Chương 2: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
2.3. Hệ thống các chỉ tiêu nghiên cứu
2.3.3. Phân tích tính ổn định trong cơ cấu lợi thế so sánh tổng thể
Đây là phương pháp cho phép chúng ta phân tích được liệu cơ cấu lợi thế so sánh có sự thay đổi hay không và liệu cơ cấu lợi thế so sánh này có thay đổi theo hướng chuyên môn hóa hay đa dạng hóa giữa hai thời kỳ.
Phương pháp áp dụng để phân tích tính ổn định cơ cấu lợi thế so sánh là mô hình hồi quy Galtonian (Cantwell, 1993; Guerrieri và Immarino, 2007). Đây là sự tương quan giữa chỉ số BIij tại thời điểm t và tại thời điểm kế tiếp. Dựa trên nghiên cứu của Dalum và các cộng sự (1998), mô hình hồi quy Galtonian được trình bày dưới dạng sau đây:
ij t ij i i t
ij BI u
BI 2 1
Trong đó, t1 là thời kỳ đầu và t2 là thời kỳ cuối. Biến phụ thuộc là BIij ở thời kỳ t2. Biến độc lập là BIij tại thời điểm tl. i là ngành i. j là quốc gia j. α và β là các tham số của mô hình hồi quy, và uij là sai số. Trong mô hình này, biến độc lập BIij là hoàn toàn độc lập với uij.
Tuy nhiên, chỉ số BI không tuân theo phân phối chuẩn bởi lẽ nếu BIij có giá trị từ 0 đến với giá trị ranh giới là 1. Nhƣ vậy, để thực hiện đƣợc mô hình hồi quy nói trên chỉ số BI cần đƣợc thay thế bằng chỉ số hiển thị lợi thế so sánh cân đối (Revealed Symmetric Comparative Advantage - RSCA): Chỉ số RSCA đƣợc tính toán theo công thức sau:
Số hóa bởi Trung tâm Học liệu - ĐHTN http://www.lrc-tnu.edu.vn/
1 1 1
1
ij ij ij
ij
ij BI
BI RCA
RSCA RCA
RSCA nhận giá trị từ -1 đến +1 với giá trị phân cách là 0. Giá trị âm cho thấy quốc gia j không có lợi thế so sánh về hàng hóa (nhóm hàng) i.
Ngược lại, giá trị dương cho thấy quốc gia j có lợi thế so sánh về mặt hàng (nhóm hàng) i. Sau khi đã tính toán đƣợc RSCAij trong hai thời kỳ (thời kỳ đầu và thời kỳ cuối) thì tính di động của RSCAij sẽ đƣợc xác định nhƣ sau:
Nếu β = l: Cơ cấu chuyên môn hóa không thay đổi giữa hai thời kỳ t1 và t2.
Nếu β > l: Cơ cấu chuyên môn hóa được tăng cường. Cụ thể là mức độ chuyên môn hóa tăng lên đối với nhóm hàng mà trước đây (thời kỳ t1) có lợi thế so sánh và giảm xuống đối với nhóm hàng mà trước đây (thời kỳ t1) không có lợi thế so sánh.
Nếu 0 < β < l: Cơ cấu chuyên môn hóa có sự thay đổi theo hướng đa dạng hóa, trong đó nhóm hàng hóa mà trước đây (thời kỳ t1) có lợi thế so sánh ở mức độ thấp tăng khả năng cạnh tranh, trong khi đó nhóm hàng hóa mà trước đây (thời kỳ t1) có lợi thế so sánh cao lại giảm khả năng cạnh tranh. Nói cách khác, cơ cấu chuyên môn hóa có xu hướng dịch chuyển về mức trung bình.
Nếu β < 0: Có sự thay đổi hoàn toàn cơ cấu lợi thế so sánh.
Theo thuật ngữ của Laursen (2002), trường hợp β>1 còn được gọi là β- chuyên môn hóa. Ngƣợc lại, 0<β<1 còn đƣợc gọi là β-phi chuyên môn hóa.
Cùng với ƣớc tính về β, mô hình hồi quy Galtonian còn cho phép chúng ta kiểm định sự thay đổi về mức độ chuyên môn hóa. Việc tính toán phương sai của chỉ số BI cho thấy mức độ phân tán của phân phối xung quanh số trung bình. Trong trường hợp này, chuyên môn hóa trong cơ cấu xuất khẩu có nghĩa là có sự gia tăng về lợi thế so sánh, đồng thời có sự gia tăng về bất lợi thế so sánh (trên phương diện khoảng cách giữa các ngành có lợi thế so sánh cao nhất và các ngành có bất lợi thế so sánh lớn nhất). Ngƣợc lại, phi chuyên môn
Số hóa bởi Trung tâm Học liệu - ĐHTN http://www.lrc-tnu.edu.vn/
hóa trong cơ cấu xuất khẩu có nghĩa là có sự sụt giảm xuống về lợi thế so sánh, đồng thời có sự giảm xuống về bất lợi thế so sánh. Nói cách khác, cơ cấu chuyên môn hóa trở nên ít phân tán hơn. Theo nghiên cứu của Hart (1976), phương sai của chỉ số BI được trình bày như sau:
2 2
1 2 2
2 t
t
Với bình phương của hệ số tương quan ρ ta có:
2 2
2 1
t
Do đó i2t2/ i2t1 12/ i2hay it2/ it1 | i |/| i |
Trong đó i2 là phương sai của biến phụ thuộc, và ρ là hệ số tương quan của mô hình hồi quy. Phương trình trên cho thấy rằng mức độ thay đổi về chuyên môn hóa phụ thuộc vào việc so sánh giữa β và hệ số tương quan ước tính ρ. Cụ thể, ρ là thước đo tính “di động” của các ngành (nhóm hàng) lên và xuống của phân phối BI (Laursen, 2002). ρ có giá trị cao cho thấy cơ cấu chuyên môn hóa của các ngành khá ổn định với vị trí tương đối của các ngành hầu nhƣ không có sự thay đổi (mức độ di động thấp). Ngƣợc lại, ρ có giá trị thấp cho thấy thứ bậc lợi thế so sánh của các ngành có sự thay đổi nhiều (mức độ di động cao). Trong nghiên cứu thực nghiệm: quy mô (1- β) đo lường “Hiệu ứng hồi quy”, còn quy mô (1- ρ) đo lường “Hiệu ứng di động”.
Nhƣ vậy, khi so sánh mức độ “hiệu ứng hồi quy” và “Hiệu ứng di động” sẽ có 3 trường hợp có thể xảy ra như sau:
β -chuyên môn hóa (β>1): β>1 cho thấy quá trình σ-chuyên môn hóa (β> ρ) bởi vì ρ không bao giờ lớn hơn 1. Điều đó có nghĩa là cơ cấu chuyên môn hóa xuất khẩu được tăng cường. Nói cách khác, những ngành (nhóm hàng) có lợi thế so sánh càng được tăng cường, còn những ngành không có lợi thế so sánh ngày càng giảm khả năng cạnh tranh. Nhƣ vậy, quốc gia đang trong quá trình tập trung xuất khẩu vào một số nhóm hàng, hoặc theo thuật
Số hóa bởi Trung tâm Học liệu - ĐHTN http://www.lrc-tnu.edu.vn/
ngữ của Cantwell (1991) thì cơ cấu xuất khẩu thay đổi theo hướng chuyên môn hóa vào một nhóm ngành hẹp.
0<β<1 (β-phi chuyên môn hóa) và β> ρ: “Hiệu ứng di động” lớn hơn
“hiệu ứng hồi quy” và như vậy có sự thay đổi theo hướng tính di động cao giữa các ngành chiếm ƣu thế so với việc sụt giảm trong cơ cấu chuyên môn hóa. Tác động ròng là sự gia tăng về mức độ chuyên môn hóa do sự tăng lên về mức độ phân tán, xác định bởi σ-chuyên môn hóa. Trong trường hợp này, quốc gia mất đi lợi thế so sánh, nhƣng đồng thời quốc gia này có sự thay đổi thứ bậc của các ngành trong phân phối BI. Nhƣ vậy, hiệu ứng ròng sẽ là sự gia tăng về mức độ chuyên môn hóa.
0<β<1 và β< ρ: “Hiệu ứng hồi quy” lớn hơn so với “Hiệu ứng di động”, và sự suy giảm trong cơ cấu chuyên môn hóa đƣợc đi kèm với mức độ di động giữa các ngành thấp. Điều đó có nghĩa là cơ cấu chuyên môn hóa có sự thay đổi theo hướng đa dạng hóa, được xác định bởi σ-phi chuyên chuyên môn hóa.