Tác động của cộng đồng kinh tế ASEAN đến thương mại hàng hóa của Việt Nam: tiếp cận từ mô hình trọng lực

Tóm tắt:

Nghiên cứu đánh giá tác động của Cộng đồng Kinh tế ASEAN (AEC) đối với dòng thương mại song phương của Việt Nam và 14 đối tác chiến lược trong giai đoạn 1990 - 2024. Bằng việc ứng dụng mô hình trọng lực cấu trúc (Structural Gravity Model) và phương pháp ước lượng Bình phương tối thiểu giả tối đa Poisson (PPML) theo định hướng của Yotov và cộng sự (2016), nghiên cứu đã kiểm soát triệt để sức cản đa phương thông qua bộ hiệu ứng cố định đa chiều (Pair và Time Fixed Effects). Điểm mới của nghiên cứu là việc bổ sung biến kiểm soát các Hiệp định thương mại tự do (FTA) thế hệ mới (CPTPP, EVFTA, RCEP) để bóc tách các tác động chồng lấn. Kết quả thực nghiệm cho thấy hệ số của AEC mang dấu âm (-0,7667) và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, khẳng định hiện tượng “chuyển hướng thương mại” và “xói mòn ưu đãi” đang diễn ra. Kết quả này vẫn duy trì tính vững chắc ngay cả khi kiểm soát tác động tiêu cực từ các FTA ngoài khối. Trên cơ sở đó, nghiên cứu đề xuất Việt Nam cần định vị lại ASEAN thành trung tâm cung ứng nguyên liệu trong chuỗi giá trị toàn cầu và thực thi chiến lược “cộng hưởng FTA” để tối ưu hóa lợi ích từ hội nhập sâu rộng.

Từ khóa: AEC, mô hình trọng lực cấu trúc, thương mại quốc tế, Việt Nam, chuyển hướng thương mại, hội nhập ASEAN.

1. Đặt vấn đề

Hội nhập kinh tế quốc tế là chủ trương lớn của Việt Nam được định hình từ khi Việt Nam thực hiện cải cách mở cửa vào đầu thập niên 1990. Việc gia nhập ASEAN (tháng 7/1995) đã đánh dấu bước đầu tiên trên tiến trình hội nhập kinh tế quốc tế của Việt Nam. Một cột mốc quan trong là việc Việt Nam tham gia Cộng đồng Kinh tế ASEAN (AEC) năm 2015. AEC được kỳ vọng tạo ra một thị trường đơn nhất và cơ sở sản xuất chung, thúc đẩy tự do lưu chuyển hàng hóa và dịch vụ. Ngoài những kỳ vọng về tăng trưởng, phân tích tác động của AEC đối với nền kinh tế chuyển đổi như Việt Nam sẽ đóng góp thêm về mặt lý thuyết và thực tiễn.

Ở khía cạnh lý thuyết, câu hỏi được đặt ra là liệu AEC có tạo ra hiệu ứng “tạo lập thương mại” (trade creation) hay gây ra hiệu ứng “chuyển hướng thương mại” (trade diversion)? Đây là câu hỏi cơ bản xuất phát từ nghiên cứu tiên phong của nhà kinh tế học Jacob Viner (1892-1970) đưa ra vào năm 1950 khi nghiên cứu tác động của khu vực thương mại và liên minh thuế quan. Ở khía cạnh thực nghiệm, cùng với sự phát triển của các công cụ phân tích định lượng, tiêu biểu là mô hình trọng lực (gravity model) để kiểm định lý thuyết của J.Viner đối với hai tác động đối với phúc lợi của một quốc gia thành viên trong hình thức hội nhập khu vực.

Hiện nay, các nghiên cứu đối với tác động của hiệp định thương mại khu vực đối với Việt Nam từng bước gia tăng số lượng và chất lượng. Nhằm góp phần đánh giá tác động của hội nhập khu vực ASEAN thông qua cung cấp thêm vào các công trình nghiên cứu về tác động hội nhập khu vực đối với hoạt động thương mại quốc tế của Việt Nam, nghiên cứu này cung câp thêm các bằng chứng thực nghiệm về đánh giá tác động tổng thể của hội nhập khu vực ASEAN đối với Việt Nam trong lĩnh vực thương mại hàng hóa. Đồng thời, với sự tham gia của Việt Nam vào các Hiệp định thương mại thế hệ mới như CPTPP, EVFTA, RCEP, hiện tượng chuyển hướng thương mại không chỉ dừng lại ở việc thay đổi quy mô trao đổi thương mại giữa Việt Nam và ASEAN mà còn xuất hiện hiện tượng “xói mòn ưu đãi thương mại” (Trade preference erosison). Vì vậy, cần có nghiên cứu mới để trả lời câu hỏi: Liệu việc tham gia các Hiệp định thương mại thế hệ mới của Việt Nam có làm thay đổi bản chất của hiện tượng “chuyển hướng thương mại” trong nội khối của ASEAN hay không?

Để trả lời câu hỏi này, việc sử dụng các mô hình định lượng để đánh giá tác động của AEC dựa trên số liệu thực nghiệm là rất cần thiết. Bài viết sử dụng mô hình trọng lực mở rộng với bộ dữ liệu giai đoạn 1990-2024 để lượng hóa các tác động này. Từ đó, cung cấp bằng chứng thực nghiệm nhằm đề xuất ra các hàm ý chính sách nhằm điều chỉnh chính sách thương mại quốc tế của Việt Nam phù hợp với tiến trình hội nhập sâu rộng của Việt Nam.

2. Tổng quan nghiên cứu

Phần này tập trung phân tích các nghiên cứu về tác động của hội nhập khu vực đối với thương mại quốc tế về mặt lý thuyết và tổng quan các kết quả nghiên cứu thực chứng đối với hội nhập ASEAN theo mẫu nghiên cứu, giai đoạn nghiên cứu, phương pháp và kết quả.

2.1. Tổng quan lý thuyết về tác động của hội nhập khu vực và mô hình trọng lực

Lý thuyết hội nhập kinh tế quốc tế được đặt nền móng từ công trình nghiên cứu của J.Viner (1950). Khác với các nhà kinh tế học cổ điển trước đó (cho rằng việc giảm thuế đều làm gia tăng phúc lợi), Viner chỉ ra, hội nhập khu vực mang lại hai hiệu ứng trái chiều:

Tạo lập thương mại (Trade creation): Xảy ra khi một nước thành viên tăng nhập khẩu từ các nước trong khối có chi phí sản xuất thấp hơn (mang lại tác động tích cực).

Chuyển hướng thương mại (Trade diversion): Xảy ra khi quốc gia thành viên thay thế việc nhập khẩu chi phí thấp từ nước ngoài khối bằng hàng hóa có chi phí cao hơn từ nước trong khối do ưu đãi thuế quan (mang lại tác động tiêu cực).

Phúc lợi ròng của một quốc gia khi hội nhập phụ thuộc vào tổng mức chênh lệch giữa 2 tác động này. Từ đó, hình thành thuật ngữa “bất định Viner” (Viner ambiguity) nghĩa là chúng ta không thể khẳng định trước về mặt lý thuyết liệu việc gia nhập một khối kinh tế (như AEC) sẽ làm tăng hay giảm phúc lợi chung của quốc gia đó.

Mô hình trọng lực ban đầu được Tinbergen (1962) đề xuất dựa trên sự tương đồng với định luật vạn vật hấp dẫn của Newton, cho rằng dòng thương mại song phương tỷ lệ thuận với quy mô kinh tế và tỷ lệ nghịch với khoảng cách địa lý. Tuy nhiên, trong suốt nhiều thập kỷ, mô hình này bị chỉ trích là thiếu nền tảng lý thuyết vi mô (micro-foundations) vững chắc và thường xuyên gặp phải hiện tượng sai số do bỏ sót biến.

Bước ngoặt lý thuyết quan trọng xảy ra khi Anderson (1979) và đặc biệt là Anderson và Van Wincoop (2003) thiết lập khung phân tích “Trọng lực cấu trúc” (Structural Gravity). Điểm cốt lõi của bước tiến này là việc đưa vào khái niệm Sức cản đa phương (Multilateral Resistance Terms - MRTs). Theo đó, quy mô thương mại giữa quốc gia và không chỉ phụ thuộc vào các rào cản song phương giữa hai nước, mà còn phụ thuộc vào rào cản của từng nước với tất cả các đối tác khác trên thế giới. Nếu bỏ qua MRTs, các ước lượng về tác động chính sách thương mại sẽ bị chệch nghiêm trọng [LTA1] .

Tiếp nối các nghiên cứu này, Yotov và cộng sự (2016) đã chuẩn hóa khung phân tích trọng lực cấu trúc hiện đại, nhấn mạnh vào việc sử dụng các bộ hiệu ứng cố định đa chiều (High-dimensional Fixed Effects) để bóc tách triệt để MRTs. Khung phân tích này mang lại ba ưu thế học thuật quyết định:

Xử lý tính nội sinh: Việc sử dụng hiệu ứng cố định cặp ( Pair Fixed Effec) cho phép hấp thụ toàn bộ các chi phí thương mại song phương không quan sát được và bất biến theo thời gian (như khoảng cách, ngôn ngữ, lịch sử), từ đó giải quyết triệt để hiện tượng nội sinh của các biến chính sách như AEC hay các FTA thế hệ mới.

Kiểm soát biến động thời gian: Hiệu ứng cố định quốc gia - thời gian (Exporter/Importer Year Fixed Effect) giúp kiểm soát hoàn toàn các cú sốc vĩ mô, quy mô kinh tế và đặc biệt là sức cản đa phương thay đổi theo thời gian của từng quốc gia [LTA2] .

Phù hợp với đặc tính dữ liệu thương mại: Việc kết hợp khung cấu trúc với phương pháp ước lượng PPML giúp xử lý các quan sát có giá trị bằng 0 và hiện tượng sai số thay đổi (heteroskedasticity) trong dữ liệu thương mại quốc tế.

Việc thiết lập khung phân tích dựa trên lý thuyết trọng lực cấu trúc không chỉ giúp nghiên cứu tiệm cận với các chuẩn mực thực chứng hiện đại mà còn cho phép xác định chính xác tác động thuần túy của AEC trong bối cảnh Việt Nam đang đứng trước sự chồng lấn của các hiệp định thương mại tự do thế hệ mới. Đây chính là cơ sở khoa học để đánh giá liệu AEC đóng vai trò là “bàn đạp” hay đang bị “xói mòn” bởi các cam kết đến từ các Hiệp định thương mại tự do thế hệ mới mà Việt Nam đang tham gia.

2.2. Tổng quan về khu vực ASEAN và Cộng đồng kinh tế ASEAN

Được thành lập ngày 08/8/1967, ASEAN bắt đầu với 5 quốc gia sáng lập, tới năm 1999, đã kết nạp 10 thành viên (Việt Nam gia nhập ngày 28/7/1995). Trải qua hơn 50 năm, ASEAN đã vươn lên trở thành một trung tâm thương mại và đầu tư hàng đầu thế giới với quy mô kinh tế lớn thứ 5 trên thế giới.

Tháng 10/2003, các nước nhất trí mục tiêu hình thành Cộng đồng ASEAN với 3 trụ cột (An ninh, Kinh tế, Văn hóa - Xã hội). Đến năm 2007, Hiến chương ASEAN được ký kết nhằm đẩy nhanh tiến trình liên kết, đưa mục tiêu hình thành Cộng đồng hoàn tất vào năm 2015. Cộng đồng Kinh tế ASEAN (AEC) là một trụ cột trọng tâm nhằm tạo ra thị trường chung và cơ sở sản xuất thống nhất. Dựa trên Kế hoạch tổng thể (AEC Blueprint) năm 2007, AEC được xây dựng trên 4 trụ cột cốt lõi:

(i) Thị trường đơn nhất và cơ sở sản xuất chung: Tự do lưu chuyển hàng hóa, dịch vụ, đầu tư, vốn và lao động có tay nghề.

(ii) Khu vực kinh tế cạnh tranh cao: Tập trung vào chính sách cạnh tranh, bảo vệ quyền sở hữu trí tuệ và người tiêu dùng.

(iii) Phát triển kinh tế bình đẳng: Thu hẹp khoảng cách phát triển giữa các thành viên.

(iv) Hội nhập đầy đủ vào kinh tế toàn cầu: Thông qua mạng lưới sản xuất và các Hiệp định thương mại tự do (FTA).

2.3. Tổng quan các kết quả nghiên cứu thực nghiệm về hội nhập ASEAN

Theo lý thuyết của (Viner, 1950), tác động của hội nhập kinh tế khu vực thường được biểu thị qua hiệu ứng “tạo lập thương mại” (trade creation) và “chuyển hướng thương mại” (trade diversion). Do hai hiệu ứng này xảy ra đồng thời nên chưa thể kết luận được phúc lợi ròng của khu vực thương mại tự do/liên minh thuế quan là có lợi hay bất lợi. Vì vậy, cần phải thực hiện đánh giá thực nghiệm theo bối cảnh cụ thể (cam kết thuế, danh mục hàng hoá tham gia miễn giảm thuế, thời điểm thực hiện mức độ cạnh tranh, chi phí tuân thủ…). Dưới góc độ thời gian, tác động của ASEAN/AFTA/AEC thông qua các bằng chứng thực nghiệm cho thấy rằng mức độ và tính chất tác động của hội nhập ASEAN đối với thương mại của các quốc gia thành viên không mang tính tĩnh mà có sự biến thiên rõ rệt qua từng giai đoạn phát triển và mức độ cam kết.

Trong giai đoạn trước và đầu AFTA (khoảng 1976–1999), kết quả “tạo lập thương mại” có xuất hiện nhưng ở mức độ khiêm tốn. (Fukase, E., & Martin, W., 1999) dùng mô hình Cân bằng tổng thể khả tính (CGE) để lượng hóa tác động việc Việt Nam gia nhập AFTA và kết luận rằng hiệu ứng tĩnh trong trường hợp nền kinh tế Việt Nam là tương đối nhỏ. Nguyên nhân quan trọng là một số mặt hàng bị loại trừ còn ít nên làm giảm tác động tạo lập, và do xuất phát điểm xuất khẩu của Việt Nam vào ASEAN còn nhỏ nên lợi ích từ mở cửa thị trường đối tác cũng hạn chế. Đồng thời, (Fukase, E., & Martin, W., 1999), do việc “phân biệt đối xử” của tự do hóa nội khối có thể làm chuyển hướng nhập khẩu của Việt Nam khỏi các đối tác ngoài ASEAN, gây ra chi phí do chuyển hướng thương mại. Đây có thể coi là nghiên cứu thực nghiệm giải thích về chuyển hướng thương mại trong trường hợp hội nhập thương mại khu vực không đi kèm tự do hóa rộng hơn theo nguyên tắc MFN trong khuôn khổ WTO.

Đa số các nghiên cứu đều đi đến thống nhất rằng các cam kết hội nhập ban đầu chưa tạo ra những cú hích thực sự mạnh mẽ cho thương mại nội khối. Ở giai đoạn đầu AFTA, một số bằng chứng cho thấy hội nhập ASEAN có thể thúc đẩy thương mại nội khối nhưng phụ thuộc mạnh vào giai đoạn. Nghiên cứu của (Soloaga, I., & Winters, L. A., 2001) đối với giai đoạn 1980-1996 chỉ ra rằng việc ký kết hiệp định thương mại tự do trong khu vực ASEAN có biểu hiện gia tăng hệ số hồi quy, nhưng không có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa thời kỳ trước và sau khi ký kết AFTA. Tương tự, (Elliott, R. J. R., & Ikemoto, K., 2004) khi phân tích bộ dữ liệu giai đoạn 1983-1999 cũng khẳng định AFTA không có tác động đáng kể đối với việc tạo lập thương mại; thay vào đó, dòng thương mại nội khối trong thời kỳ này lại bị chi phối và thúc đẩy bởi các cú sốc ngoại sinh như cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á. Thêm nữa, (Nguyen, 2009) cho thấy tư cách thành viên ASEAN không làm tăng đáng kể thương mại song phương trong giai đoạn 1976–1996; tuy nhiên, khi loại trừ yếu tố tái xuất (re-export) thì thương mại song phương tăng khoảng 52% trong giai đoạn cuối thập niên 1990, phản ánh khả năng hiệu ứng hội nhập xuất hiện rõ hơn khi tự do hóa “đủ sâu” hoặc điều kiện khu vực thay đổi.

Trong giai đoạn củng cố AFTA và mở rộng hội nhập (từ những năm 2000 đến trước 2015): Khi lộ trình dỡ bỏ thuế quan đi vào chiều sâu, tác động của hội nhập khu vực dần trở nên tích cực và định hình rõ nét hơn. Nghiên cứu của Nguyễn Trung Kiên (2009) cho giai đoạn 1988-2002 cung cấp bằng chứng định lượng khi kết luận rằng các nước thành viên AFTA có mức trao đổi thương mại cao hơn tới 87% so với mức tiềm năng cơ sở. Việc tham gia AFTA không chỉ tạo điều kiện thuận lợi cho trao đổi nội khối mà còn đóng vai trò là bệ phóng thúc đẩy giao thương với các đối tác ngoại khối lớn như EU hay NAFTA. Mặc dù vậy, mức độ hưởng lợi có sự phân hóa đáng kể; theo (Okabe, M., & Urata, S., 2014), tác động tạo lập thương mại ở các quốc gia thành viên mới gia nhập thường thấp hơn so với các thành viên sáng lập đã có nền tảng hội nhập từ trước.

Giai đoạn hướng tới và vận hành Cộng đồng Kinh tế ASEAN - AEC (từ 2015): Sự ra đời của AEC với tham vọng xây dựng một thị trường đơn nhất và cơ sở sản xuất chung đã mang lại những thay đổi mang tính cấu trúc. (Itakura, 2014), thông qua việc vận dụng mô hình CGE tổng thể, đã chứng minh rằng việc dỡ bỏ rào cản thuế quan, rào cản phi thuế quan và cải thiện năng lực logistics trong khuôn khổ AEC thúc đẩy mạnh mẽ không chỉ thương mại hàng hóa mà còn mở rộng sang cả thương mại dịch vụ. Đối với trường hợp của Việt Nam, (Nguyễn, A. T., Vũ, T. H., Vũ, V. T., & Lê, T. T. X., 2015) sử dụng mô hình trọng lực để xác nhận rằng quá trình hội nhập AEC đã có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê tới cả kim ngạch xuất khẩu và nhập khẩu.

Đa số các bằng chứng thực nghiệm đều đi đến kết luận rằng ASEAN/AFTA đã tương đối thành công trong việc tạo ra các dòng thương mại mới, từ đó gia tăng phúc lợi chung. (Okabe, M., & Urata, S., 2014) xác nhận việc giảm thuế trong khuôn khổ AFTA đã đem lại tác động tạo lập thương mại nội khối tích cực cho các nhóm sản phẩm được lựa chọn. Đặc biệt, nghiên cứu của (Đỗ, B. K., 2014) cung cấp các con số định lượng ấn tượng: việc triển khai AFTA làm gia tăng 34% thương mại nội khối, tăng 34% xuất khẩu ngoại khối và giảm 16% nhập khẩu ngoại khối, qua đó minh chứng rõ rệt cho sự tồn tại của hiện tượng tạo lập thương mại. Tại Việt Nam, (Từ, T. A., & Đào, N. T., 2008) phát hiện việc tham gia ASEAN có tác động dương tới mức độ tập trung xuất khẩu sang các nước trong khối, củng cố thêm luận điểm về hiệu ứng tạo lập.

Trên cơ sở xem xét các công trình thực chứng cho thấy, các nghiên cứu về thương mại nội khối ASEAN bằng mô hình trọng lực thường chia làm hai xu hướng. Xu hướng thứ nhất (đại diện bởi các nghiên cứu trước 2018) thường tìm thấy tác động tạo lập thương mại tích cực của ASEAN, nhưng phương pháp chủ yếu dừng ở OLS hoặc FEM tuyến tính, vi phạm nghiêm trọng giả định về sức cản đa phương theo lý thuyết của Anderson và van Wincoop (2003). Xu hướng thứ hai bắt đầu xuất hiện các kết quả thực nghiệm về hiện tượng suy giảm thương mại nội khối, nhưng lại thiếu các khung phân tích cấu trúc để chứng minh.

Từ đó, nghiên cứu này xác định hai khoảng trống học thuật cần lấp đầy: (1) Về mặt phương pháp, cần một nghiên cứu ứng dụng ước lượng Bình phương tối thiểu giả tối đa Poisson (PPML) với cấu trúc hiệu ứng cố định đa chiều (High-dimensional Fixed Effects) để xử lý dứt điểm tính nội sinh. (2) Về mặt thực nghiệm, chưa có nghiên cứu nào bóc tách định lượng tác động của biến chính sách AEC ra khỏi các "cú sốc" từ các FTA thế hệ mới (CPTPP, EVFTA, RCEP) đối với dòng thương mại song phương của Việt Nam và (3) Sử dụng mô hình trọng lực PPML có kiểm soát nhóm 5 đối tác lớn nhất ngoài ASEAN (Hoa Kỳ, EU, Trung Quốc, Nhật Bản, Hàn Quốc) làm nhóm đối chứng. Cách tiếp cận này cho phép lượng hóa chính xác hiệu ứng xói mòn ưu đãi và khuynh hướng chuyển dịch thương mại của Việt Nam dưới tác động của AEC.

3. Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu

3.1. Mô hình nghiên cứu

Mô hình nghiên cứu được đề xuất theo 2 hướng: mô hình chuẩn tắc và mô hình mở rộng. Mô hình chuẩn tắc được thể hiện như sau:

Ln T_ij = β₀+ β₁*ln(GDP_it)+ β₂*ln(GDPjt)+ β₃*ln(D_ij) + ε_ij (1)

Trong đó:

i= Việt nam

j= 1,2,3,…14 (số đối tác thương mại được sử dụng trong nghiên cứu gồm 9 nước ASEAN và 5 đối tác thương mại quan trọng của Việt Nam là Liên minh châu Âu, Hoa Kỳ, Trung Quốc, Nhật Bản và Hàn Quốc ).

t = 1990, 1991, 1992, … ,2024

T_ij: quy mô thương mại song phương tính theo giá thực tế giữa Việt nam và quốc gia j tại thời điểm năm t.

GPP_it: GDP theo giá thực tế của Việt Nam tại năm t.

GDP_jt: GDP theo giá thực tế của quốc gia j tại thời điểm năm t.

D_ij : khoảng cách giữa thủ đô Hà Nội và thủ đô của nước đối tác j. Trong trường hợp của Liên minh châu Âu, khoảng cách được tính bằng khoảng cách giữa thủ đô Hà Nội tới Brussel nơi đặt các cơ quan quan trọng nhất của EU.

ε_ijt: phần dư mô hình.

Trên cơ sở phương trình chuẩn tắc của mô hình trọng lực (gravity model), để đánh giá tác động của tạo lập và chuyển hướng thương mại đối với hoạt động thương mại quốc tế của Việt Nam, mô hình được đề xuất sử dụng dưới dạng mô hình mở rộng.

lnT_ij=β₀+ β₁*ln(GDP_it)+ β₂*ln(GDPjt)+ β₃*ln(D_ij)+β₄*REALEXCHANGE+β₅*BORDER+ β₆*ASEAN + β₇*AEC + β₈*JOINASEAN + ε_ijt (2)

Trong đó:

i: Việt Nam.

j= 1,2,3,…14 (số lượng các nước thành viên ASEAN có trao đổi thương mại với Việt Nam và 5 nước đối tác thương mại lớn là Hoa Kỳ, EU, Nhật Bản, Trung Quốc và Hàn Quốc).

t= 1990, 1991, 1992, … ,2024.

Các biến T_ij, GPP_it, GDP_jt và D_ij tương tự như trong mô hình (1).

REALEXCHANGE: Tỷ giá hối đoái thực giữa Việt Nam và nước đối tác

Biến giả BORDER nhận giá trị: BORDER=1 nếu quốc gia j có biên giới với Việt Nam và nhận giá trị 0 trong trường hợp quốc gia j không có đường biên giới với Việt Nam.

Biến giả ASEAN: ASEAN=1 nếu quốc gia j là thành viên của ASEAN, nhận giá trị 0 trong trường hợp quốc gia j không phải là thành viên ASEAN.

Biến giả AEC: AEC là biến giả (dummy variable) đại diện cho việc thành lập Cộng đồng Kinh tế ASEAN, nhận giá trị bằng 1 cho các năm từ 2015 trở đi (t> 2015), và nhận giá trị bằng 0 cho các năm trước 2015 (t <2015). Đây là cơ sở đo lường tạo lập và chuyển hướng thương mại của Việt Nam khi tham gia AEC.

Biến giả JOINASEAN: Biến giả JOINASEAN=1 nếu thời gian t quốc gia j là thành viên của ASEAN và nhận giá trị 0 nếu thời gian t quốc gia j chưa phải là thành viên ASEAN.

ε_ijt: phần dư mô hình.

Nghiên cứu áp dụng mô hình trọng lực cấu trúc (Structural Gravity Model) dưới dạng hàm mũ và sử dụng phương pháp ước lượng Bình phương tối thiểu giả tối đa Poisson (PPML) để đánh giá tác động của AEC. Mô hình mở rộng được đề xuất như sau:

Trong đó:

Biến giả Other_FTAs: Biến giả kiểm soát tác động của các Hiệp định thương mại tự do (FTA) thế hệ mới ngoài khối ASEAN mà Việt Nam đồng thời tham gia với các đối tác trong mẫu nghiên cứu (bao gồm CPTPP từ năm 2019, EVFTA từ năm 2020 và RCEP từ năm 2022).

Trong nghiên cứu này, chuỗi số liệu về giá trị thương mại hàng năm được lấy từ cơ sở dữ liệu International Trade in Goods (by partner country) (IMTS) của Quỹ Tiền tệ quốc tế (IMF). Số liệu được tính theo giá USD hiện hành sẽ được chuyển sang giá trị thực tế căn cứ vào chỉ số điều chỉnh GDP của Hoa Kỳ theo cơ sở dữ liệu Chỉ số phát triển thế giới (WDI) của Ngân hàng thế giới.

Khoảng cách dựa vào nguồn dữ liệu GeoDist của Trung tâm Nghiên cứu Dự báo và Thông tin Quốc tế (của Pháp) CEPII.

Số liệu về tỷ giá hối đoái danh nghĩa và số liệu chỉ số tiêu dùng CPI được lấy từ cơ sở dữ liệu International Financial Statistics (IFS) của Quỹ Tiền tệ quốc tế IMF.

3.2. Mô tả dữ liệu và thực trạng thương mại giữa Việt Nam và ASEAN

Nghiên cứu sử dụng mảng dữ liệu (Panel Data) bao gồm 9 nước ASEAN và 5 đối tác thương mại của Việt Nam trong giai đoạn 35 năm liên tục từ năm 1990 đến năm 2024. Chi tiết về của các biến đưa vào mô hình được tổng hợp tại Bảng 1.

Bảng 1. Thống kê mô tả các biến số trong mô hình (1990 - 2024)

Biến số	Ký hiệu	Số quan sát	Trung bình (Mean)	Trung vị (Median)	Độ lệch chuẩn	Giá trị nhỏ nhất	Giá trị lớn nhất
Kim ngạch thương mại song phương (log)	ln_trade	490	7.449	8.017	2.74	-1	12.073
GDP quốc gia đối tác (log)	ln_gdp_p	490	12.717	12.709	2.525	7.914	16.932
GDP Việt Nam (log)	ln_gdp_vn	490	11.873	11.916	0.647	10.716	12.913
Khoảng cách địa lý (log)	ln_dist	490	7.62	7.372	0.887	6.28	9.526
Tỷ giá thực song phương (log)	ln_rer	411	5.974	544.11	3.389	-0.010	10.381

Nguồn: Tính toán của tác giả bằng phần mềm Stata

Từ các thống kê mô tả và các mô hình thương mại được trình bày ở trên, có thể rút ra một số thực trạng về thương mại hàng hóa giữa Việt Nam và các nước thành viên ASEAN để làm cơ sở cho các phân tích tiếp theo.

Kể từ khi Đổi mới, xuất nhập khẩu đã trở thành động lực tăng trưởng mũi nhọn của Việt Nam. Trong 3 thập kỷ (1990-2020), kim ngạch xuất, nhập khẩu tăng trưởng vô cùng ấn tượng (bình quân 17,57%/năm và 16,83%/năm), vượt xa tốc độ tăng GDP (7%). Trong đó, ASEAN luôn là thị trường trọng điểm từ khi Việt Nam gia nhập (1995): (Biểu đồ 1)

Về quy mô và tỷ trọng: Trước năm 2000, xuất khẩu sang ASEAN chiếm khoảng 20% tổng kim ngạch. Mặc dù giá trị xuất khẩu tuyệt đối vẫn liên tục tăng, nhưng xét về tỷ trọng thì đang có xu hướng giảm dần, chỉ còn 8,2% vào năm 2020. Sự sụt giảm tỷ trọng này không làm mất đi vai trò của ASEAN, mà là kết quả tất yếu của chiến lược đa dạng hóa thị trường sang Hoa Kỳ, EU và Trung Quốc.

Về cơ cấu đối tác: Trong giai đoạn 1995-2012, Singapore là thị trường xuất khẩu chính của Việt Nam (chủ yếu để tái xuất). Tuy nhiên, từ năm 2015, Thái Lan và Malaysia đã bứt phá trở thành 2 thị trường xuất khẩu lớn nhất trong nội khối ASEAN.

Biểu đồ 1. Kim ngạch và tốc độ tăng trưởng xuất khẩu của Việt Nam- ASEAN giai đoạn 1990-2024

Về quy mô nhập khẩu: Trong hơn 30 năm, nhập khẩu từ ASEAN duy trì mức tăng bình quân 15%/năm (chiếm trung bình 22,7% tổng kim ngạch). Tuy nhiên, từ năm 2011, tốc độ này chững lại (chỉ còn 4% vào năm 2020), diễn biến ngược chiều với sự gia tăng nhập khẩu từ Trung Quốc.

Về đối tác thương mại: Giai đoạn 1990-2008, Singapore là nguồn cung hàng hóa lớn nhất. Từ sau 2008, Thái Lan vươn lên dẫn đầu, phản ánh tính bổ sung rõ nét trong cơ cấu sản phẩm giữa 2 nền kinh tế.

Về cán cân thương mại: Việt Nam luôn nhập siêu từ ASEAN, cho thấy sản xuất trong nước phụ thuộc lớn vào nguồn nguyên phụ liệu nội khối. Đây là cơ sở thực tiễn quan trọng cho giả thuyết: Khi rào cản được gỡ bỏ trong khuôn khổ AEC, kinh tế Việt Nam sẽ hưởng lợi từ hiệu ứng “tạo lập thương mại” hơn là “chuyển hướng thương mại”. (Biểu đồ 2)

Biểu đồ 2. Tỷ trọng kim ngạch xuất khẩu và nhập khẩu từ các nước ASEAN

giai đoạn 1990-2024

4. Kết quả nghiên cứu

Với đặc thù dữ liệu mảng có chuỗi thời gian dài hơn số lượng quốc gia (T > N), nghiên cứu chọn phương pháp Bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (FGLS) để ước lượng. FGLS ưu việt hơn OLS hay hiệu ứng cố định (FE) nhờ khả năng kiểm soát triệt để hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan chuỗi bậc 1 (AR1) thường gặp trong dữ liệu thương mại, mang lại các ước lượng vững và hiệu quả. Kết quả được trình bày tại Bảng 2.

Bảng 2: Kết quả ước lượng mô hình trọng lực chuẩn tắc bằng phương pháp FGLS

Biến độc lập	Hệ số ước lượng	Sai số chuẩn
ln(GDP Đối tác)	1.000^***	-0.102
ln(GDP Việt Nam)	1.714^***	-0.113
ln(Khoảng cách)	-1.128^***	-0.252
Hằng số (_cons)	-17.137^***	-1.798
Thống kê kiểm định
Số quan sát (Obs)	490
Số quốc gia (N)	14
Độ dài thời gian (T)	35
Thống kê Wald χ²(3)	631.15^***
Hệ số AR(1)	0.9131

Ghi chú: ^{***, **, *} tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, và 10%. Giá trị trong ngoặc đơn là sai số chuẩn.

Nguồn: Tính toán của tác giả bằng phần mềm Stata.

Bảng 2 thể hiện kết quả ước lượng bằng phương pháp FGLS. Việc chọn FGLS là tối ưu do hệ số tự tương quan AR(1) rất cao (0.9131. Thống kê Wald xác nhận mô hình tổng thể có ý nghĩa thống kê ở mức 99%. Kết quả cho thấy, các biến quan trọng đều mang dấu kỳ vọng và có ý nghĩa thống kê 1%:

Quy mô kinh tế (GDP): Hệ số co giãn theo GDP đối tác có ý nghĩa là GDP đối tác tăng 1% làm thương mại tăng tương ứng 1%. Đáng chú ý, hệ số co giãn theo GDP Việt Nam đạt mức rất cao là 1.714. Điều này phản ánh rõ nét đặc trưng của một nền kinh tế có "độ mở" lớn, chiến lược tăng trưởng hướng về nhập khẩu.

Khoảng cách địa lý: Khi khoảng cách tăng 1%, kim ngạch thương mại giảm 1,13% do sự gia tăng của các chi phí vận tải, thời gian và rào cản thông tin. Mức hệ số này nằm trong phổ tiêu chuẩn của các nghiên cứu thực chứng thế giới (-0.9 đến -1.5), khẳng định tính vững chắc của mô hình đối với Việt Nam.

Trên cơ sở mô hình cơ bản, nghiên cứu tiếp tục ước lượng mô hình trọng lượng mở rộng. Kết quả được trình bày trong Bảng 3.

Bảng 3. Kết quả ước lượng các phương pháp trong mô hình trọng lực dạng mở rộng

Biến độc lập	(1) FEM	(2) REM	(3) FGLS	(4) PPML
ln_gdp	0.431^***(0.154)	0.776^***(0.110)	1.057^***(0.101)	0.447^***(0.106)
ln_gdp_vn	2.555^***(0.131)	2.347^***(0.114)	2.124^***(0.105)	2.046^***(0.167)
ln_dist	(omitted)	-0.279(0.395)	-0.702^***(0.182)	-0.457^**(0.200)
ln_rer	-0.173^***(0.064)	-0.112^**(0.044)	0.001(0.034)	0.001(0.034)
Border (Biên giới)	(omitted)	0.545(0.517)	-0.109(0.252)	-0.002(0.263)
ASEAN (Khối)	(omitted)	0.030(0.685)	-0.521(0.372)	-0.336(0.611)
AEC (Cộng đồng kinh tế)	-0.755^***(0.120)	-0.782^***(0.123)	-0.673^**(0.090)	-0.653^***(0.226)
JoinASEAN	0.369(0.239)	0.295(0.247)	-0.036(0.092)	-0.156(0.338)
Hằng số (_cons)	-27.479^***(1.376)	-27.777^***(3.322)	-17.722^***(1.749)	-18.046^***(2.475)
Số quan sát (Obs)	402	402	402	402
Số quốc gia (Groups)	14	14	14	14
R²	0.819 (within)	0.791 (overall)	-	0.919 (Pseudo)
Wald Chi² (Prob > chi²)	F = 347.26^***	1725.92^***	910.45^***	-

Ghi chú: Sai số chuẩn (Standard Errors) được đặt trong ngoặc đơn. Đối với PPML là sai số chuẩn vững theo cụm (Cluster-robust standard errors).

Mức ý nghĩa thống kê: *** p < 0.01; ** p < 0.05; * p < 0.1.

Kiểm định Hausman giữa FEM và REM: Chi2(5) = 11.60 (Prob>chi2 = 0.0407) => Lựa chọn mô hình FEM REM.

Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên phần mềm Stata

Bảng 3 trình bày kết quả từ các phương pháp FEM, REM, FGLS và PPML. Dù kiểm định Hausman lựa chọn FEM, phương pháp này lại loại bỏ các biến bất biến cốt lõi (khoảng cách, biên giới). Do đó, bài viết sử dụng PPML làm mô hình giải thích chính (Pseudo R² = 0.919) nhờ khả năng giữ lại các quan sát bằng 0 và xử lý triệt để hiện tượng phương sai thay đổi.

Tác động của quy mô kinh tế và khoảng cách địa lý: Mô hình PPML xác nhận các dấu của biến quan trọng trong mô hình trọng lực:

Quy mô kinh tế (GDP): mang tác động dương ở mức ý nghĩa 1%. GDP đối tác tăng 1% làm kim ngạch tăng 0,447%. Đáng chú ý, hệ số co giãn theo GDP Việt Nam khá lớn (2.046), khẳng định năng lực sản xuất nội tại mới là đòn bẩy quyết định đến quy mô thương mại.

Khoảng cách địa lý: Hệ số khoảng cách mang dấu âm (-0.457, ý nghĩa 5%). Khoảng cách tăng 1% làm giảm 0.457% giao thương, chứng tỏ chi phí logistics vẫn là lực cản đáng kể.

Tác động của Tỷ giá thực song phương (RER): Biến tỷ giá hoàn toàn không có ý nghĩa thống kê. Nguyên nhân do cấu trúc thương mại Việt Nam phụ thuộc sâu sắc vào chuỗi cung ứng toàn cầu (nhập nguyên liệu để xuất thành phẩm) và khu vực FDI, khiến tác động của tỷ giá bị bù trừ qua lại giữa 2 chiều xuất - nhập khẩu của khu vực này.

Tác động của hội nhập ASEAN và AEC: Các biến “Chung đường biên giới” hoặc “thuộc khối ASEAN” không có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, biến giả AEC mang dấu âm (-0.653) với ý nghĩa 1% trong mô hình PPML. Kết quả này không phản ánh sự suy giảm của thương mại nội khối, mà minh chứng cho hiệu ứng “Chuyển hướng thương mại” và “Xói mòn ưu đãi" do sự chồng chéo các FTA. Từ sau 2015, Việt Nam thực thi hàng loạt FTA thế hệ mới (CPTPP, EVFTA, UKVFTA), cắt giảm rào cản sâu rộng với Mỹ, EU, Nhật Bản. Do đó, thương mại nội khối ASEAN tăng trưởng chậm hơn một cách tương đối so với 5 đối tác ngoài khối. Điều này hoàn toàn phù hợp với các bằng chứng thực nghiệm gần đây (Thangavelu et al., 2021; Le, 2021; Ngo & Nguyen, 2021).

Kết quả ước lượng tại Bảng 4 cho thấy hệ số của biến AEC mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê đồng nhất ở mức 1% và 5% trên cả 4 phương pháp hồi quy phổ biến (FEM, REM, FGLS và PPML cơ bản). Điều này bước đầu khẳng định giả thuyết về tác động tiêu cực của AEC đối với kim ngạch thương mại nội khối của Việt Nam là có cơ sở thực chứng. Tuy nhiên, các mô hình tại Bảng 4 vẫn tồn tại hai hạn chế lớn về mặt kỹ thuật: (i) Vấn đề Sức cản đa phương (Multilateral Resistance Terms - MRTs): Mặc dù các mô hình FEM hay FGLS đã cố gắng kiểm soát đặc điểm quốc gia, nhưng chưa xác định được các yếu tố sức cản đa phương thay đổi theo thời gian. Việc sử dụng các biến như khoảng cách (ln_dist) hay biên giới (Border) trong mô hình REM/PPML cơ bản thường dẫn đến sai số do bỏ sót biến và hiện tượng nội sinh. (ii) Tác động chồng lấn của các FTA thế hệ mới: Sau 2015, Việt Nam đồng thời thực thi nhiều hiệp định quan trọng như CPTPP, EVFTA hay RCEP. Nếu không kiểm soát các tác động này, hệ số của AEC có thể bị nhiễu, làm sai lệch đánh giá về hiệu quả thực sự của Cộng đồng Kinh tế ASEAN.

Để khắc phục các hạn chế này, nghiên cứu tiến hành ước lượng Mô hình trọng lực cấu trúc mở rộng theo định hướng của Yotov và cộng sự (2016) tại Bảng 5.

Kết quả thu được cho thấy những điểm đáng chú ý sau:

Về quy mô mẫu nghiên cứu: Số lượng quan sát tại Bảng 5 tăng lên 411 so với 402 tại Bảng 4. Điều này là do phương pháp Structural PPML cho phép giữ lại các quan sát có giá trị giao thương bằng 0, giúp loại bỏ sai số chọn mẫu (selection bias) vốn xuất hiện trong các mô hình log-tuyến tính (FEM, REM).

Về tính vững chắc của hệ số AEC: Sau khi đã kiểm soát triệt để sức cản đa phương bằng hiệu ứng cố định cặp (Pair_FE) và hiệu ứng cố định thời gian (Time_FE), đồng thời bóc tách tác động của các FTA thế hệ mới (Other_FTAs), hệ số của AEC không những duy trì dấu âm mà còn có giá trị tuyệt đối lớn hơn (-0,7667) và đạt ý nghĩa thống kê ở mức 1%.

Về tác động của các FTA ngoài khối: Biến Other_FTAs mang hệ số âm có ý nghĩa (-0,3157), xác nhận rằng các hiệp định như CPTPP hay EVFTA đang tạo ra hiệu ứng chuyển hướng thương mại mạnh mẽ. Tuy nhiên, quan trọng nhất là ngay cả khi áp lực từ các FTA này đã được tách biệt, tác động tiêu cực của AEC vẫn tồn tại độc lập và rõ rệt.

Tóm lại, việc chuyển từ các mô hình cơ bản (Bảng 4) sang mô hình cấu trúc hiện đại (Bảng 5) không chỉ làm tăng độ tin cậy của kết quả định lượng mà còn củng cố vững chắc luận điểm: AEC đang đối mặt với hiện tượng “xói mòn ưu đãi” khi Việt Nam mở rộng hội nhập với các đối tác lớn ngoài khối. Kết quả ước lượng của nghiên cứu (hệ số AEC mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê) phản ánh một thực tế hoàn toàn khác biệt so với các nhận định lạc quan trong các nghiên cứu truyền thống giai đoạn trước (chẳng hạn như các nghiên cứu chỉ ra AEC tạo lập thương mại mạnh mẽ). Sự khác biệt này không đến từ sai số dữ liệu, mà đến từ sự vượt trội của phương pháp luận. Khi kiểm soát triệt để sức cản đa phương và đặc biệt là khi đưa biến kiểm soát các FTA ngoài khối (Other_FTA) vào mô hình, nghiên cứu đã minh chứng bằng định lượng rằng: Lợi ích từ AEC đang bị “xói mòn ưu đãi” nghiêm trọng. Điểm mới và đóng góp lớn nhất của bài viết là đã xác nhận hiện tượng "chuyển hướng thương mại" của AEC thông qua sự tồn tại của kết quả thực chứng.

5. Kết luận và hàm ý chính sách

5.1. Kết luận

Nghiên cứu này đã ứng dụng mô hình trọng lực (Gravity Model) để nhận diện và đo lường các yếu tố quyết định đến quy mô thương mại song phương giữa Việt Nam và 14 đối tác chiến lược trong giai đoạn 1990 - 2024. Bằng việc sử dụng phương pháp ước lượng tối ưu Poisson Pseudo-Maximum Likelihood (PPML) kết hợp với các kiểm định độ vững (FGLS, FEM), nghiên cứu đã rút ra những kết luận thực nghiệm quan trọng sau:

Thứ nhất, quy luật cốt lõi của mô hình trọng lực được khẳng định mạnh mẽ. Quy mô nền kinh tế (GDP) của cả Việt Nam và các đối tác đóng vai trò là "lực hút" chủ đạo thúc đẩy kim ngạch thương mại, trong khi khoảng cách địa lý đóng vai trò là “lực cản” hữu hình. Đáng chú ý, độ giãn của thương mại đối với quy mô kinh tế nội tại của Việt Nam là rất lớn, cho thấy năng lực sản xuất trong nước đóng vai trò đòn bẩy mang tính quyết định đối với thương mại của Việt Nam.

Thứ hai, tỷ giá hối đoái thực song phương (RER) không có tác động mang ý nghĩa thống kê đến tổng kim ngạch thương mại. Điều này phản ánh đặc thù của nền kinh tế Việt Nam với độ mở lớn, hội nhập sâu vào chuỗi giá trị toàn cầu (GVCs), nơi hoạt động nhập khẩu nguyên liệu để xuất khẩu thành phẩm diễn ra đan xen, làm triệt tiêu các lợi thế hoặc bất lợi ngắn hạn từ cú sốc tỷ giá.

Thứ ba, đối với ảnh hưởng của hội nhập AEC, nghiên cứu phát hiện ra hiệu ứng "chuyển hướng thương mại" (Trade Diversion) rõ rệt kể từ khi Cộng đồng Kinh tế ASEAN (AEC) được thành lập vào năm 2015. Tác động từ các thị trường khổng lồ ngoài khối thông qua các Hiệp định Thương mại Tự do (FTA) thế hệ mới đã làm giảm tương đối tỷ trọng giao thương nội khối của Việt Nam so với các đối tác truyền thống khác.

5.2. Hàm ý chính sách

Từ những kết quả thực nghiệm nêu trên, nghiên cứu đề xuất một số hàm ý chính sách quan trọng đối với chiến lược hội nhập kinh tế quốc tế và điều hành vĩ mô của Việt Nam trong thời gian tới:

Một là, ưu tiên phát triển nội lực và nâng cấp năng lực sản xuất cốt lõi trong nước. Kết quả mô hình cho thấy GDP của Việt Nam có tác động thúc đẩy thương mại mạnh mẽ nhất. Do đó, thay vì chỉ tập trung tìm kiếm thị trường đầu ra, chính sách thương mại cần gắn liền với chiến lược công nghiệp hóa. Trọng tâm cần đặt vào việc thu hút đầu tư công nghệ cao, nâng cao năng suất lao động và phát triển các ngành công nghiệp phụ trợ để tăng cường giá trị gia tăng nội địa, từ đó tạo ra cơ sở vững chắc cho việc gia tăng quy mô xuất nhập khẩu.

Hai là, không lạm dụng công cụ tỷ giá để kích thích xuất khẩu. Việc tỷ giá thực không có tác động đáng kể chỉ ra rằng tư duy "phá giá nội tệ để tăng năng lực cạnh tranh xuất khẩu" không còn phù hợp và kém hiệu quả đối với đối tác ASEAN và các đối tác thương mại chiến lược. Ngân hàng Nhà nước cần tiếp tục duy trì chính sách điều hành tỷ giá linh hoạt, chủ động nhằm ưu tiên ổn định kinh tế vĩ mô, kiểm soát lạm phát và tạo môi trường kinh doanh dễ dự báo cho các doanh nghiệp xuất nhập khẩu, thay vì thực hiện chính sách phá giá tiền tệ.

Ba là, đầu tư hạ tầng Logistics gắn liền với xu hướng Logistics xanh và Chuyển đổi số. Khoảng cách địa lý vẫn là một lực cản lớn đối với thương mại. Trong bối cảnh hiện nay, hạ tầng không chỉ dừng lại ở đường cao tốc hay cảng biển, mà còn là hạ tầng dữ liệu và phát triển các hệ thống cửa khẩu thông minh. Việc ứng dụng hải quan điện tử một cửa (ASEAN Single Window) và số hóa quy trình logistics sẽ giúp giảm thời gian thông quan thực tế, trực tiếp làm giảm tác động của không gian địa lý.

Bốn là, hài hòa hóa chiến lược đa dạng hóa thị trường và định vị ASEAN thành trung tâm cung ứng nguyên liệu đầu vào (Production Base). Hiện tượng chuyển hướng thương mại cho thấy vị thế của ASEAN như một thị trường tiêu thụ cuối cùng đang bị cạnh tranh mạnh mẽ. Do đó, Việt Nam cần chủ động định vị lại mối quan hệ với nội khối thay vì chỉ coi đây là thị trường đích:

(i) Tận dụng tối đa quy tắc xuất xứ cộng gộp trong khuôn khổ Hiệp định RCEP và AEC để nhập khẩu nguyên liệu phục vụ sản xuất hàng xuất khẩu. Đây là chiến lược “cộng hưởng FTA”, giúp hàng hóa Việt Nam sử dụng nguyên liệu nội khối thuế 0% (ATIGA) để chế biến và xuất khẩu sang các thị trường lớn (Trung Quốc, Nhật Bản...) nhằm hưởng ưu đãi thuế.

(ii) Ưu tiên đưa các nội dung mới vào đàm phán. Thay vì tiếp tục cạnh tranh về thương mại hàng hóa truyền thống đang dần bão hòa, Việt Nam cần tập trung vào các lĩnh vực mới như kinh tế số và thương mại dịch vụ theo Hiệp định Khung về Kinh tế Số ASEAN (DEFA) để tạo ra động lực mới trong Tầm nhìn Cộng đồng ASEAN 2045.

Tài liệu tham khảo:

Từ Thúy Anh và Đào Ngọc Tiến (2008). Các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ tập trung thương mại của Việt Nam với ASEAN+3. Trung tâm Nghiên cứu Kinh tế và Chính sách (VEPR), Trường Đại học Kinh tế - Đại học Quốc gia Hà Nội.

Nguyễn Tiến Dũng, (2011). Tác động của khu vực mậu dịch tự do ASEAN-Hàn Quốc đến thương mại Việt Nam. Tạp chí Kinh tế và Kinh doanh. Truy cập tại: https://js.vnu.edu.vn/EAB/article/view/830

Nguyễn Anh Thu*, Vũ Thanh Hương, Vũ Văn Trung, Lê Thị Thanh Xuân (2015). Tác động của Cộng đồng Kinh tế ASEAN đến thương mại Việt Nam. Tạp chí Khoa học ĐHQGHN: Kinh tế và Kinh doanh, 31(4), 39-50.

Anderson, J. E. (1979). A theortical foundation for gravity equation. American Economic Review, 106-116.

Asian Development Bank. (2002). Asian regionalism and its effects on trade in the 1980s and 1990s.

Balassa, B. (1961). The theory of economic integration. Richard D. Irwin

Baldwin, R. (1993). A domino theory of regionalism. NBER Working Paper No. 4465.

Bergstrand, J. H. (1985). The gravity equation in international trade: Some microeconomic foundations and empirical evidence. The Review of Economics and Statistics, 67(3), 474-481.

Bergstrand, J. H. (1989). The generalized gravity equation, monopolistic competition and the factor-propositions in international trade. The Review of Economics and Statistics, 71(1), 143-153.

Bergstrand, J. H., Larch, M., & Yotov, Y. V. (2015). Economic integration agreements, border effects, and distance elasticities in the gravity equation. European Economic Review, 78, 307-327.

Bhagwati, J. &. (1996). Preferential trading areas and multilateralism: Strangers, friends or foes? (Discussion paper). AEI Press.

Black, J. &. (2009). A dictionary of economics (3rd ed.). Oxford University Press.

Correia, S., Guimarães, P., & Zylkin, T. (2020). Fast Poisson estimation with high-dimensional fixed effects. The Stata Journal, 20(1), 95-115.

Deardorff, A. V. (1995). Determinants of bilateral trade: Does gravity work in a neoclassical world? NBER Working Paper No. 5377.

De Benedictis, L., & Salvatici, L. (Eds.). (2011). The trade impact of European Union preferential policies: An analysis through gravity model. Springer.

Dinh Thi Thanh Binh, Nguyen Viet Duong, & Hoang Manh Cuong (2011). Applying gravity model to analyze trade activities of Vietnam. FREIT Working Paper.

Egger, P. (2000). A note on the proper econometric specification of the gravity equation. Economics Letters, 66(1), 25-31.

Fukase, E., & Martin, W. (1999). A quantitative evaluation of Vietnam’s accession to the ASEAN Free Trade Area. World Bank.

Elliott, R. J. R., & Ikemoto, K. (2004). AFTA and the Asian crisis: Help or hindrance to ASEAN intra-regional trade? Asian Economic Journal, 18(1), 1-23.

Hapsari, I. M., & Mangunsong, C. (2006). Determinants of AFTA member’s trade flows and potential for trade diversion (ARTNeT Trade Working Paper No. 21). United Nations ESCAP.

Le Thi Anh Tuyet (2021). The impact of tariffs on Vietnam's trade in the Comprehensive and Progressive Agreement for Trans-Pacific Partnership (CPTPP). The Journal of Asian Finance,

Ngo Thi My, & Nguyen Thi Thu Thuong (2021). Factors affecting Vietnam's goods exports to the comprehensive and progressive agreement for Trans-Pacific partnership members: A gravity model approach. International Journal on Food System Dynamics, 16(1), 97-106.

Nguyen Trung Kien (2009). Gravity model by panel data approach: An empirical application with implications for the ASEAN Free Trade Area. ASEAN Economic Bulletin, 266-277.

Santos Silva, J. M. C., & Tenreyro, S. (2006). The log of gravity. The Review of Economics and Statistics, 88(4), 641-658.

Thangavelu, S. M., Wang, W., & Oum, S. (2021). Impact of FTA on trade in ASEAN and Australia using customs level data. The Journal of Economic Integration, 36(3), 437-461.

Yotov, Y. V., Piermartini, R., Monteiro, J. A., & Larch, M. (2016). An advanced guide to trade policy analysis: The structural gravity model. World Trade Organization.

Okabe, M., & Urata, S. (2014). The impact of AFTA on intra-AFTA trade. Journal of Asian Economics, 35, 12-31.

Itakura, K. (2014). Impact of liberalization and improved connectivity and facilitation in ASEAN. Journal of Asian Economics, 35, 2-11.

Soloaga, I., & Winters, L. A. (2001). Regionalism in the nineties: What effect on trade? The North American Journal of Economics and Finance, 12(1), 1-29.

Economics and Business, 8(3), 771-780.

Viner, J. (1950). The customs union issue. Carnegie Endowment for International Peace.

Assessing the impact of the ASEAN Economic Community on Vietnam’s goods trade: Evidence from an extended gravity model

Le Tuan Anh

National Economics University

Abstract:

This study examines the impact of the ASEAN Economic Community (AEC) on Vietnam’s bilateral trade flows with 14 strategic trading partners over the period 1990 - 2024. Employing the structural gravity model and the Poisson Pseudo-Maximum Likelihood (PPML) estimator following Yotov et al. (2016), the analysis rigorously accounts for multilateral resistance by incorporating pair and time fixed effects. A key contribution of the study is the inclusion of variables capturing the effects of next-generation free trade agreements, including the Comprehensive and Progressive Agreement for Trans-Pacific Partnership (CPTPP), the EU -Vietnam Free Trade Agreement (EVFTA), and the Regional Comprehensive Economic Partnership (RCEP), in order to isolate overlapping integration effects. The empirical results indicate that the AEC coefficient is negative (-0.7667) and statistically significant at the 1% level, providing robust evidence of trade diversion and preferential erosion. This result remains stable after controlling for the influence of external FTAs. The findings suggest that Vietnam should reposition ASEAN as a strategic source of intermediate inputs within global value chains and pursue an FTA synergy strategy to maximize the gains from deep economic integration.

Keywords: AEC, structural gravity model, international trade, Vietnam, trade diversion, ASEAN integration.

[Tạp chí Công Thương - Các kết quả nghiên cứu khoa học và ứng dụng công nghệ, Số 8 năm 2026]