Chuyên đề Đánh giá về sản xuất và xuất khẩu lúa gạo của Việt Nam trong giai đoạn 1989 đến nay

ới sự tăng nhanh chóng về sản lượng đó đã giúp cho nước ta tự túc được lương thực và trở thành nước xuất khẩu gạo lớn mặc dù dân số mỗi năm tăng gần 2%. Khách quan mà nói, sản lượng lúa những năm này tăng mạnh không phải do thiên thời địa lợi mà do đổi mới cơ chế, thay đổi phương thức sản xuất vì thiên tai vẫn xảy ra không ít những năm này.Việc đổi mới chính sách và thay đổi cơ chế sản xuất dẫn đến người nông dân mở rộng diện tích trồng lúa làm sản lượng tăng hay là do năng suất tăng làm sản lượng tăng, để trả lời câu hỏi này ta ước lượng mô hình sau: với 4 biến là :sản lượng, diện tích lúa, năng suất, diện tích đất canh tác Dependent Variable SANLUONG Method: Least Squares Date: 01/14/02 Time: 00:25 Sample: 1 14 Included observations: 14 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. DTCANHTAC -2.999212 2.567797 -1.168010 0.2699 DTLUA 3.742833 0.628638 5.953877 0.0001 NANGSUAT 521.3960 94.66091 5.508039 0.0003 C -11657.71 10605.41 -1.099222 0.2974 R-squared 0.997633 Mean dependent var 23562.84 Adjusted R-squared 0.996923 S.D. dependent var 5358.574 S.E. of regression 297.2275 Akaike info criterion 14.46183 Sum squared resid 883442.0 Schwarz criterion 14.64442 Log likelihood -97.23280 F-statistic 1405.120 Durbin-Watson stat 1.852036 Prob(F-statistic) 0.000000 * Lưu ý: diện tích đất canh tác ở đây là quỹ đất đai dành cho trồng lúa khác với diện tích lúa. Diện tích này không tích bằng tổng diện tích của các vụ lúa trồng trong một năm như diện tích lúa, vì vậy mà diện tích này giảm nhưng diện tích lúa vẫn có thể tăng do thân canh tăng vụ. Để xem mô hình có sai sót gì không ta xem nó có xảy ra trường hợp đa cộng tuyến , tự tương quan, U có phân phối chuẩn hay không và phương sai có thay đổi không. Ngoài ra đây là một chuỗi thời gian ta kiểm định xem nó có phải là chuỗi dừng không. Trước hết ta thấy với n=14 và k=3 biến độc lập và giá trị tính toán của thống kê d=1.85. Giả sử ta muốn kiểm định hai phía. Từ phụ lục bảng D ta thấy dl=0.605 và du=1.551, 4- du =2.449 như vậy du <d<4 - du ta kết luận không có tương quan dương hoặc âm. Còn để xem phương sai có thay đổi hay không ta sử dụng kiểm định White, ta có mô hình sau với E là phần dư : White Heteroskedasticity Test: F-statistic 1.058029 Probability 0.518965 Obs*R-squared 9.858681 Probability 0.362047 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Sample: 1 14 Included observations: 14 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 44468409 3.07E+08 0.144829 0.8919 DTCANHTAC -23288.36 150014.1 -0.155241 0.8842 DTCANHTAC^2 3.183105 18.68759 0.170333 0.8730 DTCANHTAC*DTLUA 3.918477 9.640931 0.406442 0.7052 DTCANHTAC*NANGSUAT -566.1622 1748.772 -0.323748 0.7623 DTLUA -14596.34 41061.42 -0.355476 0.7402 DTLUA^2 0.052439 1.257979 0.041685 0.9687 DTLUA*NANGSUAT 98.72375 241.6203 0.408591 0.7038 NANGSUAT 2024240. 6677700. 0.303134 0.7769 NANGSUAT^2 -16912.30 39999.56 -0.422812 0.6942 R-squared 0.704192 Mean dependent var 63103.00 Adjusted R-squared 0.038622 S.D. dependent var 66109.96 S.E. of regression 64820.72 Akaike info criterion 25.17245 Sum squared resid 1.68E+10 Schwarz criterion 25.62892 Log likelihood -166.2071 F-statistic 1.058029 Durbin-Watson stat 2.363951 Prob(F-statistic) 0.518965 Dựa vào mô hình có n=14. R=0.704, nR2=6.94 giá trị * 2 0.05(9)=18.3 như vậy trong mô hình này phương sai của sai số không thay đổi. Ta có mô hình hồi qui phụ , hồi qui biến DTCANHTAC với biến DTLUA và biến NANGSUAT như sau: Dependent Variable: DTCANHTAC Method: Least Squares Date: 01/15/02 Time: 05:14 Sample(adjusted): 1987:1 1993:2 Included observations: 14 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. DTLUA -0.121969 0.064002 -1.905724 0.0831 NANGSUAT -18.90781 9.541758 -1.981586 0.0731 C 4109.924 123.1258 33.37987 0.0000 R-squared 0.964241 Mean dependent var 2637.036 Adjusted R-squared 0.957740 S.D. dependent var 169.7716 S.E. of regression 34.90053 Akaike info criterion 10.13029 Sum squared resid 13398.52 Schwarz criterion 10.26723 Log likelihood -67.91203 F-statistic 148.3081 Durbin-Watson stat 2.136596 Prob(F-statistic) 0.000000 Ta tính được Fi=3.15 giá trị F 0.05(2,11)=3.98 như vậy Fi< F 0.05(2,11) có nghĩa là không có đa cộng tuyến giữa các biến giải thích trong mô hình ban đầu. Một giả thiết nữa của OLS đó là U phải phân phối chuẩn. Để kiểm định giả thiết này ta dựa vào lược đồ sau: Nhìn vào lược đồ ta có JB=1.21, P-value=0.54 nếu như ta lấy mức tin cậy là 5% thì chấp nhận giả thiết U phân phối chuẩn. Dựa vào những kiểm định trên thì ta thấy tất cả các giả thiết của OLS đều được thoả mãn. Như vậy mô hình này có thể chấp nhận được. Nhưng mà đây là những số liệu được lấy theo chuỗi thời gian, trong đó thì năng suất và diện tích lúa cũng như sản lượng đều có xu thế tăng vậy kết quả có thể là giả tạo không, để trả lời câu hỏi này ta kiểm định sự đồng liên kết trong mô hình, nếu mô hình là đồng liên kết thì không có hồi qui giả tạo. Để trả lời câu hỏi này ta sẽ kiểm định xem phần dư thu được có là chuỗi dừng không. Dùng lược đồ tự tương quan để kiểm định thì ta có kết quả như trên. Dựa vào lược đồ tương quan với khoảng tin cậy 95% thì tất cả các hệ số tương quan đều bằng không, kết luận là phần dư của mô hình này là một chuỗi dừng. Vì vậy mà đồng liên kết do đó không có hòi qui giả tạo. Nhận xét: Nhìn vào mô hình ban đầu ta thấy với mức ý nghĩa 5% thì chỉ có hệ số của biến NANGSUAT, DTLUA là có ý nghĩa. Điều này cũng phù hợp với thực tế bởi trong những năm qua quỹ đất dành cho trồng lúa liên tục giảm do quá trình tăng dân số và đô thị hoá vì vậy mà diện tích canh tác không phải là yêú tố quyết định đến việc tăng sản lượng lúa của nước ta. Như vậy mô hình có dạng: SANLUONG = 3.743DTLUA + 521.39NANGSUAT+C Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì khi năng suất tăng lên một tấn làm cho sản lượng lúa cả nước tăng gần 521.39 nghìn tấn, cũng với điều kiện như vậy thì khi diện tích lúa tăng lên 1000 ha làm cho sản lượng lúa tăng lên 3.7 nghìn tấn. Năng suất lúa tăng trong những năm qua do việc nước ta đưa nhiều giống mới vào sản xuất cộng với những chính sách mới hợp lòng dân đã giải phóng sức lao động trong dân và làm cho người nông dân gắn bó hơn với ruộng đất. Tính chung cả giai đoạn 1989-2000 năng suất tăng 32%, mặc dù vậy nước ta vẫn là nước có năng suất lúa trung bình thấp so với các nước trên thế giới. Hiện nay, tiềm năng sản xuất lúa của nước ta còn rất lớn: đất đai (độ phì nhiêu phù hợp), thuỷ lợi, phân bón..Việt Nam có điều kiện để gia tăng hơn nữa năng suất lúa. Ngoài năng suất thì diện tích lúa cũng là một nhân tố ảnh hưởng đến việc tăng sản lượng lúa ở nước ta. Điều này hoàn toàn phù hợp với thực tế vì trong những năm qua mức độ thâm canh cây lúa đã tăng đáng kể. Nhiều vùng trước đây chỉ trồng 1 vụ một năm nay do làm tốt công tác thuỷ lợi đã có thể trồng 2 vụ một năm thậm chí là 3 vụ. Điều này làm cho diện tích lúa trong những năm qua tăng liên tục mặc dù quỹ đất đai dành để trồng lúa giảm. Xu hướng tăng diện tích lúa cũng diễn ra liên tục và đều đặn. Từ năm 1989-1996 diện tích lúa tăng từ 5.9 triệu ha lên 7.02 triệu ha tăng 20%. Năm1991, diện tích đạt mức tăng lớn nhất trên 4.6%, tương ứng là 275000 ha. Trên thực tế, diện tích lúa tăng chủ yếu dựa vào hướng thâm canh tăng vụ đặc biệt là vụ hè thu, diện tích lúa trong thời kỳ 1989-2000 đã từ mức 5.8 triệu ha lên gần 7.7 triệu ha, tăng gần 30% trung bình mỗi năm tăng 2.6%. Trong xu hướng đó, diện tích hè thu tăng mạnh nhất, vụ đông xuân thứ hai còn diện tích lúa mùa lại có xu hướng giảm do xu hướng chuyển dịch cơ cấu mạnh ở ĐBSCL trong thời gian gieo cấy vụ mùa. III. SẢN XUẤT LÚA THEO VÙNG VÀ MÙA VỤ 3.1. Sản xuất lúa theo vùng Sản xuất nông nghiệp của nước ta trải dài trên 7 vùng sinh thái từ Bắc xuống Nam: - Vùng Trung du miền núi phía Bắc - Vùng Đồng bằng sông Hồng - Vùng khu bốn cũ - Vùng duyên hải Nam Trung Bộ - Vùng Tây Nguyên - Vùng Đông Nam Bộ - Vùng ĐBSCL Để tiện cho việc đánh giá việc sản xuất lúa phân theo vùng chúng ta có ba bảng sau: Bảng 3: Diện tích lúa phân theo vùng sản xuất Đơn vị 1000 ha 1996 1997 1998 1999 2000 Tỷ trọng (vùng/nước) Cả nước 7003.8 7099.7 7362.7 7653.3 7655.1 Miền Bắc 2508.5 2553.4 2548.0 2548.7 2593.8 33.9 Đồng bằng sông Hồng 1170.4 1197.0 1203.1 1202.7 1212.6 15.8 Đông Bắc 519.5 531.5 538.8 535.2 549.7 7.2 Tây Bắc 134.3 132.9 128.6 132.9 136.8 1.8 Bắc Trung Bộ 684.3 692.0 677.5 677.9 694.7 9.1 Duyên Hải Nam Trung Bộ 433.2 429.7 424.6 434.8 422.6 5.5 Tây Nguyên 156.1 170.0 164.7 166.0 175.9 2.3 Đông Nam Bộ 463.3 466.0 464.8 518.8 526.7 6.9 Đồng bằng sông Cửu Long 3442.7 3480.6 3760.6 3985.0 3936.1 51.4 Bảng 4: Sản lượng lúa phân theo vùng sản xuất Đơn vị: 1000 tấn Vùng Năm Đồng bằng sông Hồng Trung du miền núi phía Bắc Duyên hải Nam Trung Bộ Khu Bốn cũ Tây Nguyên Đông Nam Bộ ĐBSCL 1991 3.38.3 1584 1749.2 1635.2 431.7 832.6 10350.9 1992 41.1.6 2013.5 1583.1 1770 429.7 744.5 10947.9 1993 4843.3 2299.8 1472.1 1829.9 443.4 881.9 11066.4 1994 4121.3 2207.8 1787.9 1914.1 448.7 928.3 12121 1995 4623.1 2253.8 1749.4 2103.4 429.5 935.4 12831.7 1996 5236.2 3216.5 2167.6 2474.5 713.4 1719.9 13990.8 1997 5638.1 2057.4 1579.9 2495.5 485.6 1417.4 13850 1998 5974.4 2098.7 1564.5 2316.3 436.6 1431.4 15318.6 1999 6383.4 2283.5 1703.7 2634.6 512.4 1581.5 16924.7 2000 6598.4 2487.9 1683.4 2822.3 580.3 1691.5 16693.8 Bảng 5 : Năng suất lúa phân theo vùng Đơn vị: tạ/ha 1996 1997 1998 1999 2000 Cả nước 37.71752 38.76769 39.58534 41.02047 42.5259 Miền Bắc 37.01056 39.91149 40.79435 44.34378 45.89791 Đồng bằng sông Hồng 45.49983 47.10192 49.69994 53.07558 54.38562 Đông Bắc 30.94129 32.20696 32.78396 35.71188 38.05712 Tây Bắc 23.52197 26.00451 25.83981 28.00602 28.94006 Bắc Trung Bộ 29.74573 36.06214 34.18893 38.87004 40.62617 Miền Nam 38.11203 38.12529 38.94552 39.36116 40.79782 Duyên Hải Nam Trung Bộ 36.16805 36.76751 36.84644 39.18353 39.83436 Tây Nguyên 27.37348 28.56471 26.5088 30.86747 32.99034 Đông Nam Bộ 28.48262 30.41631 30.79604 30.48381 32.11506 Đồng bằng sông Cửu Long 40.13943 39.79199 40.73446 40.89009 42.41203 3.2. Vùng ĐBSCL Vùng ĐBSCL là vựa lúa lớn nhất của nước ta, diện tích và sản lượng lúa lớn gấp trên dưới ba lần diện tích và sản lượng lúa đồng bằng sông Hồng. Vùng này có ưu thế về sản xuất và xuất khẩu gạo. Năm 1996 vùng ĐBSCL chiếm 51.4% về sản lượng và 47.2% về diện tích lúa cả nước, năm 2000 vùng này chiếm 51.3% về sản lượng và 51.4% về diện tích cả nước.Năm 2000, dân số vùng ĐBSCL có 16.4 triệu dân, chiếm 21.1% dân số toàn quốc. Từ năm 1989 đến năm 2000, sản lượng lúa vùng này đã tăng từ 8.9 triệu tấn lên 16.7 triệu tấn, tăng 87.6%. Riêng mức tăng về con số tuyệt đối của ĐBSCL từ 1989-2000 đạt gần 7.8 triệu tấn, gấp trên 4 lần so với mức tăng của Đồng bằng sông Hồng. Kể từ năm 1999, vùng Đồng bằng sông Cửu Long đã có 7 trong 12 tỉnh đạt sản lượng thóc trên 1 triệu tấn. Trong chiến lược phát triển lâu dài, vùng này có ưu thế đặc biệt trong việc gia tăng sản xuất, đảm bảo bền vững an ninh lương thực quốc gia và ổn định xuất khẩu gạo. Trong nhiều năm qua và cả trong tương lai, nói đến xuất khẩu gạo trước tiên phải nói đến vùng ĐBSCL. 3.3. Vùng Đồng bằng sông Hồng Vùng Đồng bằng sông Hồng là vựa lúa lớn thứ hai của đất nước, Đồng bằng sông Hồng nằm ở hạ lưu sông Hồng và sông Thái Bình có tổng diện tích tự nhiên 1390735 ha, trong đó đất nông nghiệp 828068 ha chiếm 59.4% tổng diện tích. Đất lúa có 613094 ha chiếm 74% đất nông nghiệp, năm 2000 chiếm 20.3% sản lượng và 15.8% diện tích lúa cả nước. Như vậy, hai vựa lúa Đồng bằng sông Hồng và ĐBSCL chiếm gần 72% tổng sản lượng toàn quốc, năm vùng còn lại chỉ chiếm trên 28%. Trong những năm qua, sản lượng lúa vùng Đồng bằng sông Hồng từ mức 3.7 triệu tấn năm 1989 lên mức gần 6.6 triệu tấn năm 2000, tăng 78.4%. Độ phì nhiêu đất đai của 2 vùng tương đương nhau nhưng năng suất lúa của Đồng bằng sông Hồng cao hơn so với ĐBSCL , 3.4. Vùng Trung du miền núi phía Bắc Tuy đất đai tự nhiên rộng nhưng diện tích lúa thời gian qua không tăng nhiều và chỉ đạt mức 675.000 ha năm 1995 và 687.000 ha năm 2000. Vùng này có rất ít những cánh đồng phẳng rộng như hai vùng châu thổ trên, độ phì nhiêu thấp, năng suất thấp, nước tưới tiêu phụ thuộc vào thiên nhiên. Tuy nhiên, đây cũng là vùng lúa lớn thứ ba của nước ta, chiếm 9.4% sản lượng và gần 12% diện tích lúa cả nước. Từ năm 1989 đến năm 2000, sản lượng lúa tăng từ 1.79 triệu tấn lên 2.29 triệu tấn, tăng 27.8%. Sản lượng lúa vùng này góp phần vào việc gia tăng chung của cả nước. 3.5.Vùng khu Bốn cũ Vùng khu Bốn cũ được xếp là vùng lúa lớn thứ tư, chiếm 8.7% sản lượng và 9.1% diện tích lúa toàn quốc. Nét nổi bật là sản lượng những năm gần đây tăng tương đối đều, năng suất lúa cũng giữ được mức cao hơn vùng miền núi phía Bắc và Tây Nguyên. Sản lượng lúa từ mức 1.56 triệu tấn năm 1989 đã tăng lên 2.1 triệu tấn năm 1995, tăng 13.5% và năm 2000 là 2.822 triệu tấn. 3.6. Vùng Duyên hải Nam Trung Bộ Hiện chiếm 5.5% diện tích và 5.2% sản lượng lúa cả nước nhưng lại là vùng đứng ba về năng suất sau vùng ĐBSCL và Đồng bằng sông Hồng. Năng suất năm 2000 đạt 39.8 tạ/ha so với 55.3 tạ/ha ở ĐBSCL. 3.7. Vùng Đông Nam Bộ và Tây Nguyên Chiếm 9.2% và 7% sản lượng lương thực cả nước. Cả hai vùng này có diện tích lúa không đáng kể, Hơn nữa năng suất thấp nên gặp nhiều khó khăn trong việc gia tăng sản lượng lúa. Vùng này có tiềm năng phát triển cây công nghiệp như cà phê, cao su, tơ tằm.. IV. SẢN XUẤT LÚA THEO MÙA VỤ Để đánh giá việc sản xuất lúa theo mùa vụ ta nhìn vào bảng sau: Bảng 6 : Cơ cấu diện tích lúa theo thời vụ 1995 - 2000 Đơn vị: 1000 ha Trong đó Năm Tổng số Đông xuân Tỷ trọng Hè thu Tỷ trọng Mùa Tỷ trọng 1990 6042.8 2073.6 34.3 1215.7 20.1 2753.5 45.6 1995 6765.6 2421.3 35.8 1742.4 25.8 2601.9 38.5 2000 7654.9 3012.0 35.8 2292.5 20.1 2350.4 45.6 2000/1990 (lần) 1.5 1.9 0.9 Trong nhịp điệu tăng khá nhanh của của sản xuất lương thực có sự đóng góp của yếu tố thay đổi cơ cấu mùa vụ. Nếu so sánh năm1990 với năm 2000 thì diện tích lúa hè thu tăng nhanh nhất, tăng 1.9 lần sau đó đến vụ đông xuân, tăng 1.5 lần nhưng ngược lại vụ mùa lại giảm 0.9 lần. Năm 2000, vụ hè thu chiếm 20.1% diện tích, đông xuân chiếm 35.8% và mùa chiếm 45.6 %. Cần chú ý rằng , trước đây vụ hè thu mới chỉ là vụ làm thí điểm, đưa xen vào giữa hai vụ lúa chính với mức diện tích không đáng kể. Nhưng hiện nay, vụ lúa hè thu ngắn ngày đã nhanh chóng trở thành vụ lúa chủ yếu số 1 ở hầu hết các tỉnh phía Nam và vẫn đạt năng suất cao 39-41 tạ/ha. Vụ đông xuân chiếm vị trí thứ hai. Vụ mùa trước đây là vụ chính nhưng nay nó trở thành thứ yếu do năng suất kém. Sự thay đổi sâu sắc về cơ cấu mùa vụ là một trong những yếu tố quan trọng đảm bảo cho diện tích và sản lượng tăng vững chắc trong suốt những năm qua, đồng thời đóng vai trò quyết định để tăng tổng sản lượng trong cả nước. Thành tựu của chuyển đổi cơ cấu là kết quả nghiên cứu bền bỉ và sáng tạo của các nhà khoa học, là kết quả lao động một nắng hai sương của hàng triệu nông dân trong điều kiện lao động và đất đai nông nghiệp được giải phóng do chính sách đổi mới mang lại. Sản xất lúa của nước ta đạt được những thành tựu như trên trong những năm qua là nhờ có: Thứ nhất: sự nỗ lực của hàng triệu nông dân trong điều kiện đổi mới được Đảng khởi xướng từ nghị quyết 10. Toàn bộ ruộng đất và sức lao động được giải phóng cộng với những chính sách cởi mở đã tạo động lực mạnh mẽ thúc đẩy sản xuất tăng nhanh. Người nông dân thực sự làm chủ trên tất cả các khâu của quá trình sản xuất - tiêu thụ đảm bảo tiết kiệm và có hiệu quả nhất . Thứ hai: do biết ứng dụng những tiến bộ về khoa học - kỹ thuật trong sinh học, thuỷ lợi, phân bón.., đặc biệt trong việc áp dụng những thành tựu về sinh học như việc áp dụng những giống lúa năng suất cao vào sản xuất, làm chuyển dịch mạnh mẽ cơ cấu mùa vụ, đẩy mạnh thâm canh, tăng nhanh sản lượng. V. XUẤT KHẨU GẠO VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 1989 - 2000 5.1. đánh giá khái quát chung Kể từ năm 1989, Việt Nam từ một nước nông nghiệp thiếu đói phải nhập khẩu gạo thường xuyên đến năm 1997 đã vươn lên trở thành nước xuất khẩu gạo lớn thứ 2 trên thế giới chỉ sau Thái Lan. Trong 12 năm qua (1989-2000), xuất khẩu gạo của Việt Nam ước đạt 30.2 triệu tấn. Cần nói rõ , số liệu trên chưa kể phần xuất khẩu tiểu ngạch qua biên giới Campuchia và biên giới Tây Nam sang Lào, biên giới phía Bắc sang Trung Quốc. Ta có thể đánh giá con số trên qua một vài khía cạnh sau: Bảng 7: Số lượng và kim ngạch gạo xuất khẩu của nước ta (1989 - 2000) Năm Số lượng(triệu tấn) Kim ngạnh ( tr.USD) lượng % thay đổi k.ngạch % thay đổi 1990 1.6 13.95 310.4 -3.35 1991 1.3 -36.9 243.49 -22.46 1992 1.9 88.32 418.4 78.43 1993 1.7 -11.2 360.9 -13.26 1994 2 14.76 449.5 -23.86 1995 1.99 0.25 546.8 21.64 1996 3 52.92 868.27 58.79 1997 3,75 17.6 899 3.55 1998 3.73 4.34 1024.7 13.98 1999 4.55 21.98 1035.1 1.1 2000 3.476 -23.6 667 -35.56 Về thị phần xuất khẩu gạo: trung bình trong những năm qua, thị phần xuất khẩu gạo của Việt nam chiếm gần 13% tổng xuất khẩu gạo của thế giới. Năm 1997, chiếm 18.8% tổng xuất gạo thế giới. Về tỷ trọng trong tổng kim ngạch xuất khẩu của cả nước, riêng gạo xuất khẩu trong những năm qua chiếm trung bình 11- 12% tổng kim ngạch xuất khẩu của cả nước. Nếu xét cả quá trình từ năm 1989 đến nay, kim ngạch xuất khẩu gạo vẫn đứng vị trí thứ hai chỉ sau dầu thô. Nếu so với vốn tích luỹ từ việc thu hút đầu tư trực tiếp nước ngoài chúng ta thấy đến năm 1999 tổng số vốn đăng ký đạt 35.5 tỷ USD nhưng thực tế đưa vào hoạt động mới chỉ có 15.1 tỷ USD bằng 42.5% vốn đăng ký. Có được số vốn đó, chúng ta đã phải cố gắng rất nhiều trong 12 năm kể từ khi có luật đầu tư nước ngoài (1987). Trong khi đó xuất khẩu gạo trong 12 năm qua cũng đem về cho đất nước 7.7 tỷ USD. Tốc độ tăng trưởng của xuất khẩu gạo trong thời gian qua lớn hơn so với tốc độ tăng trưởng của sản xuất lúa trong nước, xuất khẩu tăng trung bình là 16.5%/năm về số lượng (gấp 3 lần sản xuất) và 21.7%/năm về giá trị (gấp 4 lần sản xuất). Nhưng qua những số liệu trên cho ta thấy kim ngạch nước ta tăng trưởng không đều. Kim ngạch phụ thuộc vào lượng xuất khẩu và giá xuất khẩu. Ta muốn xem xét xem lượng xuất khẩu của nước ta có phụ thuộc vào giá xuất khẩu và các yếu tố khác hay không . Kiểm định mô hình với 4 biến là: LXKVN, GIAXKVN, SXGTG và SXVN. Ta có kết quả sau: Dependent Variable: LXKVN Method: Least Squares Date: 01/15/02 Time: 18:14 Sample: 1 12 Included observations: 12 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GIAXKVN -0.003695 0.003393 -1.089074 0.3078 SXGTG -0.064976 0.017522 3.708224 0.0060 SXVN 0.243305 0.122656 -1.983641 0.0826 C -26.34006 6.258767 -4.208507 0.0030 R-squared 0.949679 Mean dependent var 2.532417 Adjusted R-squared 0.930809 S.D. dependent var 1.079611 S.E. of regression 0.283982 Akaike info criterion 0.581392 Sum squared resid 0.645168 Schwarz criterion 0.743028 Log likelihood 0.511648 F-statistic 50.32690 Durbin-Watson stat 2.118946 Prob(F-statistic) 0.000015 5.2. Đánh giá mô hình: Nhìn vào mô hình ta thấy d=2.11, với n=12 và k=3 thì du=1.579 và dl=0.861. Vậy ta có du <d< 4 - du , mô hình này không có hiện tượng tự tương quan. Dùng kiểm định White để kiểm định xem mô hình có hiện tượng phương sai của sai số thay đổi không. Ta có kết quả mô hình White như sau: White Heteroskedasticity Test: F-statistic 0.446621 Probability 0.837532 Obs*R-squared 8.013018 Probability 0.532835 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 01/16/02 Time: 18:57 Sample: 1 12 Included observations: 12 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 295.3782 693.8820 0.425689 0.7118 GIAXKVN 0.548548 0.715481 0.766683 0.5234 GIAXKVN^2 -1.52E-05 8.03E-05 -0.188819 0.8677 GIAXKVN*SXGTG -0.001459 0.001937 -0.753467 0.5298 GIAXKVN*SXVN 0.010705 0.014743 0.726132 0.5432 SXGTG -1.969965 3.955700 -0.498007 0.6678 SXGTG^2 0.003148 0.005675 0.554816 0.6348 SXGTG*SXVN -0.047353 0.082514 -0.573874 0.6240 SXVN 15.00511 28.61464 0.524386 0.6523 SXVN^2 0.175266 0.297414 0.589301 0.6154 R-squared 0.667751 Mean dependent var 0.053764 Adjusted R-squared -0.827367 S.D. dependent var 0.083297 S.E. of regression 0.112601 Akaikeinfo riterion -1.655020 Sum squared resid 0.025358 Schwarz criterion -1.250931 Log likelihood 19.93012 F-statistic 0.446621 Durbin-Watson stat 3.540604 Prob(F-statistic) 0.837532 Dựa vào mô hình có n=12. R2=0.678, nR2=8.136 giá trị 0.05(9)=18.3 như vậy trong mô hình này phương sai của sai số không thay đổi. Xem xét hiện tượng đa cộng tuyến ta dùng hồi qui phụ. Ta ước lượng biến giải thích GIAXKVN qua các biến giải thích còn lại cho ta kết quả Dependent Variable: GIAXKVN Method: Least Squares Date: 01/16/02 Time: 19:04 Sample: 1 12 Included observations: 12 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. SXVN -17.62283 10.52298 -1.674700 0.1283 SXGTG 2.769724 1.453148 1.906016 0.0890 C -858.4282 544.3295 -1.577038 0.1492 R-squared 0.360159 Mean dependent var 228.6000 Adjusted R-squared 0.217972 S.D. dependent var 31.55267 S.E. of regression 27.90277 Akaike info criterion 9.707647 Sum squared resid 7007.082 Schwarz criterion 9.828874 Log likelihood -55.24588 F-statistic 2.532992 Durbin-Watson stat 1.589958 Prob(F-statistic) 0.134068 Dựa vào mô hình hồi qui phụ trên ta có : Fi=4.2. F0.05(1,10)= 4.36 vậy Fi <F0.05(1,10) mô hình không có đa cộng tuyến. Kiểm định đồng liên kết bằng lược đồ tương quan cho phần dư e1 thu được từ mô hình ban đầu cho ta kết quả sau: Dựa vào lược đồ tương quan với khoảng tin cậy 95% thì tất cả các hệ số tương quan đều bằng không, kết luận là phần dư của mô hình này là một chuỗi dừng. Vì vậy mà đồng liên kết do đó không có hồi qui giả tạo. Để kiểm định xem việc chỉ định mô hình đúng hay chưa ta dùng kiểm định sai phân Plosser - Schwert - White.Việc kiểm định này nhằm đánh giá xem việc đưa các biến vào mô hình ban đầu có đúng không, kiểm định áp dụng cho chuỗi thời gian. Ta có kết quả như sau: Dependent Variable: LXKVN Method: Least Squares Date: 01/31/02 Time: 01:31 Sample: 1 12 Included observations: 12 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. SXVN -0.211729 0.161618 -1.310060 0.2315 Z1 0.012305 0.081481 0.151012 0.8842 SXGTG 0.057934 0.029450 1.967161 0.0899 TD -0.000811 0.003557 -0.228044 0.8261 C -23.83185 12.26888 -1.942463 0.0932 R-squared 0.944379 Mean dependent var 2.532417 Adjusted R-squared 0.912596 S.D. dependent var 1.079611 S.E. of regression 0.319178 Akaike info criterion 0.848201 Sum squared resid 0.713122 Schwarz criterion 1.050246 Log likelihood -0.089207 F-statistic 29.71307 Durbin-Watson stat 2.301998 Prob(F-statistic) 0.000175 Nhìn vào mô hình với mức ý nghĩa 10% ta thấy Pvalue của hai biến Z1, Z2 đều bằng không, như vậy ta chấp nhận giả thiết là mô hình chỉ định đúng. Với mức ý nghĩa 10% thì ta thấy giá xuất khẩu không ảnh hưởng tới lượng xuất khẩu của nước ta vậy nếu như ta định giảm lượng xuất khẩu để nâng giá lên nhằm tăng kim ngạch cưú vãn tình trạng kim ngạch giảm mạnh do giá giảm như năm 2001 sẽ là một biện pháp không có hiệu quả. Điều đó cho ta thấy việc xuất khẩu được nhiều về mặt lượng chưa hẳn là tín hiệu vui, xuất khẩu với giá cao đem lại nhiều lợi ích hơn, để tăng giá thì biện pháp giảm lượng như ta chứng minh ở trên rất ít tác dụng vậy chỉ còn cách nâng cao giá trị của hạt gạo bằng việc trồng các giống lúa đặc sản. Hiện nay nhà nước đã có qui hoạch vùng lúa chất lượng cao. Nếu ta xét về mặt lý thuyết thì việc giảm lượng gạo xuất khẩu ngay là không thể được bởi vì do hệ thống dự trữ, bảo quản của nước ta còn rất yếu kém nên không thể mua gạo của nông dân khi giá xuất khẩu giảm. Còn nếu các công ty xuất khẩu gạo mà mua lượng hạn chế nhằm nâng giá xuất khẩu thì dẫn đến giá gạo trong nước giảm mạnh do người dân đặc biệt là người nông dân ĐBSCL buộc phải bán gạo đi để trang trải chi phí cuộc sống hàng ngày bởi vì lúa gạo là nguồn thu lớn đối với họ và họ không có khả năng tự dự trữ do điều kiện thời tiết (lũ lụt) và điều kiện kinh tế. Điều đó làm cho đời sống của người nông dân sẽ trở lên vô cùng khó khăn và gây lên hậu quả lớn cho xã hội. Cũng với mức ý nghĩa 10% ta thấy cả hai biến còn lại trong mô hình đều có ý nghĩa. Vậy mô hình có dạng: LUONGXK = - 0.0649SXGTG + 0.24 SXVN +C Trong mô hình này với các điều kiện khác kh