Tạp chí Khoa học - Cơng nghệ Thủy sản số 1/2009
VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU

XÂY DỰNG MƠ HÌNH HÀM CẦU SẢN PHẨM CÁ HỒI CỦA NA-UY Ở VIỆT NAM
MODELING DEMAND FUNCTION FOR NORWEGIAN SALMON IN VIETNAM

Phạm Thành Thái
Khoa Kinh tế, Trường Đại học Nha Trang

Tóm tắt
Xây dựng hàm cầu cho các sản phẩm thủy sản đã được tiến hành rất phổ biến ở trên thế giới,
nhưng ở Việt Nam hầu như chưa có nghiên cứu nào trong lĩnh vực này. Trong nghiên cứu này, ước
lượng hàm cầu sản phẩm cá hồi của Na-Uy ở Việt Nam được tiến hành. Đặc trưng mơ hình được sử
dụng trong nghiên cứu này là hàm logarit tuyến tính. Mục đích chính của nghiên cứu này là nhằm xác
định độ co dãn của cầu cá hồi theo giá, theo thu nhập, theo giá các mặt hàng liên quan. Kết quả
nghiên cứu nhằm phục vụ công tác giảng dạy và nghiên cứu tại Đại học Nha Trang; giúp các nhà
nhập khẩu cá hồi của Việt Nam có cơ sở khoa học hơn trong việc đề ra các chính sách hợp lý trong
kinh doanh trong q trình hội nhập với nền kinh tế thế giới. Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cũng được
so sánh với các kết quả nghiên cứu khác gần đây đã được báo cáo trong tập hợp lý thuyết và các
nghiên cứu thực nghiệm về cầu cá hồi.
Từ khóa: hàm cầu, cá hồi
Abstract
The formulation of demand functions for aquatic products has been prevalently practiced
worldwide, but still represents a rather new phenomenon in the area of applied economics in Vietnam.
This paper focuses on estimates of demand functions for Norwegian salmon products. Log-linear
functions are used to construct the model. The major objective of the research is to define the ownprice elasticity of demand, income elasticity of demand, and cross-price elasticity of demand in the
context of the salmon industry. The research findings are hoped to bring some added values to the
improved teaching and educational training at Nha Trang University, in addition to providing salmon
importers in Vietnam with scientific foundations for making relevant, appropriate decisions in the fastmoving economic integration process. A further step is to compare these findings with those from
recent studies cited in literature about theoretical and empirical dimensions of salmon demand.
I. ĐẶT VẤN ĐỀ

Ước lượng mô hình hàm cầu và độ co dãn

vùng lãnh thổ, với kim ngạch nhập khẩu khoảng
từ 90-100 triệu USD/năm, tương đương từ 4

là một trong những hoạt động quan trọng và phổ
biến nhất đối với các nhà Kinh tế học Vi mô

đến 5% kim ngạch xuất khẩu thủy sản. Các mặt
hàng thủy sản nhập khẩu của Việt Nam chủ yếu

nhằm củng cố lý thuyết về cầu hàng hóa. Đối
với các Nhà quản lý vĩ mô, các Nhà quản trị

là tôm đông lạnh, cá đơng lạnh, trong đó, tơm
đơng lạnh chiếm trên 70%, cá đông lạnh chiếm

doanh nghiệp, việc ước lượng hàm cầu có ý

10-16%, cịn lại là các loại thủy sản khác như cá

nghĩa đặc biệt quan trọng trong việc hoạch định
chính sách, dự báo và ra những quyết định

hồi tươi, cá hồi đơng lạnh, tơm hùm, cá hộp,
nghêu sị và nhiều loại cá biển. Chỉ riêng cá

đúng đắn trong những tình huống cụ thể để
phục vụ cơng tác quản lý một cách có hiệu quả


hồi, bình qn mỗi năm có khoảng 1.500 tấn
được nhập về từ các nước châu Âu để chế

nhất là một việc rất cần thiết.
Theo Bộ Thủy sản (2007), Việt Nam hiện

biến, tái xuất và tiêu thụ trong nước.

đang nhập khẩu thủy sản từ 40 quốc gia và
70


Tạp chí Khoa học - Cơng nghệ Thủy sản số 1/2009
Với nhu cầu lớn ngày càng tăng của cá hồi

cá hồi của Na-Uy ở Việt Nam” là cần thiết và

những nhà nhập khẩu cần phải có những bằng
chứng nghiên cứu thực nghiệm để hiểu biết và

hữu ích.
II. ĐỐI TƯỢNG VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
2.1. Đối tượng nghiên cứu

nắm được thị trường các sản phẩm thủy sản
nhập khẩu nói chung và cá hồi của Na-Uy nói

Đối tượng nghiên cứu: Sản phẩm cá hồi
của Na-Uy được nhập khẩu vào Việt Nam và


riêng ở Việt Nam, có như vậy những nhà kinh
doanh cũng như các nhà nhập khẩu cá hồi của
Việt Nam mới có cơ sở ra quyết định. Trong

quan sát các thơng tin về cầu cá hồi thông qua
người tiêu dùng.
2.2. Phương pháp nghiên cứu

quản lý kinh tế hiện đại, ngoài sự hiểu biết về
mặt định tính các yếu tố và các mối quan hệ của

Phương pháp chuyên gia, phương pháp
thống kê mô tả, và phương pháp kinh tế lượng

thị trường, người ta còn cần định lượng được
các yếu tố và các mối quan hệ giữa các yếu tố

được sử dụng trong nghiên cứu này.
Mơ hình nghiên cứu đề nghị có thể được

đó. Để hiểu biết được các yếu tố ảnh hưởng và
định lượng được những yếu tố ảnh hưởng tới

biểu diễn dưới dạng hàm hồi quy tuyến tính
logarit và được xây dựng dựa trên các giả định

lượng cầu cá hồi của Na-Uy, hiện nay người ta

sau:


thường sử dụng mơ hình kinh tế lượng. Một khi
đã xây dựng được mơ hình kinh tế lượng, việc

- Đặc trưng mơ hình này là biến sản lượng
(Qt) là biến nội sinh, có nghĩa là giá trị của nó

tiến hành dự báo thị trường như lượng cầu, xác
định độ co dãn của cầu theo giá hoặc thu nhập

được xác định bởi mơ hình.
- Các biến độc lập như giá cả, thu nhập,

nêu trên, các nhà hoạch định chính sách và

hoặc là các yếu tố khác,… hoặc cần ra quyết

nhu cầu ở thời kỳ trước và các biến giả theo

định trong những tình huống với mức tin cậy
nhất định, thì mơ hình kinh tế lượng tỏ ra có ưu

mùa là biến ngoại sinh.

thế. Xuất phát từ bối cảnh đó, việc nghiên cứu
và: “Xây dựng mơ hình hàm cầu sản phẩm

ln(Qt ) = β1 + β 2ln( Pt ) + β 3 ln( I t ) + β 4ln(Qt −1 ) + β5 D1t + β 6 D2t + β 7 D3t + β8 D4t + β 9 D5t + β10 D6t +
+ β11 D7 t + β12 D8t + β13 D9t + β14 D10t + β15 D11t + U t
Trong đó:


Qt : Nhu cầu cá hồi trong tháng thứ t.
Trong nghiên cứu này nhu cầu cá hồi được định
nghĩa là số lượng cá hồi của Na-Uy nhập vào
Việt Nam trong tháng thứ t (đơn vị tính:
tấn/tháng),

Pt : Giá cá hồi của Na-Uy trong tháng thứ t
(đơn vị tính: đồng/kg),

Qt

– 1:

(1)

Nhu cầu cá hồi trong tháng thứ t-1.

Nó chính là số lượng cá hồi được nhập vào Việt
Nam ở tháng thứ t-1(đơn vị tính: tấn/tháng),
Dt: Biến giả theo mùa. Biến này đo lường
tác động của yếu tố mùa theo tháng lên nhu cầu
cá hồi. Tháng 12 được chọn làm thời điểm để
tham chiếu.
Ut : Sai số ngẫu nhiên.

It : Thu nhập thực tế bình quân đầu người

Dữ liệu cho nghiên cứu này chủ yếu là
nguồn dữ liệu thứ cấp, loại dữ liệu là dữ liệu


trong tháng thứ t. Trong nghiên cứu này GDP
bình quân đầu người theo quý ở thành phố Hà

theo thời gian được thu thập từ một số nguồn
sau:

Nội và thành phố Hồ Chí Minh được sử dụng
làm biến đại diện cho biến thu nhập (đơn vị

- Dữ liệu theo tháng về số lượng và giá trị

tính: ngàn đồng/người/tháng),

(tính theo giá FOB) cá hồi của Na Uy được
nhập vào Việt Nam Từ tháng 1 năm 1998 đến

71


Tạp chí Khoa học - Cơng nghệ Thủy sản số 1/2009
tháng 12 năm 2006 được cung cấp bởi

dương (+) giữa nhu cầu hiện tại và nhu cầu ở

Norwegian Seafood Export Council. Giá bình

thời kỳ trước nó.

qn mỗi kilogram được tính bằng cách lấy tổng
giá trị chia cho số lượng. Tất cả giá được


- H4: Tiêu dùng cá hồi cũng sẽ tăng lên
trong các tháng cuối năm (năm dương lịch). Một

chuyển đổi từ đồng kroner của Na Uy (NOK)
sang tiền đồng của Việt Nam (VND) bằng cách

mối quan hệ dương (+) giữa mức tiêu dùng cá
hồi với biến giả theo mùa trong giai đoạn này.

sử dụng tỷ giá chuyển đổi bình quân hàng tháng
giữa đồng NOK và VND (VND/NOK). Tỷ giá này

- H5: Cá hồi là một mặt hàng xa xỉ ở thị
trường Việt Nam. Do vậy, hệ số co dãn của cầu

được lấy từ trang web />
cá hồi theo thu nhập được kỳ vọng sẽ lớn hơn 1.

- Giá thực bình qn mỗi kilogram cá hồi
cũng được tính tốn dựa trên chỉ số giá tiêu

- H6: Hệ số co dãn của cầu cá hồi theo giá
ở thị trường Việt Nam sẽ nhỏ hơn so với hệ số

dùng (CPI) hàng tháng của Việt Nam. Chỉ số giá
tiêu dùng hàng tháng được lấy từ Tổng cục
Thống kê Việt Nam.
- Thu nhập bình quân đầu người hàng


co dãn của cầu theo giá ở các thị trường lớn
hơn.
III. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN
3.1. Mơ hình hàm cầu

tháng được thu thập ở hai thành phố lớn là Hà

Mơ hình hàm cầu (1) được ước lượng

Nội và thành phố Hồ Chí Minh. Các số liệu này
cũng được lấy từ Cục thống kê thành phố Hồ

bằng phương pháp OLS, và sau đó đưa vào
một số kiểm định chuẩn đốn. Cụ thể, tác giả đã

Chí Minh và Hà Nội.
Các giả thuyết nghiên cứu:

thực hiện kiểm định BG (Breusch – Godfrey) để
kiểm tra tính tự tương quan giữa các nhiễu, sau

- H1: Khi giá của cá hồi tăng thì lượng cầu

đó sử dụng thủ tục lặp Cochrane – Ocutt để

cá hồi giảm và ngược lại, chúng ta kỳ vọng một
mối quan hệ âm (-) giữa giá và nhu cầu cá hồi.

khắc phục hiện tượng tự tương quan giữa các
nhiễu. Các kiểm định về phương sai của sai số


- H2: Khi thu nhập bình quân đầu người
tăng thì lượng cầu cá hồi được nhập vào Việt

thay đổi, phân phối chuẩn của sai số và hiện
tượng đa cộng tuyến,...cũng được tiến hành và

Nam từ Na Uy cũng tăng lên, chúng ta kỳ vọng
một mối quan hệ dương (+) giữa thu nhập và

cho kết quả phù hợp. Các biến giả D10, D11
khơng có ý nghĩa thống kê đã bị loại ra khỏi mơ

nhu cầu cá hồi.

hình.

- H3: Tiêu dùng cá hồi ở thời kỳ hiện tại
tăng lên nếu như tiêu dùng ở thời kỳ trước nó
cũng tăng, chúng ta kỳ vọng một mối quan hệ

72


Tạp chí Khoa học - Cơng nghệ Thủy sản số 1/2009
Bảng 1. Kết quả ước lượng mơ hình (1) sau cùng
Dependent Variable: LOG(Qt)
Method: Least Squares
Date: 06/11/08 Time: 16:27
Sample (adjusted): 1998M09 2006M12

Included observations: 100 after adjustments
Convergence achieved after 7 iterations
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

-38.36958

7.465461

-5.139613

0.0000

LOG(Pt)

-0.538384

0.198874

-2.707164


0.0083

LOG(It)

5.691097

0.864528

6.582893

0.0000

LOG(Qt(-1))

0.260248

0.098041

2.654492

0.0096

D1

2.113782

0.430111

4.914499


0.0000

D2

1.764204

0.403720

4.369873

0.0000

D3

2.586671

0.383166

6.750776

0.0000

D4

0.941385

0.273264

3.444960


0.0009

D5

1.108734

0.249126

4.450495

0.0000

D6

0.912366

0.262729

3.472648

0.0008

D7

0.840268

0.227346

3.695988


0.0004

D8

0.820068

0.242235

3.385417

0.0011

D9

0.940181

0.234440

4.010332

0.0001

AR(2)

0.188915

0.114445

1.650700


0.1027

AR(3)

-0.061433

0.115224

-0.533162

0.5954

AR(4)

-0.131468

0.113876

-1.154484

0.2517

AR(5)

0.141862

0.111518

1.272102


0.2070

AR(6)

0.016825

0.107754

0.156141

0.8763

AR(7)

0.004938

0.101511

0.048649

0.9613

R-squared

0.919190

Adjusted R-squared

0.901232


S.D. dependent var

1.423906

S.E. of regression

0.447497

Akaike info criterion

1.398984

Sum squared resid

16.22053

Schwarz criterion

1.893967

Log likelihood

-50.94922

F-statistic

51.18589

Durbin-Watson stat


2.207534

Prob(F-statistic)

0.000000

Mean dependent var

2.748128

Mơ hình hàm cầu cá hồi của Na-Uy ở Việt Nam như sau:

ln(Q t ) = -38.37 - 0.54ln ( Pt ) + 5.69ln ( I t ) +0.26ln ( Q t-1 ) + 2.11D 1t +1.76D 2t +2.59D 3t +
+ 0.94D 4t + 1.11D 5t + 0.91D 6t + 0.84D 7t + 0.82D 8t +0.94D 9t +

(2)

+[AR ( 2 ) =0.19,AR ( 3 ) = - 0.06,AR ( 4 ) = - 0.13,AR ( 5 ) =0.14,AR ( 6 ) =0.01,AR ( 7 ) =0.005]

73


Tạp chí Khoa học - Cơng nghệ Thủy sản số 1/2009
Kết quả ước lượng ở bảng 1 cho thấy, hệ

3.2. Độ co dãn ngắn và dài hạn

1

số hồi quy của các biến giá cả, thu nhập và nhu


Các hệ số co dãn thể hiện đặc trưng cho

cầu ở thời kỳ trước đều có dấu phù hợp với kỳ
vọng ban đầu và đều có ý nghĩa thống kê. Một

cấu trúc cầu cá hồi của Na-Uy ở Việt Nam được
thể hiện trong bảng 2 sau:

hệ số dương về mức tiêu dùng trong giai đoạn
trước cho thấy rằng tiêu dùng có khả năng sẽ

Bảng 2. Độ co dãn ngắn hạn và dài hạn của
cầu cá hồi Na-Uy ở Việt Nam

tăng (giảm) nếu nó đã tăng (giảm) trong giai
đoạn trước đó. Nói cách khác, chúng ta có lý do

Biến độc lập

để tin rằng, sự hình thành nên thói quen của
người tiêu dùng là một yếu tố quan trọng khi giải
thích lượng cầu hàng tháng. Hệ số hồi quy của
biến giá cả mang dấu âm thể hiện mối quan hệ
tỷ lệ nghịch giữa nhu cầu và giá. Điều này là

Giá (Pt)
Thu nhập (It)

Độ co dãn

ngắn hạn
-0,538
5,691

Độ co dãn
dài hạn
-0,727
7,691

Độ co dãn trong ngắn hạn và dài hạn đối
với biến giá cả lần lượt là -0,538 và -0,727.
Trong dài hạn, khi tính đến cả đặc tính động của

hoàn toàn phù hợp với lý thuyết kinh tế. Còn hệ
số hồi quy của biến thu nhập mang dấu dương,

mơ hình thì độ co dãn của giá lại cao hơn vì sự
tăng lên thường xuyên trong mức giá sẽ làm

cho thấy khi thu nhập của người tiêu dùng tăng

giảm các tác động lên tiêu dùng. Hay nói cách
khác là người tiêu dùng cần thời gian để thay

thì chi tiêu cho cá hồi cũng tăng. Như vậy, các
kết quả này cho thấy các giả thuyết H1, H2, và
H3 là hoàn toàn phù hợp cho dữ liệu nghiên
cứu của Việt Nam.
2


Hệ số xác định R hiệu chỉnh bằng 0,9012
là khá cao sau khi thỏa mãn điều kiện nhiễu
trắng, điều này có nghĩa là 90,12% biến thiên
trong logarit của nhu cầu cá hồi được giải thích
bởi các biến giả theo mùa và logarit của các
nhân tố như giá cả, thu nhập, tiêu dùng ở thời
kỳ trước. Giá trị của thống kê F = 51.1859, với
Prob(F-statistic) = 0.0000 < 1%, cho thấy mơ
hình phù hợp tốt với dữ liệu.
Các hệ số hồi quy của các biến giả theo

đổi những thói quen tiêu dùng của họ.
Cá hồi thường được nghĩ đến như một mặt
hàng xa xỉ và hệ số co dãn của cầu theo thu
nhập được kỳ vọng là sẽ lớn hơn 1 (được phát
biểu ở giả thuyết H5). Kết quả ước lượng thể
hiện ở bảng 2 cho thấy, trong ngắn hạn và thậm
chí cả trong dài hạn hệ số co dãn của cầu theo
thu nhập lần lượt là 5,691 và 7,691 đều lớn hơn
1. Mặc dù những giá trị này là phù hợp với một
mặt hàng xa xỉ nhưng cũng cần nói thêm rằng,
biến đại diện được sử dụng để đo lường cho
thu nhập trong nghiên cứu này chính là GDP
bình qn đầu người ở hai thành phố lớn là Hà

mùa từ D1 cho đến D9 đều mang dấu dương và
có ý nghĩa thống kê. Kết quả này cho thấy nhu
cầu cá hồi ở các tháng từ tháng 1 cho đến
tháng 9 đều cao hơn so với tháng 12 (vì tháng
12 là thời điểm tham chiếu). Ở trên ta đã nói,

biến giả D10 và D11 đều mang dấu âm và khơng
có ý nghĩa thống kê và đã bị loại bỏ ra khỏi mơ
hình hàm cầu, điều này chỉ ra rằng nhu cầu cá
hồi ở tháng 10 và tháng 11 khơng có sự khác
biệt có ý nghĩa so với nhu cầu cá hồi ở tháng
12. Kết quả này cho thấy lượng tiêu dùng cá hồi
trong các tháng cuối năm là thấp hơn so với các
tháng còn lại trong năm.

74

1

Độ co dãn ngắn hạn của cầu cá hồi

theo giá và theo thu nhập chính là hệ số độ dốc
ước lượng được của biến ln(Pt) và biến ln(It)
trong hàm hồi quy mẫu (2). Nó được tính theo
công

thức:

EQ 2 = β 2 = ∂ ln Qt / ∂ ln Pt

và

EQ 3 = β 3 = ∂ ln Qt / ∂ ln I t . Độ co dãn dài hạn
−1

được tính theo cơng thức: ηQk = β k (1 − Ck ) .

Trong đó, Ck chính là hệ số hồi quy ước lượng
được của biến ln(Qt-1).


Tạp chí Khoa học - Cơng nghệ Thủy sản số 1/2009
Nội và thành phố Hồ Chí Minh, có thể khơng

điểm cuối năm nhu cầu ở hai thị trường này cao

thật sự phản ánh chính xác thu nhập của người

hơn so với các tháng khác trong năm. Do đó,

tiêu dùng ở Việt Nam, điều này sẽ gây nên
những tác động lớn trong thu nhập. Tuy nhiên,

giả thuyết H4 đã khơng có đủ cơ sở khẳng định.
Thực tế, vào các tháng cuối năm, đặc biệt là các

độ co dãn cao trong thu nhập cũng có thể được
lý giải một phần vì cá hồi là một mặt hàng mới

dịp lễ như Giáng sinh, tết Tây nhu cầu cá hồi
giảm có lẽ là do ở Việt Nam vào những dịp lễ tết

xuất hiện ở thị trường Việt Nam nên cầu có khả
năng thanh tốn của nó mới xác lập ở giai đoạn

người dân thường dùng những thực phẩm
mang tính truyền thống, phù hợp với văn hóa


đầu của chu kỳ sống sản phẩm này.

của người Việt hơn. Ví dụ, các loại hải sản

Có một điểm khác biệt đáng lưu ý từ
nghiên cứu này với các nghiên cứu liên quan

thường dùng như cá thu, cá ngừ, tơm,
mực,…và những thực phẩm có nguồn gốc từ

khác là tiêu dùng cá hồi ở Việt Nam vào các
tháng cuối năm lại thấp hơn so với các tháng

gia cầm, gia súc khác như gà, vịt, heo, bò,…
Một vấn đề quan trọng khác cần phải được

còn lại trong năm. Điều này là hoàn toàn trái
ngược với kết quả nghiên cứu của Bjorndal.

so sánh để thấy được đặc trưng trong cấu trúc
cầu cá hồi của Na-Uy ở Việt Nam, đó là độ co

Trond & Salvanes. Kjell G & Gordon. Daniel V

dãn trong ngắn hạn và dài hạn

(1994) về cầu cá hồi của Na-Uy ở Ý và Tây Ban
Nha. Các tác giả này đã chỉ ra rằng vào thời
Bảng 3. Độ co dãn của cầu cá hồi Na-Uy ở Việt Nam và

các kết quả từ một số nghiên cứu khác
Việt
Nam

Tây Ban
a
Nha

Ý

Pháp

Mỹ

Thế Giới

Period

1998-06

1985-89

1985-89

1981-90

1983-87

1983-88


Estimation
Procedure

Linear in
logs OLS

Box-Cox
OLS

Box-Cox
OLS

Box-Cox
2SLS

Linear
2SLS

Linear
2SLS

-0,538

-1,06

-0,66

-1,66

-1,97


-2,47

-

-

0,69

1,07

0,56

1,12

5,691

3,28

7,22

1,88

4,51

2,14

a

b


c

d

Short - Run elasticities
Own Price
Price
Substitute
Income

Long – Run Elasticities
Own Price

-0,727

-1,78

-1,27

-1,30

-2,48

-4,87

Price
Substitute

-


-

1,34

1,31

0,27

1,98

Income

7,691

5,51

13,85

2,30

7,12

2,33

a

Bjorndal. Trond & Salvanes. Kjell G & Gordon. Daniel V (1994).
Bjorndal. Salvanes and Andreassen (1992).
c

Herrmann and Lin BH (1998).
d
DeVoretz and Salvanes 1993 (short-run) and DeVoretz and Salvanes 1990 (long-run).
b

Các kết quả thay đổi phụ thuộc vào đặc

lượng và thời gian ước lượng. Không có mơ

trưng mơ hình sử dụng, phương pháp ước

hình nào có những đặc tính đồng nhất mặc dù

75


Tạp chí Khoa học - Cơng nghệ Thủy sản số 1/2009
tất cả đều sử dụng những hàm cầu biến phụ

thị trường khác nhau và không chỉ ra một mô

thuộc số lượng với cùng các đối số giống nhau.

thức rõ ràng dựa trên sự liên kết thị trường.
IV. KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ

Nhìn vào kết quả ở bảng 3 cho thấy hệ số
co dãn của cầu theo giá ở thị trường Việt Nam

Những vấn đề về mặt chính sách được rút


là nhỏ hơn so với độ co dãn của cầu theo giá ở
các thị trường còn lại. Cụ thể, độ co dãn của

ra trực tiếp từ kết quả ước lượng mô hình sẽ
được thảo luận chi tiết sau đây.

cầu theo giá ở Việt Nam là -0,538, ở Ý là -0,66,
ở Tây Ban Nha là -1,06, ở Pháp là -1,66, ở Mỹ

Kết quả ước lượng mơ hình cho thấy, nhu
cầu tiêu dùng cá hồi của Na-Uy ở thị trường

là -1,97 và ở thị trường Thế giới là -2,47. Kết

Việt Nam vào thời điểm các tháng cuối năm là

quả này đã chứng minh cho giả thuyết H6. Kết
quả này cũng hoàn toàn tương tự như nghiên

thấp hơn so với các tháng còn lại trong năm.
Kết quả này có thể giúp cho các doanh nghiệp

cứu của Bjorndal. Trond & Salvanes. Kjell G &
Gordon. Daniel V (1994), các tác giả này cũng

Việt Nam có kế hoạch nhập khẩu hợp lý hơn
giữa các tháng trong năm. Theo kết quả nghiên

đã chỉ ra rằng hệ số co dãn của cầu theo giá ở

Ý và Tây Ban Nha nhỏ hơn so với thị trường

cứu này thì các doanh nghiệp không nên nhập
khẩu nhiều mặt hàng này trong các tháng cuối

Pháp, Châu Âu, Mỹ và thị trường Thế giới.

năm để tránh tình trạng khơng tiêu thụ được.

Mức độ liên kết thị trường có thể dẫn tới
các kết quả khác nhau, đặc biệt là về độ co dãn

Kết quả ước lượng mơ hình cũng cho thấy
độ co dãn của cầu theo thu nhập trong ngắn

của cầu theo giá và theo giá chéo. Tuy nhiên,
trong nghiên cứu này độ co dãn chéo theo giá

hạn bằng 5,69 và trong dài hạn bằng 7,69 là
tương đối lớn. Kết quả này cho biết, trong ngắn

khơng có kết quả để so sánh, vì biến giá sản

hạn với điều kiện các yếu tố khác không thay

phẩm thay thế khơng có trong mơ hình. Các thị
trường liên kết mạnh mẽ hơn được cho là sẽ

đổi thì khi thu nhập bình quân đầu người tăng
1% thì nhu cầu cá hồi tăng 5,69%, còn trong dài


làm tăng mức độ co dãn bởi vì càng có nhiều
sản phẩm thay thế và do vậy người tiêu dùng

hạn thì khi thu nhập bình quân đầu người tăng
1% thì nhu cầu tăng 7,69%. Rõ ràng đây là

càng nhạy cảm với sự thay đổi trong giá cả của
cả hai sản phẩm. Điều này xảy ra trong ngắn

những tín hiệu vui đối với các nhà kinh doanh
và các nhà nhập khẩu cá hồi của Việt Nam. Có

hạn với thị trường Việt Nam, Tây Ban Nha, và Ý

thể nói như vậy là vì nền kinh tế Việt Nam trong

có mức co dãn theo giá nhỏ hơn -1 hoặc gần -1.
Trong dài hạn, cầu ở tất cả ba thị trường này sẽ

các năm qua luôn giữ được tốc độ tăng trưởng
kinh tế cao. Theo dự báo thì nền kinh tế Việt

co dãn với độ co dãn theo giá từ -0,727 đối với
Việt Nam tới -1.27 đối với Ý và -1.78 đối với Tây

Nam sẽ vẫn còn tiếp tục tăng trưởng cao trong
các năm tới khi mà Việt Nam đã là thành viên

Ban Nha. Theo nghiên cứu của DeVoretz và

Salvanes (1990) thì độ co dãn theo giá của thị

của WTO. Kinh tế phát triển, người dân ngày
càng có thu nhập cao hơn nên việc tiêu dùng cá

trường thế giới trong dài hạn tương đối cao ở

hồi cũng sẽ tăng theo. Mặt khác, hiện nay các

mức -4.87. Kết quả này có lẽ là vì họ đã sử
dụng một mơ hình động rất tổng qt (mơ hình

doanh nghiệp chế biến thủy sản trong nước
cũng rất khan hiếm về nguyên liệu sản xuất

ADL) cho phép nhiều độ trễ về thời gian của cả
biến nội sinh và ngoại sinh.

phục vụ nhu cầu trong nước và xuất khẩu. Do
đó, các doanh nghiệp nên mạnh dạn trong việc

Cuối cùng, tất cả các nghiên cứu đều kết
luận rằng, cá hồi Na-Uy là hàng hóa xa xỉ khi có

nhập khẩu cá hồi để phục vụ nhu cầu ngày càng
tăng lên trong nước và xuất khẩu.

các hệ số co dãn theo thu nhập lớn hơn 1. Tuy

Cuối cùng, độ co dãn của cầu theo giá


nhiên, các con số đánh giá mức co dãn theo thu
nhập lại có sự khác biệt tương đối lớn giữa các

bằng 0.54 là nhỏ hơn 1. Kết quả này sẽ là cơ sở
quan trọng giúp các doanh nghiệp Việt Nam biết

76


Tạp chí Khoa học - Cơng nghệ Thủy sản số 1/2009
cách đàm phán với các nhà xuất khẩu Na-Uy về

nghiên cứu sử dụng dữ liệu tương tự như dữ

giá cả sao cho có lợi nhất. Vì trong trường hợp

liệu trong nghiên cứu này.

này các nhà xuất khẩu cá hồi của Na-Uy có xu
hướng muốn tăng giá bán. Tuy nhiên, nếu xét

- Dữ liệu về biến thu nhập được tính bằng
GDP bình quân đầu người ở hai thành phố lớn

giữa thu nhập và giá cả ảnh hưởng đến cầu về
sản phẩm cá hồi thì yếu tố giá khơng phải là một

là Hà Nội và thành phố Hồ Chí Minh, chứ khơng
phải là thu nhập thực tế của người tiêu dùng nói


biến chính sách ưu tiên.

chung ở Việt Nam. Do đó, sẽ có những tác động
lớn ảnh hưởng đến biến thu nhập trong nghiên

V. CÁC HẠN CHẾ CỦA NGHIÊN CỨU VÀ
HƯỚNG NGHIÊN CỨU TIẾP THEO
- Biến giá cả được giả định là biến ngoại
sinh. Tuy nhiên, thực tế biến giá cả có thể là
đồng thời. Khi đó, mơ hình hệ phương trình sẽ
hợp lý hơn.
- Dữ liệu về sản lượng và giá cả là dữ liệu
thương mại nên sẽ có những thiên lệch trong

cứu này.
- Mặt hàng thay thế chưa được nghiên cứu
xem xét trong mối quan hệ với cá hồi. Do đó,
các nghiên cứu tiếp theo nên đưa vào mơ hình
một số loại cá thay thế cho cá hồi để nghiên cứu
sâu hơn về cấu trúc cầu và khả năng thay thế
giữa các loài cá này.

biến sản lượng và biến giá cả. Tuy nhiên, cũng
cần nói thêm rằng trên thế giới có rất nhiều
TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Nguyễn Quang Dong, 2002, Bài tập kinh tế lượng với sự trợ giúp của phẩn mềm Eviews. Hà
Nội: NXB Khoa học và Kỹ thuật.
2. An Econometric Demand Model for Canadian Salmon, monograph published by Canada,
Department of Fisheries and Oceans: Canada, June, 1980.

3. Bjorndal. Trond & Salvanes. Kjell G & Gordon. Daniel V, 1994, Elasticity Estimates of Farmed
Salmon Demand in Spain and Italy, Empirical Economics, Springer, vol. 19(3), pages 419-28.
4. Bjorndal. Trond & Salvanes. Kjell G & Andreassen. Jorun H, 1992, The Demand for Salmon in
France: The Effects of Marketing and Structural Change, Applied Economics, Taylor and Francis
Journals, vol. 24(9), pages 1027-34, September.
5. Frank Asche, Trond & Gordon, 2005, Demand structure for fish, SNF Working Paper No.37/05.

77