Các yếu tố ảnh hưởng đến cầu nhập khẩu thủy sản của Nhật Bản từ thị trường Việt Nam

TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KH&CN, TẬP 17, SỐ Q3-2014 
Trang 117 
CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN CẦU NHẬP KHẨU THỦY SẢN CỦA NHẬT BẢN TỪ THỊ 
TRƯỜNG VIỆT NAM 
CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN CẦU NHẬP KHẨU THỦY SẢN CỦA NHẬT BẢN TỪ THỊ 
TRƯỜNG VIỆT NAM 
Mai Thị Cẩm Tú 
Trường Đại học Kinh tế - Luật – ĐHQG TP.HCM - tumtc@uel.edu.vn 
(Bài nhận ngày 27 tháng 10 năm 2014, hoàn chỉnh sửa chữa ngày 08 tháng 12 năm 2014) 
TÓM TẮT 
Nhật Bản là quốc gia nhập khẩu thủy sản hàng đầu thế giới trong suốt những năm 1980 đến 
năm 2012. Năm 2013, Nhật Bản là thị trường nhập khẩu thủy sản đứng thứ hai trên thế giới (sau Mỹ) 
với giá trị nhập khẩu là 15,3 tỷ USD, chiếm gần 12% tổng giá trị nhập khẩu của thế giới. Nhật Bản luôn 
được xem là thị trường quan trọng của các nước xuất khẩu thủy sản trên thế giới, đặc biệt là các nước 
Châu Á (trong đó có Việt Nam). Việc tìm hiểu và đánh giá mức độ tác động của các yếu tố ảnh hưởng 
đến lượng cầu nhập khẩu thủy sản của Nhật Bản từ Việt Nam có ý nghĩa quan trọng, giúp cho Việt Nam 
dự báo được xu hướng nhập khẩu thủy sản của Nhật Bản trong thời gian tới, từ đó Việt Nam sẽ chủ 
động nguồn cung xuất khẩu để đáp ứng tốt nhu cầu nhập khẩu thủy sản của Nhật Bản và đồng thời 
mang về nguồn ngoại tệ cho quốc gia. Tác giả giới hạn ở hai nhóm mặt hàng đó là cá và tôm. Bằng số 
liệu thứ cấp từ năm 1988 – 2013, tác giả sử dụng phương pháp phân tích đồng liên kết của Engle –
Granger để đo lường các mối quan hệ dài hạn giữa các biến và mô hình điều chỉnh sai số ECM (Error 
Correction Model) để đo lường mối quan hệ ngắn hạn giữa các biến. Kết quả nghiên cứu cho thấy các 
yếu tố ảnh hưởng đến lượng cầu nhập khẩu thủy sản của Nhật Bản từ thị trường Việt Nam có sự khác 
nhau giữa mặt hàng cá và tôm. Các yếu tố ảnh hưởng đến cầu nhập khẩu mặt hàng cá đó là: khối lượng 
đánh bắt cá của Nhật Bản; tỷ lệ giá nhập khẩu cá của Nhật Bản từ Việt Nam chia cho giá nhập khẩu cá 
bình quân từ các đối thủ cạnh tranh của Việt Nam trên thị trường Nhật Bản; tỷ giá hối đoái thực giữa 
JPY/VNĐ. Các yếu tố ảnh hưởng đến cầu nhập khẩu mặt hàng tôm đó là: khối lượng nuôi tôm của Nhật 
Bản; tỷ giá hối đoái thực giữa JPY/VNĐ; hiệp định đối tác thương mại Việt Nam – Nhật Bản. 
Từ khóa: xuất khẩu, thủy sản, cầu nhập khẩu. 
ABTRACT 
Japan was the largest aquaculture importer during the period of 1980-2012 and the second largest 
in 2013 (after the United States) with an import volume of 15.3 billion USD, accounting for about 12% 
total world’s import volume. Japan has always been an important market to aquaculture exporters, 
especially Asian countries including Vietnam. The research and evaluation of factors affecting Japan’s 
import demand for Vietnamese aquaculture is of importance. This helps to forecast the import demand 
for Vietnamese aquaculture of Japan, thereby enhancing the activeness of Vietnam in the provision of 
aquaculture source of supply to better meet Japan’s demand and increasing the foreign currency flow. 
This research is confined in two products, namely shrimp and fish. Using secondary data from 1988 to 
Science & Technology Development, Vol 17, No.Q3 -2014 
Trang 118 
2013, the author utilized Engle – Granger cointegration approach to measure the long-term 
relationship and error correction model (ECM) to measure the short-term relationship between 
variables. Results indicate that factors affecting Japan’s aquaculture demand for Vietnamese shrimp 
and fish are different. In particular, factors determining the import demand for fish are fishing volume 
of Japan, the ratio of Vietnamese fish’s export price to Japan to that of Vietnam’s competitors and the 
real JPY/VND exchange rate. On the other hand, factors influencing the import demand for shrimp are 
Japan’s shrimp production volume, the real JPY/VND exchange rate and the Vietnam – Japan 
Economic Partnership Agreement. 
Key words: export, aquaculture, import demand. 
1. Giới thiệu 
Nhật Bản là một trong những quốc gia xuất 
nhập khẩu thủy sản lớn của thế giới và là một 
trong những thị trường xuất khẩu thủy sản quan 
trọng của Việt Nam. Năm 2013, giá trị nhập 
khẩu thủy sản của Nhật Bản từ Việt Nam là 
89.479,76 triệu Yên, tăng 23% so với năm 
2012 về giá trị nhập khẩu. Tuy nhiên, thị phần 
về các mặt hàng thủy sản của Việt Nam trên thị 
trường Nhật Bản còn khá khiêm tốn. Năm 
2013, thị phần về các mặt hàng thủy sản nói 
chung của Việt Nam trên thị trường Nhật Bản 
chiếm tỷ lệ khoảng 6,1%; đối với các mặt hàng 
cá chiếm khoảng 10%, và các mặt hàng tôm 
chiếm khoảng 21%. 
Mục tiêu của tác giả là đo lường mức độ tác 
động của các yếu tố ảnh hưởng đến nhu cầu 
nhập khẩu thủy sản của Nhật Bản từ thị trường 
Việt Nam. Tác giả giới hạn ở hai nhóm mặt 
hàng, đó là: mặt hàng cá và mặt hàng tôm. 
2. Cơ sở lý thuyết 
Quốc gia A sẽ nhập khẩu hàng hóa khi nhu 
cầu hàng hóa đó trong nước lớn hơn nguồn 
cung trong nước. Khối lượng nhập khẩu hàng 
hóa của quốc gia A phụ thuộc vào sự biến động 
giữa lượng cung và lượng cầu trong nước tại 
các mức giá hàng hóa đó trên thị trường thế 
giới. là tổng cầu nhập khẩu hàng hóa của 
quốc gia A từ thế giới. là lượng cầu nhập 
khẩu hàng hóa từ các quốc gia khác (trừ quốc 
gia B) của quốc gia A. Lượng cầu nhập khẩu 
hàng hóa của quốc gia A từ quốc gia B 
 , 
là độ co giãn của cầu nhập khẩu 
theo giá của quốc gia A từ thị trường thế giới. 
 là độ co giãn của cầu nhập khẩu theo giá của 
quốc gia A từ quốc gia B. độ co giãn của 
cầu nhập khẩu theo giá của quốc gia A từ các 
quốc gia khác (trừ quốc gia B). Độ co giãn của 
cầu nhập khẩu theo giá của quốc gia A từ quốc 
gia B được biểu diễn như sau: 
 (1) 
Như vậy, độ co giãn của cầu nhập khẩu theo 
giá của quốc gia A từ quốc gia B quan hệ tỷ lệ 
nghịch với khối lượng nhập khẩu hàng hóa của 
quốc gia A từ quốc gia B và quan hệ tỷ lệ thuận 
với độ co giãn của cầu nhập khẩu theo giá của 
quốc gia A từ thị trường thế giới và độ co giãn 
của cầu nhập khẩu theo giá của quốc gia A từ 
các nước khác (trừ quốc gia B). Mô hình (1) 
khó ước lượng được vì khó biết được và . 
Bằng các công trình nghiên cứu thực nghiệm 
của Khan (1978, 1985), Bond (1985), 
Gunawardana and Karn (1998, 2002) về cầu 
nhập khẩu hàng hóa của quốc gia A từ quốc gia 
B, lượng cầu nhập khẩu hàng hóa của quốc gia 
A từ quốc gia B được biểu diễn lại như sau: 
(2) 
: Lượng cầu nhập khẩu hàng hóa của 
quốc gia A từ quốc gia B; PX: Giá hàng hóa 
nhập khẩu của quốc gia A từ quốc gia B; PXW: 
giá hàng hóa nhập khẩu bình quân của quốc gia 
TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KH&CN, TẬP 17, SỐ Q3-2014 
Trang 119 
A từ các nước trên thế giới (trừ quốc gia B); 
YW: mức thu nhập của nước nhập khẩu A. Dấu 
kỳ vọng β1 0. Lượng cầu nhập khẩu 
của quốc gia A từ quốc gia B có quan hệ tỷ lệ 
nghịch với tỷ lệ giữa giá nhập khẩu từ quốc gia 
B và giá nhập khẩu bình quân từ các quốc gia 
khác (trừ quốc gia B); quan hệ tỷ lệ thuận với 
mức thu nhập của quốc gia A. 
3. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu 
Nghiên cứu sử dụng số liệu thứ cấp theo 
năm từ 1988 - 2013. Dữ liệu nghiên cứu được 
thu thập từ Cục Hải quan Nhật Bản, Niêm giám 
thống kê Việt Nam, Ngân hàng thế giới, Bộ 
Nông nghiệp, Lâm nghiệp và Thủy sản Nhật 
Bản, Ngân hàng thế giới. 
Để đo lường tác động của các yếu tố ảnh 
hưởng đến nhu cầu nhập khẩu thủy của Nhật 
Bản từ thị trường Việt Nam, trên cơ sở kế thừa 
các yếu tố ở mô hình (2) đó là: mức thu nhập 
của nước nhập khẩu và tỷ lệ giá nhập khẩu, tác 
giả giả định có 3 yếu tố mới có ảnh hưởng đến 
cầu nhập khẩu đó là: khối lượng sản xuất thủy 
sản của Nhật Bản; tỷ giá hối đoái thực 
JPY/VNĐ và hiệp định đối tác thương mại Việt 
Nam – Nhật Bản (VJEPA). 
Mô hình nghiên cứu và các giả thuyết 
nghiên cứu như sau. 
Biến phụ thuộc. Khối lượng thủy sản nhập 
khẩu của Nhật Bản từ Việt Nam. Ký hiệu QVJ. 
Các biến độc lập và các giả thuyết nghiên 
cứu. 
+ Giả thuyết 1: Tỷ lệ giữa giá nhập khẩu 
thủy sản của Nhật Bản từ Việt Nam chia cho 
giá nhập khẩu thủy sản bình quân từ các đối 
thủ cạnh tranh của Việt Nam trên thị trường 
Nhật Bản (sau đây gọi tắt là tỷ lệ giá nhập 
khẩu). Tỷ lệ giá nhập khẩu tác động âm lên cầu 
nhập khẩu thủy sản của Nhật Bản từ Việt Nam. 
Ký hiệu là P. 
+ Giả thuyết 2: Mức thu nhập bình quân đầu 
người của người Nhật Bản tác động dương lên 
cầu nhập khẩu thủy sản của Nhật Bản từ Việt 
Nam. Ký hiệu là INCJ. 
+ Giả thuyết 3: Tỷ giá hối đoái thực 
JPY/VNĐ tác động dương lên cầu nhập khẩu 
thủy sản của Nhật Bản từ Việt Nam. Ký hiệu là 
REX. 
+ Giả thuyết 4: Khối lượng sản xuất thủy 
sản của Nhật Bản tác động âm cầu nhập khẩu 
thủy sản của Nhật Bản từ Việt Nam. Ký hiệu là 
QJ. 
+ Giải thuyết 5: Hiệp định đối tác kinh tế 
Việt Nam – Nhật Bản (VJEPA) có thể tác động 
âm hoặc có thể tác động dương lên cầu nhập 
khẩu thủy sản của Nhật Bản từ Việt Nam. Ký 
hiệu là VJEPA. 
Mô hình nghiên cứu được biểu diễn dưới 
dạng công thức sau: 
 (3) 
QVJt : là khối lượng thủy sản nhập khẩu của 
Nhật Bản từ thị trường Việt Nam thời điểm t; 
(tấn) 
Pt : là tỷ lệ giữa giá nhập khẩu thủy sản từ Việt 
Nam chia cho giá bình quân của các đối thủ 
cạnh tranh của Việt Nam trên thị trường Nhật 
Bản tại thời điểm t; 
INCJt : mức thu nhập bình quân đầu người của 
Nhật Bản tại thời điểm t; (USD) 
REXt : tỷ giá hối đoái thực giữa JPY/VNĐ tại 
thời điểm t; 
QJt : khối lượng sản xuất thủy sản của Nhật 
Bản tại thời điểm t; (tấn) 
VJEPA : hiệp định đối tác kinh tế Việt Nam – 
Nhật Bản; VJEPA là biến giả nhận giá trị 0 từ 
năm 1988 đến 2008, và nhận giá trị 1 từ 2009 
đến năm 2013 
Science &Technology Development, Vol 17, No.Q3-2014 
Trang 120 
εt : phần nhiễu trắng. 
Dấu kỳ vọng: β1 , β4 0 ; β5 > < 0. 
Mô hình (3) này được dùng để đo lường tác 
động của các yếu tố ảnh hưởng đến nhu cầu 
nhập khẩu mặt hàng cá và tôm của Nhật Bản từ 
thị trường Việt Nam. 
Phương pháp được sử dụng là nghiên cứu 
định lượng. Bước 1, tác giả kiểm định tính 
dừng của chuỗi dữ liệu bằng phương pháp 
kiểm định ADF (Augmented Dickey – Fuller); 
xác định bậc tích hợp giữa các biến; Bước 2, 
kiểm định đồng tích hợp (Cointegrated Test) 
bằng phương pháp Johansen Cointegrated Test 
để xem xét có tồn tại mối tương quan trong dài 
hạn giữa các biến đang nghiên cứu; đo lường 
mối quan hệ dài hạn giữa các biến và mô hình 
điều chỉnh sai số ECM (Error Correction 
Model) để đo lường mối quan hệ ngắn hạn giữa 
các biến. 
4. Kết quả nghiên cứu 
4.1. Kiểm định tính dừng và bậc tích 
hợp
Bảng 1a: Kết quả kiểm định tính dừng và bậc tích hợp của các biến (đối với mặt hàng cá) 
Biến ADF test statistic 
at level 
ADF test statistic 
at 
first difference 
Bậc tích hợp Ghi chú 
LQVJ -0.558813 -5.161016 *** I(1) ***, **, * có ý 
nghĩa thống kê ở 
mức 1%, 5% và 
10%. 
LQJ -3.834199** -5.590970*** I(0) 
LREX -3.567901** -3.578413** I(0) 
LINCJ -3.232049 -3.410299* I(1) 
LP -3.663714** -7.341071*** I(0) 
Nguồn: tác giả tính toán từ Eview 7.0 
Từ kết quả bảng 1a, chuỗi dữ liệu ban đầu (ở 
mức level) chỉ có biến LQJ, LREX và LP dừng 
ở mức ý nghĩa 5%, các biến còn lại không 
dừng. Ở mức sai phân bậc 1 (first difference) 
tất cả các biến đều dừng. 
Bảng 1b: Kết quả kiểm định tính dừng và bậc tích hợp của các biến (đối với mặt hàng tôm) 
Biến ADF test statistic 
at level 
ADF test statistic 
at 
first difference 
Bậc tích hợp Ghi chú 
LQVJ -1.624456 -6.613558*** I(1) ***, **, * có ý 
nghĩa thống kê 
ở mức 1%, 5% 
và 10%. 
LQJ -2.327672 -4.241779** I(1) 
LREX -3.567901** -3.578413** I(0) 
LINCJ -3.232049 -3.410299* I(1) 
LP -0.965650 -5.104773** I(1) 
Nguồn: tác giả tính toán từ Eview 7.0 
Từ kết quả bảng 1b, chuỗi dữ liệu ban đầu (ở 
mức level) chỉ có biến LREX dừng ở mức ý 
nghĩa 5%. Ở mức sai phân bậc 1 (first difference), 
tất cả các biến đều dừng. 
TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KH&CN, TẬP 17, SỐ Q3-2014 
Trang 121 
4.2. Kiểm định đồng tích hợp 
Bảng 2a: Kết quả kiểm định đồng liên kết 
Johansen Cointegration Test (đối với mặt hàng cá) 
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) 
 Hypothesized Trace 0.05 
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic 
Critical 
Value Prob.** 
 None * 0.954520 174.6207 95.75366 0.0000 
At most 1 * 0.858180 100.4491 69.81889 0.0000 
At most 2 * 0.685408 53.57228 47.85613 0.0132 
At most 3 0.551807 25.81681 29.79707 0.1343 
At most 4 0.198421 6.556075 15.49471 0.6298 
At most 5 0.050669 1.247940 3.841466 0.2639 
 Trace test indicates 3 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level 
 * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level 
 **MacKinnon - Haug - Michelis (1999) p-values 
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) 
 Hypothesized Max-Eigen 0.05 
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic 
Critical 
Value Prob.** 
 None * 0.954520 74.17160 40.07757 0.0000 
At most 1 * 0.858180 46.87679 33.87687 0.0008 
At most 2 * 0.685408 27.75547 27.58434 0.0475 
At most 3 0.551807 19.26073 21.13162 0.0895 
At most 4 0.198421 5.308135 14.26460 0.7025 
At most 5 0.050669 1.247940 3.841466 0.2639 
 Max-eigenvalue test indicates 3 cointegrating eqn(s) at the 
0.05 level 
 * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level 
 **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values 
Bảng 2b: Kết quả kiểm định đồng liên kết 
Johansen Cointegration Test (đối với mặt hàng tôm) 
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) 
 Hypothesized Trace 0.05 
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic 
Critical 
Value Prob.** 
 None * 0.880810 147.7366 95.75366 0.0000 
At most 1 * 0.834900 96.68773 69.81889 0.0001 
At most 2 * 0.685010 53.45880 47.85613 0.0136 
At most 3 0.546718 25.73363 29.79707 0.1369 
At most 4 0.240580 6.743864 15.49471 0.6076 
At most 5 0.005778 0.139065 3.841466 0.7092 
 Trace test indicates 3 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level 
 * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level 
 **MacKinnon - Haug - Michelis (1999) p-values 
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) 
 Hypothesized Max-Eigen 0.05 
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic 
Critical 
Value Prob.** 
 None * 0.880810 51.04884 40.07757 0.0020 
At most 1 * 0.834900 43.22893 33.87687 0.0029 
At most 2 * 0.685010 27.72517 27.58434 0.0480 
At most 3 0.546718 18.98976 21.13162 0.0971 
At most 4 0.240580 6.604799 14.26460 0.5369 
At most 5 0.005778 0.139065 3.841466 0.7092 
 Max-eigenvalue test indicates 3 cointegrating eqn(s) at the 0.05 
level 
 * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level 
 **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values 
Science &Technology Development, Vol 17, No.Q4-2014 
Trang 122 
Từ kết quả trong bảng 2a và 2b, cả hai kiểm 
định mà Johansen và Juselius (1990) đưa ra là 
kiểm định vết ma trận (trace) và kiểm định giá 
trị riêng cực đại của ma trận (Max-Eigenvalue) 
đều khẳng định tồn tại ít nhất ba vectơ đồng 
tích hợp ở mức ý nghĩa 5%. Điều này chứng 
minh rằng có mối quan hệ dài hạn mạnh (đồng 
tích hợp) giữa các biến nghiên cứu. 
4.3. Mô hình hồi quy đồng tích hợp 
4.3.1. Đối với mặt hàng cá 
Từ kết quả hồi quy ban đầu theo mô hình 
(3), tác giả lần lượt loại bỏ các biến không có ý 
nghĩa thống kê và mô hình hồi quy đồng tích 
hợp tối ưu và các kiểm định chuẩn đoán mô 
hình như sau: 
Bảng 3a: Kết quả ước lượng mô hình hồi quy tích hợp (đối với mặt hàng cá) 
Dependent Variable: LQVJ 
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
 LQJ -4.507472 1.931374 -2.333817 0.0291 
LP -4.233298 0.978015 -4.328460 0.0003 
LREX 0.808223 0.288280 2.803604 0.0104 
C 70.22145 27.06896 2.594169 0.0166 
 R-squared 0.666558 Adjusted R-squared 0.621089 
Các kết quả kiểm định chuẩn đoán mô hình 
Kiểm định phân phối chuẩn Jarque-Bera = 1.634200 Prob =0.441711 
Kiểm định tự tương quan Breush – Godfrey LM Chi square = 0.966820 Prob =0.3452 
Kiểm định phương sai thay đổi – Heteroskedasticity Chi square = 0.7635 Prob =0.346 
Nguồn: tác giả tính toán từ Eview 7.0 
R-squared = 0.666557, cho biết mô hình giải 
thích được 66,65% sự phụ thuộc của khối 
lượng nhập khẩu cá của Nhật Bản từ Việt Nam 
vào các yếu tố như: khối lượng đánh bắt cá của 
Nhật Bản; tỷ lệ giữa giá nhập khẩu từ Việt 
Nam và giá nhập khẩu từ các đối thủ cạnh 
tranh và tỷ giá hối đoái thực giữa Nhật Bản và 
Việt Nam. 
Trước hết, biến LQJ = -4.507472, có ý nghĩa 
thống kê ở mức dưới 5%, phù hợp với giả 
thuyết 4, cho thấy khối lượng đánh bắt cá của 
Nhật Bản tăng sẽ làm lượng cung cá trong 
nước tăng và cầu nhập khẩu cá giảm và ngược 
lại. Với các yếu tố khác không đổi, khối lượng 
đánh bắt cá của Nhật Bản tăng một tấn thì khối 
lượng nhập khẩu cá của Nhật Bản từ Việt Nam 
giảm đi 4,507472 tấn. 
Kế tiếp, biến LP = -4.233298, có ý nghĩa 
thống kê ở mức 0%, phù hợp với giả thuyết 1, 
cho thấy tỷ lệ giữa giá nhập khẩu cá từ Việt 
Nam chia cho giá nhập khẩu của các đối thủ 
Việt Nam trên thị trường Nhật Bản tăng (nghĩa 
là giá nhập khẩu cá của Việt Nam cao hơn giá 
nhập khẩu của các đối thủ cạnh tranh) thì khối 
lượng nhập khẩu cá của Nhật Bản từ Việt Nam 
giảm và ngược lại. Với các yếu tố khác không 
TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KH&CN, TẬP 17, SỐ Q3-2014 
Trang 123 
đổi, tỷ lệ giữa giá nhập khẩu cá từ Việt Nam 
chia cho giá nhập khẩu từ các đối thủ của Việt 
Nam trên thị trường Nhật Bản tăng một lần thì 
khối lượng nhập khẩu cá của Nhật Bản từ Việt 
Nam giảm 4,233298 tấn. 
Cuối cùng, biến LREX = 0.808223, có ý 
nghĩa thống kê ở mức 1%, phù hợp với giả 
thuyết 3, cho thấy tỷ giá hối đoái thực giữa 
JPY/VNĐ tăng thì khối lượng nhập khẩu cá 
của Nhật Bản từ Việt Nam tăng và ngược lại. 
Với các yếu tố khác không đổi, tỷ giá hối đoái 
thực giữa JPY/VNĐ tăng một đồng thì khối 
lượng nhập khẩu cá của Nhật Bản từ Việt Nam 
tăng 0,808223 tấn. 
Như vậy, trong dài hạn, các yếu tố ảnh 
hưởng đến khối lượng nhập khẩu cá của Nhật 
Bản từ Việt Nam đó là: khối lượng đánh bắt cá 
của Nhật Bản; tỷ lệ giữa giá nhập khẩu cá từ 
Việt Nam chia cho giá nhập khẩu của các đối 
thủ Việt Nam trên thị trường Nhật Bản. 
4.3.2. Đối với mặt hàng tôm 
Sau khi loại bỏ các biến không có ý nghĩa 
thống kê từ kết quả ước lượng mô hình hồi quy 
đồng tích hợp ban đầu, mô hình hồi quy đồng 
tích hợp tối ưu và các kiểm định chuẩn đoán 
mô hình như sau: 
Bảng 3b: Kết quả ước lượng mô hình hồi quy tích hợp (đối với mặt hàng tôm) 
Dependent Variable: LQVJ 
 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
 LREX 0.141197 0.053108 2.658686 0.0143 
LQJ -0.905725 0.104911 -8.633292 0.0000 
VJEPA -0.352503 0.091919 -3.834917 0.0009 
C 19.72028 1.271692 15.50712 0.0000 
 R-squared 0.838034 Adjusted R-squared 0.815948 
 Các kết quả kiểm định chuẩn đoán mô hình 
Kiểm định phân phối chuẩn Jarque-Bera = 1.944816 Prob = 0.37811 
Kiểm định tự tương quan Breush – Godfrey LM Chi square = 0.6165 Prob = 0.6844 
Kiểm định phương sai thay đổi - Heteroskedasticity Chi square = 0.4190 Prob = 0.4902 
Nguồn: tác giả tính toán từ Eview 7.0 
. 
Science &Technology Development, Vol 17, No.Q4-2014 
Trang 124 
R-squared = 0.815948, cho biết mô hình giải 
thích được 81,15% sự phụ thuộc của khối 
lượng nhập khẩu tôm của Nhật Bản từ Việt 
Nam vào các yếu tố như: khối lượng nuôi tôm 
của Nhật Bản; hiệp định đối tác kinh tế Việt 
Nam – Nhật Bản và tỷ giá hối đoái thực giữa 
Nhật Bản và Việt Nam. 
Trước hết, biến LQJ = -0.905725, có ý nghĩa 
thống kê ở mức 0%, phù hợp với giả thuyết 4, 
cho thấy khối lượng nuôi tôm của Nhật Bản 
tăng sẽ làm lượng cung tôm trong nước tăng và 
cầu nhập khẩu tôm giảm và ngược lại. Với các 
yếu tố khác không đổi, khối lượng nuôi tôm 
của Nhật Bản tăng một tấn thì khối lượng nhập 
khẩu tôm của Nhật Bản từ Việt Nam giảm đi 
0,905725tấn. 
Kế tiếp, biến VJEPA = -0.352503, có ý 
nghĩa thống kê ở mức 0%, phù hợp với giả 
thuyết 5, cho thấy hiệp định đối tác thương mại 
Việt Nam - Nhật Bản làm giảm khối lượng 
nhập khẩu tôm của Nhật Bản từ Việt Nam. 
Điều này có thể dễ dàng nhận thấy, do những 
ràng buộc về các quy định an toàn thực phẩm, 
quy định nhãn mác và quy trình nhập khẩu theo 
VJEPA quá khắc nghiệt và khó cho các doanh 
nghiệp Việt Nam trong giai đoạn đầu khi áp 
dụng VJEPA. Với các yếu tố khác không đổi, 
khi hiệp định đối tác thương mại Việt Nam – 
Nhật Bản có hiệu lực thì khối lượng nhập khẩu 
tôm của Nhật Bản từ Việt Nam giảm 0,352503 
tấn/năm. 
Cuối cùng, biến LREX = 0.141197, có ý 
nghĩa thống kê ở mức dưới 5%, phù hợp với 
giả thuyết 3, cho thấy tỷ giá hối đoái thực giữa 
JPY/VNĐ tăng thì khối lượng nhập khẩu tôm 
của Nhật Bản từ Việt Nam tăng và ngược lại. 
Với các yếu tố khác không đổi, tỷ giá hối đoái 
thực giữa JPY/VNĐ tăng một đồng thì khối 
lượng nhập khẩu tôm của Nhật Bản từ Việt 
Nam tăng 0,141197 tấn. 
Như vậy, trong dài hạn, các yếu tố ảnh 
hưởng đến khối lượng nhập khẩu tôm của Nhật 
Bản từ Việt Nam đó là: khối lượng nuôi tôm 
của Nhật Bản; hiệp định đối tác kinh tế Việt 
Nam – Nhật Bản và tỷ giá hối đoái thực giữa 
JPY/VNĐ. 
4.4. Phân tích cân bằng ngắn hạn - Mô 
hình ECM 
4.4.1. Đối với mặt hàng cá 
Bảng 4a: Kết quả ước lượng mô hình hiệu chỉnh sai số (đối với mặt hàng cá) 
Dependent Variable: DLQVJ 
 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
 DLREX -0.034407 0.118874 -0.289439 0.7752 
DLQJ -5.09E-07 3.45E-07 -1.472466 0.1565 
DLP -0.694955 0.313982 -2.213358 0.0387 
ECT(-1) -0.091768 0.046431 -1.976413 0.0621 
C -0.478835 0.421376 -1.136361 0.2692 
 R-squared 0.446978 Adjusted R-squared 0.336373 
TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KH&CN, TẬP 17, SỐ Q4-2014 
Trang 125 
Các kết quả kiểm định chuẩn đoán mô hình 
Kiểm định phân phối chuẩn Jarque-Bera = 2.8559837 Prob =0.239328 
Kiểm định tự tương quan Breush -
Godfrey LM Chi square = 0.2457 
Prob =0.2376 
Kiểm định phương sai thay đổi – 
Heteroskedasticity Chi square = 0.9333 
Prob =0.9914 
Nguồn: tác giả tính toán từ Eview 7.0Trong ngắn hạn, kết quả nghiên cứu cho thấy các hệ số hồi quy có 
ý nghĩa thống kê ở mức 5% được chọn là DLP và ECT(-1) có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. 
DLP: với mức ý nghĩa 5%, biến thiên của tỷ 
lệ giữa giá nhập khẩu cá của Nhật Bản từ Việt 
Nam chia cho giá nhập khẩu cá của các đối thủ 
cạnh tranh của Việt Nam trên thị trường Nhật 
Bản có quan hệ ngược chiều với biến thiên của 
khối lượng nhập khẩu cá của Nhật Bản từ Việt 
Nam. Biến thiên của tỷ lệ giữa giá nhập khẩu 
cá của Nhật Bản từ Việt Nam chia cho giá nhập 
khẩu cá của các đối thủ cạnh tranh của Việt 
Nam trên thị trường Nhật Bản tăng 1% thì biến 
thiên khối lượng nhập khẩu cá của Nhật Bản từ 
Việt Nam giảm 0.69%. 
ECT(-1) = -0.091768: có nghĩa là giá trị 
biến thiên của khối lượng nhập khẩu cá của 
Nhật Bản từ Việt Nam bị khử đi khoảng 
0,091768; đây cũng là mức chênh lệch giữa 
biến thiên ngắn hạn và dài hạn. ECT(-1) âm 
cũng cho thấy sự điều chỉnh khối lượng nhập 
khẩu cá của Nhật Bản từ Việt Nam là do hệ số 
này điều chỉnh sai số. 
Như vậy, trong ngắn hạn, khối lượng nhập 
khẩu cá của Nhật Bản từ Việt Nam sẽ bị tác 
động bởi xu hướng biến động của khối lượng 
nhập khẩu cá của Nhật Bản từ Việt Nam năm 
trước đó và tỷ lệ giữa giá nhập khẩu cá của 
Nhật Bản từ Việt Nam chia cho giá nhập khẩu 
cá của các đối thủ cạnh tranh của Việt Nam 
trên thị trường Nhật Bản. 
4.4.2. Đối với mặt hàng tôm 
Bảng 4b: Kết quả ước lượng mô hình hiệu chỉnh sai số (đối với mặt hàng tôm) 
Dependent Variable: DLQVJ 
 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
 DLREX 0.058823 0.067413 0.872570 0.3933 
DLQJ -1.646773 0.646329 -2.547886 0.0192 
ECT(-1) -0.669028 0.193956 -3.449374 0.0025 
VJEPA -0.082369 0.062297 -1.322201 0.2010 
C -0.030089 0.042488 -0.708171 0.4870 
 R-squared 0.502454 Adjusted R-squared 0.402944 
Science &Technology Development, Vol 17, No.Q4-2014 
Trang 126 
Các kết quả kiểm định chuẩn đoán mô hình 
Kiểm định phân phối chuẩn Jarque-Bera = 1.344742 Prob = 0.510497 
Kiểm định tự tương quan Breush - 
Godfrey LM Chi square = 0.5645 
Prob = 0.6561 
Kiểm định phương sai thay đổi – 
Heteroskedasticity Chi square = 0.4837 Prob = 0.6131 
Nguồn: tác giả tính toán từ Eview 7.0 
Trong ngắn hạn, kết quả nghiên cứu cho 
thấy các hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê ở 
mức 5% được chọn là DLQJ và ECT(-1) có ý 
nghĩa thống kê ở mức 1%. 
DLQJ: với mức ý nghĩa 5%, biến thiên của 
khối lượng nuôi tôm của Nhật Bản có quan hệ 
ngược chiều với biến thiên của khối lượng 
nhập khẩu tôm của Nhật Bản từ Việt Nam. 
Biến thiên của khối lượng nuôi tôm của Nhật 
Bản tăng 1% thì biến thiên khối lượng nhập 
khẩu tôm của Nhật Bản từ Việt Nam giảm 
1.64%. 
ECT(-1) = -0.669028: có nghĩa là giá trị 
biến thiên của khối lượng nhập khẩu tôm của 
Nhật Bản từ Việt Nam bị khử đi khoảng 
0,669028; đây cũng là mức chênh lệch giữa 
biến thiên ngắn hạn và dài hạn. ECT(-1) âm 
cũng cho thấy sự điều chỉnh khối lượng nhập 
khẩu tôm của Nhật Bản từ Việt Nam là do hệ 
số này điều chỉnh sai số. 
Như vậy, trong ngắn hạn, khối lượng nhập 
khẩu tôm của Nhật Bản từ Việt Nam sẽ bị tác 
động bởi xu hướng biến động của khối lượng 
nhập khẩu tôm của Nhật Bản từ Việt Nam năm 
trước đó và khối lượng nuôi tôm của Nhật Bản. 
5. Kết luận 
Nhật Bản là một trong ba thị trường xuất 
khẩu thủy sản chủ lực của Việt Nam. Tìm hiểu 
các yếu tố ảnh hưởng đến cầu nhập khẩu thủy 
sản của Nhật Bản từ thị trường Việt Nam là cần 
thiết, góp phần dự báo được nhu cầu nhập khẩu 
thủy sản của Nhật Bản trong những năm tới và 
giúp Việt Nam chủ động được nguồn cung xuất 
khẩu thủy sản nhằm đáp ứng tốt nhất nhu cầu 
nhập khẩu thủy sản của Nhật Bản và góp phần 
phát triển xuất khẩu thủy sản Việt Nam. Bằng 
phương pháp định lượng với các số liệu thống 
kê thứ cấp từ năm 1988-2013, tác giả đã đo 
lường được mức độ tác động của các yếu tố 
ảnh hưởng đến nhu cầu nhập khẩu cá và tôm 
của Nhật Bản từ thị trường Việt Nam trong dài 
hạn và ngắn hạn 
Đối với mặt hàng cá 
- Khối lượng đánh bắt cá của Nhật Bản tác 
động âm lên khối lượng nhập khẩu cá của Nhật 
Bản từ Việt Nam trong dài hạn (-4,507472). 
- Tỷ lệ giữa giá nhập khẩu cá của Nhật Bản từ 
Việt Nam chia cho giá nhập khẩu cá của các 
đối thủ cạnh tranh của Việt Nam trên thị trường 
Nhật Bản có tác động âm lên khối lượng nhập 
khẩu cá của Nhật Bản từ Việt Nam cả trong dài 
hạn (-4,233298) và ngắn hạn (-0,694955). 
- Tỷ giá hối đoái thực giữa JPY/VNĐ tác động 
dương lên khối lượng nhập khẩu cá của Nhật 
Bản từ Việt Nam trong dài hạn (0,808223). 
- Khoảng 9,1% sai biệt giữa giá trị thực tế và 
giá trị dài hạn của khối lượng nhập khẩu cá của 
Nhật Bản từ Việt Nam được loại trừ sau mỗi 
năm. 
TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KH&CN, TẬP 17, SỐ Q4-2014 
Trang 127 
Đối với mặt hàng tôm 
- Khối lượng nuôi tôm của Nhật Bản tác động 
âm lên khối lượng nhập khẩu tôm của Nhật 
Bản từ Việt Nam trong dài hạn (-0,905725) và 
ngắn hạn (-1,646773). 
- Tỷ giá hối đoái thực giữa JPY/VNĐ tác động 
dương lên khối lượng nhập khẩu tôm của Nhật 
Bản từ Việt Nam trong dài hạn (0,141197). 
- Hiệp định đối tác thương mại Việt Nam - 
Nhật Bản tác động âm lên khối lượng nhập 
khẩu tôm của Nhật Bản từ Việt Nam trong dài 
hạn (-0,352503). 
- Khoảng 66% sai biệt giữa giá trị thực tế và 
giá trị dài hạn của khối lượng nhập khẩu tôm 
của Nhật Bản từ Việt Nam được loại trừ sau 
mỗi năm. 
TÀI LIỆU THAM KHẢO 
[1]. Arize, A. C. and Afifi, R. 1987, An 
Econometrics Examination of Import 
Demand Function in Thirty Developing 
Countries, Journal of Post Keynesian, 
Economics, vol. 9, no. 4, pp. 601-616. 
[2]. Arize, A. C. and Walker, J. 1992, A 
Reexamination of Japan’s Aggregate 
ImportDemand Function: An Application 
of the Engle and Granger Two-Step 
Procedure, International Economic 
Journal, vol. 6, no. 2, pp. 41-55. 
[3]. Bond, M. 1985, Export Demand and 
Supply for Groups of Non-Oil Developing 
Countries, IMF Staff Paper, vol. 32, pp. 
56-77. 
[4]. Goldstein, M. and Khan, M. S. 1978, The 
Supply and Demand for Exports: A 
Simultaneous Approach, Review of 
Economics and Statistics, vol. 60, no. 2, 
pp. 275-286. 
[5]. Goldstein, M. and Khan, M. S. 1985, 
Income and Price Effects in Foreign 
Trade, in R. W. Jones and P. B. Kenen 
(eds.), Handbook of International 
Economics, volume 2: International 
Monetary Economics and Finance, 
Elsevier ScienceB.V., Amsterdam, pp. 
1041-1105. 
[6]. Gunawardana, P. J. and Karn, P. Ch. 1998, 
Supply of and Demand for Australia’s 
Pharmaceutical Exports, Working Paper 
No. 7/98, Department of Applied 
Economics,Victoria University, 
Melbourne, Australia. 
[7]. Gunawardana, P. J. and Vojvodic, M. 
2002, Exchange Rate Volatility and Export 
Supply Response: Australia’s Agricultural, 
Mineral, and Manufacturing Sectors, Paper 
presented in the 31st Australian 
Conference of Economists, Adelaide. 
[8]. Gunawardana, P. J., Kidane, H. and 
Kulendran, N. 1995, Export Supply 
Response of the Australian Citrus Industry, 
Australian Journal of Agricultural 
Economics, vol. 39, no. 3, pp. 247-262. 
[9]. Nguyễn Trọng Hoài, Phùng Thanh Bình, 
Nguyễn Khánh Duy, 2009, Dự báo và 
phân tích dữ liệu trong kinh tế và tài chính, 
Nhà xuất bản Thống kê. 
[10]. Paul R.Krugman, Maurice Obstfeld, Marc 
Melitz (2011), International Economics 
theory and policy, Addison Wesley. 
Science &Technology Development, Vol 17, No.Q4-2014 
Trang 128 
[11]. Richard Baldwin, Charles Wyplosz 
(2012),The Economics of European 
Integration, McGraw Hill Companies. 
[12]. Tổng cục thống kê (2004), Số liệu thống 
kê Việt Nam thế kỷ XX, Nhà xuất bản thống 
kê. 
[13]. Tổng cục thống kê (2006), Niêm giám 
thống kê năm 2005, Nhà xuất bản thống kê. 
[14]. Tổng cục thống kê (2011), Niêm giám 
thống kê năm 2010, Nhà xuất bản thống kê. 
[15]. Tổng cục thống kê (2014), Niêm giám 
thống kê năm 2013, Nhà xuất bản thống kê. 
[16]. Các website: 
- Tổng cục thống kê Việt Nam: 
www.gso.gov.vn 
- Hải quan Nhật Bản: www.customs.gov.jp 
- Bộ Nông nghiệp, lâm nghiệp và thủy sản 
Nhật Bản: www.maff.go.jp 
- Ngân hàng thế giới: 
www.data.worldbank.org