thường được sử dụng để đánh giá tác động của các hiệp định thương mại đối với nền kinh tế các nước thành viên là mô hình lực hấp dẫn (Gravity Model – GM). Đã có một số nghiên cứu thực nghiệm về tác động của FTA đối với nền kinh tế Việt Nam sử dụng mô hình GM. Tuy nhiên kết quả ước lượng của các nghiên cứu này có thể bị nghi ngờ về độ vững và không chệch do thường sử dụng phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất (Ordinary least squares – OLS). Bài viết này nhằm giải quyết 2 vấn đề: (i) Bài viết cung cấp mô hình GM với hệ thống các biến phù hợp và đã được kiểm nghiệm bằng những nghiên cứu trên các tạp chí có uy tín trên thế giới, (ii) Bài viết đưa ra phương pháp ước lượng phù hợp với dữ liệu có thể thu thập được và đảm bảo cung cấp một kết quả vững và không chệch, cụ thể ở đây là phương pháp system-GMM. Từ khóa: FTA, Mô hình, lực hấp dẫn, thương mại, ước lượng GMM, Việt Nam. 1. Đặt vấn đề Kể từ sau giai đoạn đổi mới năm 1986, nền kinh tế Việt Nam đã chuyển đổi thành công từ nền kinh tế kế hoạch tập trung sang nền kinh tế thị trường trong đó bao gồm tự do hóa giá cả theo hướng thị trường, chính sách tỷ giá phù hợp, hệ thống tài chính ổn định, giảm bớt độc quyền của doanh nghiệp nhà nước và ủng hộ sự phát triển của kinh tế tư nhân. Nhờ đó, trong những năm gần đây, kinh tế Việt Nam đã đạt được tốc độ tăng trưởng GDP cao, kinh tế vĩ mô ổn định, thương mại phát triển và công tác xóa đói giảm nghèo đã đạt được những thành tích nhất định. Theo số liệu thống kê của Tổng Cục Thống Kê (TCTK), trong giai đoạn 2007 – 2017, GDP thực tế của Việt Nam đã tăng trung bình hàng năm 6% và GDP bình quân đầu người ở mức 5,4%. Sự tăng trưởng ấn tượng này đã giúp Việt Nam từ một trong những những nước nghèo nhất trên thế giới với mức thu nhập trung bình trên đầu người là $100 trong năm 1986 lên thành một quốc gia có thu nhập trung bình thấp, khoảng $2.000 trong năm 2014 . Ngân hàng Thế giới (2015) đã giới thiệu Việt Nam như là một ví dụ điển hình về thành công trong chuyển đổi kinh tế cho các quốc gia khác tham khảo và học tập. Những thành tựu kinh tế nói trên có một phần rất lớn đến từ việc Chính phủ Việt Nam đã ủng hộ việc tự do hóa thương mại gắn với hội nhập kinh tế toàn cầu. Một trong những bước đi đầu tiên là việc đưa ra Luật Đầu tư nước ngoài vào Việt Nam trong năm 1987, tiếp theo đó là việc tham gia vào các hiệp định thương mại song phương và đa phương. Điển hình như: Việt Nam gia nhập Hiệp hội các quốc gia Đông Nam Á (ASEAN) năm 1995, Hợp tác kinh tế Châu Á - Thái Bình Dương năm 1998 và Hội nghị Á - Âu vào năm 2001. Việc ký kết Hiệp định Thương mại Tự do song phương Việt Nam - Hoa Kỳ (FTA) 2001 đã được nhiều người coi là dấu hiệu cho thấy Hoa Kỳ đã thừa nhận vai trò chiến lược của nền kinh tế Việt Nam trong khu vực ASEAN. Năm 2007, Việt Nam chính thức trở thành thành viên của Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO). 67
2. Trường Đại học Kinh tế - Đại học Đà Nẵng Mặc dù về mặt lý thuyết cũng như nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra việc tự do hóa thương mại tạo ra tiền đề cho tăng trưởng và phát triển kinh tế, tuy nhiên những bằng chứng từ các hiệp định thương mại khu vực vẫn chưa rõ ràng. Do vậy, vẫn cần có thêm nhiều nghiên cứu về tác động và hiệu quả của một số hiệp định thương mại tự do (FTA), thông qua việc đánh giá những biến chuyển về mặt kinh tế xã hội trước và sau khi tham gia các hiệp định thương mại này. Một trong các phương pháp luận thường được sử dụng trong nghiên cứu về tác động của FTA là sử dụng mô hình lực hấp dẫn, Gravity Model (GM), trong việc đánh giá quan hệ thương mại song phương dựa trên quy mô của 2 nền kinh tế, khoảng cách giữa 2 nền kinh tế, và các biến số khác. Tại Việt nam, cũng đã có nhiều nghiên cứu thực nghiệm sử dụng mô hình lực hấp dẫn để đánh giá tác động của FTA đến sự thay đổi trong luồng thương mại hàng hóa và dịch vụ (Cassing et al., 2010; Dũng, 2011; Trang, 2014; Thu et al., 2015). Tuy nhiên, các kết quả nghiên cứu này cần phải được đánh giá lại khi hầu hết đều sử dụng phương pháp ước lượng bình quân nhỏ nhất (Ordinary least squares - OLS). Phương pháp OLS chỉ cho kết quả vững (consistent) và không chệch (unbiased) khi thỏa mãn đầy đủ các điều kiện đã đặt ra. Tuy nhiên trong nghiên cứu kinh tế, các điều kiện này rất khó thực hiện do các biến nội sinh (endogenous variables) thường xuất hiên trong mô hình ước lượng. Bài viết này trình bày phương pháp kinh tế lượng phù hợp khi sử dụng mô hình GM nhằm mục đích tránh được những sai sót trong nghiên cứu mô hình kinh tế thường xảy ra khi sử dụng phương pháp ước lượng OLS. Bài viết gồm 3 phần, phần thứ nhất sẽ trình bày về nội dung của mô hình GM. Phần thứ 2 sẽ trình bày về các số liệu, phương pháp phân tích, cũng như những vấn đề trong nghiên cứu mô hình kinh tế định lượng. Cuối cùng sẽ là phần kết luận. 2. Mô hình lực hấp dẫn (GM) Mô hình lực hấp dẫn được sử dụng lần đầu tiên bởi Tinbergen (1962) trong việc giải thích kim ngạch trao đổi thương mại song phương giữa các quốc gia dựa trên số liệu về GDP và khoảng cách địa lý. Từ nghiên cứu cơ bản của Tinbergen (1962), các học giả sau này đã thêm vào mô hình các nhân tố khác có ảnh hưởng đến kim ngạch xuất nhập khẩu như: dân số, biên giới chung, các hiệp định thương mại khu vực, thuế quan và các chính sách phi thuế quan Phương trình cơ bản của mô hình GM giả định là hoạt động thương mại tuân theo thuyết lực hấp dẫn của Newton, trong đó nhập khẩu của quốc gia i từ quốc gia j ( ) sẽ tương quan tỷ lệ thuận với GDP của quốc gia nhập khẩu ( ) và GDP của quốc gia xuất khẩu ( ), nhưng lại tương quan tỷ lệ nghịch với khoảng cách địa lý giữa 2 quốc gia ( ): (1) Trong đó G là hằng số. Trong mô hình trọng lực, khoảng cách địa lý giữa nước xuất khẩu và nước nhập khẩu có thể xem như là chi phí thương mại làm cản trở sự phát triển thương mại song phương. Trong những năm gần đây mô hình GM đã được phát triển dựa trên nhiều lý thuyết kinh tế bao gồm Ricardian, Hecksher-Ohlin, và gần đây nhất là mô hình cạnh tranh độc quyền (monopolistic competition models) (Helpman & Krugman, 1985; Bergstrand, 1989; Markusen & Wigle, 1990; Deardorff, 1998; Evenett & Keller, 2002). Đã có nhiều nghiên cứu trong việc áp dụng biện pháp đo lường chi phí thương mại, bao gồm việc sử dụng các biến như: hiệu ứng đường biên giới (border effects) hoặc mức kháng cự đa phương (multilateral resistance) (Feenstra, 2002; Anderson & Van Wincoop, 2003; Deardorff, 2004). Dựa trên kinh nghiệm từ các nghiên cứu về tác động của FTA trên thế giới, bài viết này áp dụng mô hình lý thuyết được phát triển bởi Anderson and Van Wincoop (2003): 68
3. Trường Đại học Kinh tế - Đại học Đà Nẵng (2) Trong đó là kim ngạch thương mại giữa quốc gia i (Việt Nam) và quốc gia j. , và tương ứng là GDP của i, j, và của thế giới. Chi phí thương mại giữa 2 quốc gia là . và lần lượt là chỉ số giá cân bằng tổng thể của quốc gia i và quốc gia j. 1 Cuối cùng, > 1 là hệ số co giãn thay thế của tất cả các hàng hóa, thể hiện việc chi phí thương mại giữa 2 quốc gia sẽ có ảnh hưởng tiêu cực đến kim ngạch thương mại song phương. Sử dụng phương pháp tiếp cận của Péidy (2005), bài viết này mở rộng chi phí thương mại trong phương trình (2) sẽ bao gồm chi phí vận chuyển, các rào cản thương mại, sự bổ sung về thương mại, và các yếu tố hiệu ứng biên giới chung giữa 2 quốc gia. Do một số biến vừa nêu sẽ không thể thu thập số liệu trực tiếp, nên chúng ta sẽ sử dụng các biến đại diện mà số liệu có thể thu thập được như sau: Biến về khoảng cách địa lý , , là khoảng cách giữa thủ đô của 2 quốc gia i và j. Các biến giả (dummy variables) đo lường tác động của các hiệp định FTA tới xuất khẩu và nhập khẩu của các nước thành viên. Biến giả, = 1 nếu quốc gia j có chung đường biên giới với i (Việt Nam), do việc có chung đường biên giới sẽ làm giảm chi phí vận chuyển giữa 2 quốc gia. Biến thể hiện sự thiếu sót trong bổ sung thương mại song phương, được tính theo công thức: . Trong đó là chỉ số bổ sung về thương mại (Index of trade complementarity – ITC) và được tính bằng công thức: Trong đó 0 < ITC <1, i và j lần lượt là nước nước nhập khẩu và nước xuất khẩu, k là kí hiệu của chủng loại hàng hóa. Chỉ số ITC cho ta biết cơ cấu xuất khẩu và nhập khẩu của 2 quốc gia phù hợp với nhau như thế nào. Giá trị bằng 0 nghĩa là không có hàng hóa nào do nước xuất khẩu j lại có thể được nhập khẩu bởi nước i. Ngược lại, khi ITC = 1, tỷ trọng xuất khẩu và nhập khẩu hoàn toàn phù hợp với nhau. Chỉ số này có thể dùng để so sánh các đề xuất về FTA tiềm năng với các FTA khác. 1 Anderson and Van Wincoop (2003) xem xét và là sức đề kháng đa phương do mỗi chỉ số giá này sẽ là một tập hợp của các chỉ số giá song phương và cả chỉ số giá nội địa. 69
4. Trường Đại học Kinh tế - Đại học Đà Nẵng Trong phương trình (2) có các biến về quy mô nền kinh tế, chúng ta sẽ sử dụng những biến sau làm đại diện: - GDP của Việt Nam, , và của quốc gia đối tác, . - Tổng dân số của Việt Nam, , và quốc gia j, . Các biến này giúp đánh giá quy mô của 2 nền kinh tế. Ngoài ra, dựa trên các nghiên cứu thực nghiệm trước đây, bài viết này cũng đưa ra một số các giả định bổ sung nhằm giúp cho việc thực hiện ước lượng mô hình: - Đầu tiên do các chỉ số giá cân bằng tổng thể, và , là không thể thu thập được số liệu, nên chúng tôi cân nhắc đưa vào thành hiệu ứng ngẫu nhiên (random effect) trong mô hình kinh tế lượng. 2 - Dựa trên các nghiên cứu của Feenstra (2002) và Anderson and Van Wincoop (2003), GDP của thế giới, , sẽ được đưa vào trong hệ số chặn (contant term). Dựa trên các giả định và các biến giải thích đã được nêu trên, lấy logarit phương trình (3), ta có mô hình trọng lực cho xuất khẩu và nhập khẩu của Việt Nam như sau: (3 ) (4 ) Trong đó: i: Việt Nam, j: các nước là đối tác thương mại; t = 1, 2, , T là số năm; và : tương ứng là xuất khẩu và nhập khẩu của Việt Nam với nước j trong năm t; : là các biến giả đo lường tác động của các khu vực thương mại tự do tới xuất khẩu và nhập khẩu của Việt Nam. Các biến giả nhận giá trị là 0 nếu nước đối tác và Việt Nam không cùng thuộc về một khu vực thương mại tự do và nhận giá trị 1 khi nước đối tác và Việt Nam thuộc một khu vực thương mại tự do bắt đầu có hiệu lực từ năm t. 2 Tuy rằng có một số nghiên cứu sử dụng chỉ số giá tiêu dùng (CPI) như là chỉ số giá cân bằng tổng thể. Tuy nhiên về mặt lý thuyết kinh tế thì chỉ số giá tiêu dùng CPI không thể hiện được các yếu tố nội tại của chỉ số giá cân bằng tổng thể ví dụ như: mức kháng cự đa phương, chi phí thương mại phi tiền tệ (chi phí thời gian, hoặc chi phí rủi ro trong giao dịch kinh doanh quốc tế) (Péidy, 2005). 70
5. Trường Đại học Kinh tế - Đại học Đà Nẵng Cuối cùng là sai số ngẫu nhiên bao gồm: (i) sai số về mặt không gian (unobserved country- specific fixed-effects), (ii) sai số về mặt thời gian (unobserved period-specific effect), ; và (iii) số dư riêng (idiosyncratic residual), . 3. Phương pháp ước lượng 3.1. Mô hình GMM Dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu là dữ liệu dạng bảng (panel data) bao gồm cả không gian và thời gian. Sử dụng dữ liệu bảng giúp chúng ta vượt qua một số vấn đề trong ước lượng so với việc sử dụng dữ liệu theo chiều ngang hoặc dữ liệu theo thời gian. Các phương pháp phân tích dữ liệu thường được sử dụng cho dữ liệu dạng bảng là: Pooled OLS, Fixed effect (FE) và Random effect (RE). Tuy nhiên cả 3 phương pháp ước lượng trên đều có thể dẫn đến kết quả chệch (biased) và không vững (inconsistent) do một số biến trong mô hình là biến nội sinh (endogenous variables). Biến nội sinh có thể hình thành do mối quan hệ hai chiều giữa biến độc lập và biến phụ thuộc (simultaneity bias). Một ví dụ thường thấy là mối quan hệ giữa việc thay đổi về luồng thương mại và việc hình thành hiệp định thương mại (thương mại gia tăng dẫn đến việc hình thành hiệp định thương mại và ngược lại). Biến nội sinh cũng có thể hình thành do mô hình thiếu biến (omitted variables). Việc thiếu biến thường xảy ra trong nghiên cứu kinh tế, nguyên nhân là do biến phụ thuộc thường chịu tác động của nhiều yếu tố mà ta không thể đưa hết vào mô hình do: (i) không thể thu thập đủ số liệu (ii) cần phải giảm bớt một vài biến không quan trọng để tránh trường hợp đa cộng tuyến (multicolinearity). Để giải quyết các vấn đề liên quan đến ước lượng chệch và không vững nếu trên, chúng tôi đề xuất việc sử dụng ước lượng GMM (geneneralised method of moments) trong ước lượng mô hình động (dynamic model) của phương trình (3) và (4). Lợi thế lớn nhất của phương pháp ước lượng này là chúng ta có thể sử dụng các biến công cụ (instrumental variables) nội sinh thay vì phải tìm các biến công cụ từ bên ngoài (thường là rất khó tìm) (Arellano & Bond, 1991; Arellano & Bover, 1995; Wooldridge, 2002). Để áp dụng phương pháp ước lượng GMM, ta thêm vào vế phải của phương trình (3) và (4) biến trễ của biến phụ thuộc, khi đó mô hình sẽ là: (5) (6) Việc đưa biến trễ của biến phụ thuộc vào trong mô hình còn giúp chúng ta giải thích về khả năng phát triển thương mại từ các mối quan hệ đã có từ trước. Lý thuyết này đã được nghiên cứu và xác minh dựa trên sự tồn tại của chi phí chìm (sunk costs) trong thương mại quốc tế. Về mặt kinh tế lượng thì biến trễ cũng sẽ có mối liên quan tới sai số ngẫu nhiên, , do đó sẽ dẫn đến việc ước lượng mô hình (5) và (6) bị chệch (simultaneity bias) như đã nêu ở trên. 71
6. Trường Đại học Kinh tế - Đại học Đà Nẵng Chúng ta sẽ áp dụng phương pháp ước lượng GMM đã được phát triển bởi Arellano and Bond (1991) và Arellano and Bover (1995) bằng cách biến đổi phương trình xuất khẩu (5) thành: (7) Trong đó là tất cả các biến giải thích đã được nêu ở trên. Giả thiết rằng sai số riêng, , không có mối liên hệ tự tương quan trong phương trình (7), thì chúng ta có thể xác định là sẽ có mối quan hệ trực giao với giá trị trong quá khứ của biến trễ , và các biến giải thích khác, , sao cho: (8) Phương trình (8) cung cấp cho chúng ta tập hợp tuyến tính các vector biến công cụ (linear moment conditions) mà phương pháp ước lượng chênh lệch bậc nhất GMM (first-differenced GMM) áp dụng. Theo Arellano and Bond (1991), phương pháp ước lượng này cung cấp cho chúng ta kết quả đã được giảm thiểu tối đa độ chệch đồng thời có hiệu quả hơn so với các phương pháp ước lượng sử dụng biến công cụ thông thường. Tuy nhiên, trong một nghiên cứu sau đó Arellano and Bover (1995) đã chỉ ra rằng: các biến trễ của biến phụ thuộc và biến giải thích thông thường không phải là biến công cụ tốt cho các biến chênh lệch bậc nhất trong phương trình (7). Từ đó Arellano and Bover (1995) và Blundell and Bond (1998) đã đề xuất việc mở rộng các moment conditions để tăng thêm số vector biến công cụ như sau: E( và E( , t = 3, ,T và (9) s Kết hợp (8) và (9) ta sẽ có phương pháp ước lượng hệ thống GMM (system-GMM) cho mô hình xuất khẩu (5), trong đó sử dụng tập hợp các bộ vector moment cho cả 2 loại phương trình: (i) phương trình chênh lệch bậc nhất (first-differenced equation), và (ii) phương trình ban đầu (level equation). Các nghiên cứu thực nghiệm đã cho thấy việc sử dụng thêm các moment conditions đã làm tăng thêm đáng kể hiệu quả của system-GMM khi so sánh với các kết quả của ước lượng sử dụng 1 bộ vector moment conditions như trong phương trình chênh lệch bậc nhất. Tiến hành các bước tương tự cho phương trình (6) chúng ta cũng sẽ có phương pháp ước lượng system-GMM cho mô hình nhập khẩu. 3.2. Các lưu ý quan trọng khi sử dụng system-GMM Một giả thiết quan trọng nhất trong GMM là sai số, , không có mối liên hệ tự tương quan nối tiếp bậc 2. Để kiểm tra thuộc tính tự tương quan của sai số, chúng ta sử dụng phương pháp kiểm tra m1 và m2 của Arellano and Bond (1991). Nếu sai số không có hiện tượng tự tương quan bậc 2 thì sai số sẽ tuân theo một quy trình MA(1), trong đó số dư của mô hình có tự tương quan bậc 1, nhưng tự tương quan bậc cao hơn sẽ có giá trị bằng 0. Trong trường hợp này chúng ta có thể sử dụng bộ vector công cụ với độ trễ từ 2 và bậc cao hơn cho những biến nội sinh trong mô hình. Kiểm tra quan trọng thứ 2 là kiểm tra về tính hợp lệ của bộ các vector công cụ hay còn được gọi là kiểm tra Sargan (Sargan test) hoặc kiểm tra Hansen (Hansen test). Kết quả của Sargan test không bị ảnh 72
7. Trường Đại học Kinh tế - Đại học Đà Nẵng hưởng bởi số lượng các biến công cụ, tuy nhiên lại bị ảnh hưởng nếu có hiện tượng phương sai số thay đổi (heteroskedasticity) và hiện tượng tự tương quan (autocorrelation). Ngược lại kiểm định Hansen luôn cho kết quả đúng trong trường hợp có hiện tượng phương sai số thay đổi và hiện tượng tự tương quan, nhưng lại bị ảnh hưởng bởi số lượng các biến công cụ. Một trong các dấu hiệu để nhận biết một giá trị kiểm định Hansen không tốt là kiểm định cho giá trị p-value bằng 1 (Roodman, 2009b). Trong trường hợp này ta có thể làm thêm kiểm định difference-in-Sargen/Hansen, hay còn gọi là thống kê C (Roodman, 2009a). Kiểm định này cho phép kiểm tra riêng từng bộ vector công cụ của từng biến nội sinh. Ngoài ra theo gợi ý của Roodman (2009a), chúng ta nên sử dụng biến giả thời gian khi áp dụng system-GMM để giúp triệt tiêu khả năng có mối liên hệ ngang giữa các phần dư riêng của từng quốc gia (idiosyncratic residuals). 4. Kết luận Bài viết này đề ra phương pháp sử dụng mô hình lực hấp dẫn để phân tích ảnh hưởng của FTA đến thương mại giữa Việt Nam và các nước đối tác. Dựa trên các nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm đã có trên thế giới cũng như Việt Nam, bài viết đã đưa ra các đề nghị về các biến sử dụng trong mô hình, cũng như về mặt số liệu sử dụng. Các nghiên cứu sử dụng mô hình lực hấp dẫn ở Việt Nam trước đây thường sử dụng các phương pháp ước lượng thông dụng như OLS, FE, RE. Tuy nhiên các phương pháp này sẽ không thể cung cấp kết quả ước lượng vững và không chệch trong trường hợp có các biến nội sinh trong mô hình. Bài viết này đã đề nghị việc sử dụng ước lượng system-GMM cho mô hình lực hấp dẫn nhằm mang lại kết quả có hiệu quả, vững và không chệch dựa trên các giả định của mô hình GMM. Bên cạnh đó, bài viết cũng đưa ra các kiểm định quan trọng trong ước lượng GMM, mà các nghiên cứu sử dụng phương pháp ước lượng này cần tham khảo để đảm bảo cho các giả định của GMM không bị vi phạm. TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Anderson, J. E., and Van Wincoop, E. (2003). Gravity with Gravitas: A Solution to the Border Puzzle. American Economic Review, 93(1), 170-192. [2] Arellano, M., and Bond, S. (1991). Some Tests of Specification for Panel Data: Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations. The Review of Economic Studies, 58(2), 277-297. [3] Arellano, M., and Bover, O. (1995). Another Look at the Instrumental Variable Estimation of Error Component Models. Journal of Econometrics, 68(1), 29-51. [4] Bergstrand, J. H. (1989). The Generalized Gravity Equation, Monopolistic Competition, and the Factor- Proportions Theory in International Trade. The Review of Economics and Statistics, 143-153. [5] Blundell, R., and Bond, S. (1998). Initial Conditions and Moment Restrictions in Dynamic Panel Data Models. Journal of Econometrics, 87(1), 115-143. [6] Cassing, J., Trewin, R., Vanzetti, D., Truong, D. T., Pham, L. H., Nguyen, A. D. Le, T. D. (2010). Đánh Giá Tác Động Của Các Hiệp Định Thương Mại Tự Do Đối Với Kinh Tế Việt Nam. MUTRAP. Retrieved from [7] Deardorff, A. (1998). Determinants of Bilateral Trade: Does Gravity Work in a Neoclassical World? The Regionalization of the World Economy (pp. 7-32): National Bureau of Economic Research, Inc. [8] Deardorff, A. (2004). Local Comparative Advantage: Trade Costs and the Pattern of Trade. [9] Dũng, N. T. (2011). Tác Động Của Khu Vực Thương Mại Tự Do Asean-Hàn Quốc Đến Thương Mại Việt Nam. [10] Evenett, S. J., and Keller, W. (2002). On Theories Explaining the Success of the Gravity Equation. Journal of Political Economy, 110(2), 281-316. [11] Feenstra, R. C. (2002). Border Effects and the Gravity Equation: Consistent Methods for Estimation. 73
8. Trường Đại học Kinh tế - Đại học Đà Nẵng Scottish Journal of Political Economy, 49(5), 491-506. [12] Helpman, E., and Krugman, P. R. (1985). Market Structure and Foreign Trade: Increasing Returns, Imperfect Competition, and the International Economy: MIT press. [13] Markusen, J. R., and Wigle, R. M. (1990). Explaining the Volume of North-South Trade. The Economic Journal, 100(403), 1206-1215. [14] Péidy, N. (2005). Toward a Pan‐Arab Free Trade Area: Assessing Trade Potential Effects of the Agadir Agreement. The Developing Economies, 43(3), 329-345. [15] Roodman, D. (2009a). How to Do Xtabond2: An Introduction to Difference and System Gmm in Stata. The Stata Journal, 9(1), 86-136. [16] Roodman, D. (2009b). A Note on the Theme of Too Many Instruments. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 71(1), 135-158. [17] Thu, N. A., Hương, V. T., Trung, V. V., and Xuân, L. T. T. (2015). Tác Động Của Cộng Đồng Kinh Tế Asean Đến Thương Mại Việt Nam. [18] Tinbergen, J. (1962). Shaping the World Economy; Suggestions for an International Economic Policy: Twentieth Century Fund, New York. [19] Trang, V. T. (2014). Vận Dụng Mô Hình Trọng Lực Trong Đo Lường Thương Mại Nội Ngành Hàng Chế Biến Giữa Việt Nam Với Một Số Nước Thành Viên Thuộc APEC. [20] WB. (2015). Overview of Vietnam. from World Bank [21] Wooldridge, J. M. (2002). Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data. Cambridge, Massachusetts, London, England: The MIT Press. 74