- Trang Chủ
- Kinh tế học
- Ảnh hưởng của nguồn vốn FDI đến tăng trưởng và hội tụ năng suất các nhân tố tổng hợp cấp độ doanh nghiệp ngành chế biến thực phẩm và đồ uống Việt Nam giai đoạn 2000-2012 - phương pháp tiếp cận theo dữ liệu bảng
Xem mẫu
- Bản tin Khoa học Trẻ số 1(2), 2015 1
ẢNH HƯỞNG CỦA NGUỒN VỐN FDI ĐẾN TĂNG TRƯỞNG VÀ HỘI TỤ NĂNG
SUẤT CÁC NHÂN TỐ TỔNG HỢP CẤP ĐỘ DOANH NGHIỆP NGÀNH CHẾ BIẾN
THỰC PHẨM VÀ ĐỒ UỐNG VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2000-2012- PHƯƠNG PHÁP
TIẾP CẬN THEO DỮ LIỆU BẢNG
NCS.ThS. Phan Tất Hiển
Trường Đại học Sài Gòn
Email: pthien@sgu.edu.vn
(Ngày nhận bài: 26/11/2015; Ngày duyệt đăng: 18/12/2015)
TÓM TẮT
Bài báo nghiên cứu sự tồn tại và ảnh hưởng của hội nhập thông qua FDI lên hội tụ năng suất
các nhân tố tổng hợp TFP của các doanh nghiệp thuộc ngành chế biến thực phẩm và đồ uống
ở Việt Nam. Chúng tôi sử dụng bảng IO động để xây dựng cấu trúc mối liên hệ giữa các
doanh nghiệp nội địa và các doanh nghiệp FDI thông qua ảnh hưởng lan tỏa của FDI lên các
doanh nghiệp nội địa. Chúng tôi sử dụng phương pháp hồi quy với số liệu mảng để xem xét
những doanh nghiệp trực tiếp tham gia vào hội nhập thông qua biến vốn vay từ bên ngoài để
phản ánh tác động của thị trường tài chính, và sử dụng phương pháp bán tham số với đầu tư
và đầu vào trung gian làm biến điều khiển khi ước lượng hàm sản xuất để tránh tính chệch,
đồng thời nhờ đó có thể ước lượng năng suất nhân tố tổng hợp (TFP) thực. Với dữ liệu của
ngành chế biến thực phẩm và đồ uống từ năm 2000-2012, chúng tôi đã chỉ ra rằng có ảnh
hưởng tích cực của hội nhập và thị trường tài chính lên quá trình hội tụ TFP của các doanh
nghiệp thuộc ngành công nghiệp chế biến thực phẩm và đồ uống.
Từ khóa quan trọng: năng suất cấp độ doanh nghiệp, hội nhập, hội tụ, tốc độ hội tụ, lan tỏa
công nghệ, lan tỏa theo chiều ngang, lan tỏa theo chiều dọc, kỹ thuật bán tham số.
ABSTRACT
The objective of this research is to identify the existence and nature of the effect of integration
through the trade and FDI channels on productivity convergence of firms in the food-drink
industry in Vietnam. We employ the dynamic input-output data to construct the structural
relationship between domestic and FDI firms through spillover effects of FDI on domestic
firms. The dummy variable procedure is used to model firms which are directly involved in
the integration through export-import channel, and borrowings from external sources to
reflect impacts of financial market. We employ the semi-parametric methodology, in which
investment is the controlling variable, when estimating production function to avoid the bias
and to be capable of estimating real total factor productivity (TFP). Using the data of food-
drink industry in the period 2000-2012, we point out that there exists the positive effect of
integration and financial market on the process of TFP convergence among firms in this
industry.
Keywords: convergence, convergence speed, horizontal spillover, integration, productivity at
firm level, semiparametric technique, technology spillover, vertical spillover.
GIỚI THIỆU câu hỏi này, chúng tôi nghiên cứu về quá
Việt Nam đang đứng trước những cơ hội và trình hội tụ của các ngành. Trong nghiên cứu
thách thức mới nhất là khi chúng ta vừa mới này, xin được trình bày với ngành chế biến
kí kết thành công hiệp định thương mại TPP. thực phẩm và đồ uống- một ngành có doanh
Vấn đề đặt ra cho các nhà quản lí là chúng ta thu lớn trong các ngành công nghiệp Việt
nên tập trung phát triển ngành nào để nền Nam. Đây cũng là ngành mà các doanh
kinh tế của chúng ta tăng trưởng tốt hơn và nghiệp của nó ở dạng vừa và nhỏ. Cung cấp
bền vững hơn trong tương lai. Để giải quyết cho chúng ta nhiều việc làm phù hợp với điều
- Bản tin Khoa học Trẻ số 1(2), 2015 2
kiện về nguyên liệu và con người của Việt quy với hiệu ứng đặc trưng theo từng trường
Nam. hợp mà không quan sát được, cách tiếp cận
Vậy xem xét sự hội tụ nghĩa là thế nào? Xem này sử dụng dạng sai phân của phương trình
xét sự hội tụ cấp độ doanh nghiệp chính là hồi quy để loại bỏ những hiệu ứng đặc trưng
phân tích xem một doanh nghiệp chưa phát theo quốc gia mà bất biến theo thời gian và
triển hoặc chưa được đầu tư phát triển có thể không quan sát được, và sử dụng giá trị của
phát triển để bắt kịp doanh nghiệp đã phát chuỗi này đã lấy trễ hai thời kỳ hoặc dài hơn
triển trong một ngành. Trả lời câu hỏi này là làm biến công cụ cho phương trình dạng sai
một cơ sở quan trọng cho các nhà hoạch định phân, do vậy nó sẽ loại bỏ đi được sai số đo
chính sách đưa ra các chính sách thích hợp lường và chệch do tính nội sinh. Các kết quả
để phát triển nền kinh tế. Do đó, vấn đề này từ phân tích hội tụ sử dụng các phương pháp
đã được rất nhiều nhà kinh tế quan tâm. Để sử dụng dữ liệu bảng này thường chệch so
xem xét vấn đề này có nhiều cách tiếp cận với các kết quả rút ra từ các nghiên cứu hồi
khác nhau như tiếp cận theo số liệu chéo, tiếp quy sử dụng số liệu chéo. Do vậy, các ước
cận theo phân phối, tiếp cận theo số liệu lượng tốc độ hội tụ thông qua phương pháp
bảng,… Trong nghiên cứu này chúng tôi xin dữ liệu bảng truyền thống thường cao hơn so
giới thiệu phương pháp tiếp cận số liệu mảng với các ước lượng chéo. Để xử lý vấn đề kinh
để giải quyết vấn đề này. tế lượng, một số giả đề xuất sử dụng một ước
Phương pháp tiếp cận số liệu mảng sẽ kết lượng GMM hệ thống như Arellano và Bover
hợp thông tin chéo và thông tin về quá trình (1995)[3], Blundell và Bond (1998)[4]. Đây
vận động. Những người ủng hộ cách tiếp cận là một hệ thống kết hợp các phương trình sai
này cho rằng nó có một lợi thế rõ rệt so với phân bậc nhất thông thường với các phương
hồi quy chéo. Trong khi phân tích hội tụ chéo trình theo giá trị gốc, trong đó biến công cụ
có điều kiện phải đưa các nhân tố quyết định là biến sai phân bậc nhất lấy trễ. Sử dụng hệ
tới mức TFP ở trạng thái dừng vào để đảm số ước lượng này cho cùng tập dữ liệu mà
bảo có được các ước lượng vững. Với việc Caselli (1996)[7] đã dùng, Bond (2001) [5]
một nhân tố này chưa biết hoặc không đo tính được tốc độ hội tụ cho cả mô hình Solow
lường được sẽ dẫn tới những khó khăn. gốc và mô hình có bổ sung vốn nhân lực. Nói
Nhiều tác giả cho rằng cách duy nhất để thu cách khác, các tác giả đã giải thích được tại
được các ước lượng vững là sử dụng phương sao các hệ số ước lượng bằng GMM sai phân
pháp dữ liệu bảng. Mô hình dữ liệu bảng cho bậc nhất lại cao hơn khá nhiều so với tốc độ
quá trình hội tụ với hiệu ứng cố định giản hội tụ tương đối chậm trong các nghiên cứu
đơn khi đó sẽ có dạng: hồi quy chéo. Nó bắt nguồn từ độ chệch do
log y t / y t 1 c0 c1 t b log y t 1 u t (1.1) mẫu hữu hạn lớn của hệ số ước lượng này
dẫn đến việc sử dụng biến công cụ yếu.
Phương trình này cho thấy hằng số c lúc này
được phân rã thành hai bộ phận là hiệu ứng NĂNG SUẤT CÁC NHÂN TỐ TỔNG
cố định theo nền kinh tế nhưng không quan HỢP TFP([14])
sát được (không đổi theo thời gian và quyết Trong phần này chúng tôi xin giới thiệu về
định tới trạng thái dừng của vùng) c0, và hiệu cách tính phương pháp các nhân tố tổng hợp.
ứng đặc trưng theo thời gian c1 mà ảnh Thứ nhất, phương pháp bán tham số, trong
hưởng tới tất cả các nền kinh tế. Để ước phương pháp bán tham số có 2 dạng ước
lượng được, các hệ số ước lượng theo lượng được đề xuất bởi Olley-Pakes
phương pháp biến giả bình phương bé nhất (1996)[10] và dạng ước lượng do
được áp đề xuất bởi Hsiao(1986)[8]. Tuy Levinshon-Petrin (2003)[9] cải tiến dựa trên
nhiên, bởi vì hệ số ước lượng này chỉ vững cơ sở phương pháp của Olley-Pakes.
khi có một lượng quan sát lớn theo thời gian Chúng tôi xin trình bày nội dung cơ bản nhất
nên một cách khác được sử dụng phổ biến và các thủ thuật ước lượng của phương pháp
hơn là sử dụng ước lượng GMM 2 bước mà do Levinshon-Petrin đề xuất. Còn phương
Arellano (1988)[1] và Arrellano và Bond pháp do Olley và Pakes (1996)[10] thì cũng
(1991)[2] đề xuất và được đưa vào nghiên hoàn toàn tương tự chỉ khác là Olley-Pakes
cứu tăng trưởng trong Caselli, Esquivel và sử dụng biến đầu tư làm biến điều khiển.
Lefort (1996)[7]. Bắt đầu với mô hình tự hồi
- Bản tin Khoa học Trẻ số 1(2), 2015 3
Năng suất các nhân tố tổng hợp của công ty i, TFPt k ,i
ln[ ] lnTFPt ,i j X t , j t ,i (3.2)
trong năm t có thể được biểu diễn như sau: TFPt ,i j 1,2,...
prit yit ˆ2lit ˆ2 kit ˆ3mit (2.1) Trong đó t là thời điểm nghiên cứu, yt ,i là
Trong đó, prit là logarithm của TFP, yit là log tăng trưởng của năng suất tổng hợp của
đầu ra của doanh nghiệp i tại thời điểm t, lit, doanh nghiệp i tại thời điểm t, và là các
kit, mit lần lượt là log của số lao động, vốn,
tham số được ước lượng còn et ,i là số hạng
và đầu vào trung gian của doanh nghiệp i tại
thời điểm t. sai số ngẫu nhiên. Xt,j là nhân tố tác động j ở
thời điểm t. Ta nói là xảy ra sự hội tụ khi
MÔ HÌNH HỘI TỤ > 0. Hệ số đối với tham số hội tụ được
Để xem xét sự hội tụ của TFP chúng tôi sử coi là tốc độ hội tụ hàng năm. Các biến khác
dụng hai dạng mô hình là -hội tụ không ở đây với hàm ý là có thể đưa ra một số biến
điều kiện và -hội tụ không điều kiện có giải thích bổ sung cho sự hội tụ khi vấn đề
điều kiện sau đây. hội tụ đã xảy ra. Các biến này sẽ được đưa
Mô hình - hội tụ không điều kiện them vào mô hình khi ta coi là cần thiết để
xét đến sự khác nhau trong các trạng thái ổn
Từ quan điểm lý thuyết, chúng ta sử dụng
định vùng. Tuy nhiên, lưu ý rằng một số biến
phân tích hồi quy để phân tích hội tụ tuyệt
quan trọng tiềm năng, nếu đưa vào trong hồi
đối . Nếu giả thiết rằng mô hình tăng
quy trên, có thể vướng vấn đề nội sinh. Do
trưởng tân cổ điển là đúng, có thể phát hiện vậy, tất cả các biến sử dụng trong phân tích
ra tốc độ hội tụ từ ước lượng tham số, dĩ này là ngoại sinh, nghĩa là chúng không được
nhiên chúng ta có thể đưa một số biến liên xác định bởi tốc độ tăng trưởng vùng.
quan vào để được bộ số liệu thích hợp với Khi đó tốc độ bắt kịp của các doanh nghiệp
nghiên cứu. trong trường hợp xảy ra hội tụ được tính bởi
Trước hết hãy xem xét trường hợp đơn giản công thức sau:
sau: giả định biến phụ thuộc là loga tăng ln 1
trưởng của năng suất các yếu tố tổng hợp của (3.3)
các doanh nghiệp tại thời điểm (t+k) sao với T
Và công thức tính nửa đời cho các trường
thời điểm t, còn biến độc lập là loga tăng
trưởng của năng suất các yếu tổng hợp ở thời ln 2
hợp hội tụ sẽ là: half-life = (3.4)
điểm t của thời kỳ nghiên cứu. Chúng ta có
thể thiết lập phương trình sau: KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM
TFPt k ,i Số liệu và các biến
ln[ ] lnTFPt ,i t ,i (3.1) Số liệu được lọc từ bộ điều tra doanh nghiệp
TFPt ,i của tổng cục thống kê GSO gồm các doanh
Trong đó t là thời điểm nghiên cứu, y t ,i là nghiệp có mặt 13 năm từ 2000-2012. Chúng
tôi loại bỏ những doanh nghiệp có lao động
tăng trưởng của năng suất tổng hợp của âm, vốn âm.Sau đó chúng tôi tiến hành ước
doanh nghiệp i tại thời điểm t, và là các lượng TFP theo phương pháp bán tham số
tham số được ước lượng còn et ,i là số hạng theo hai cách khác nhau như đã giới thiệu ở
trên. Để xem xét tác động của nguồn vốn
sai số ngẫu nhiên. Nếu giá trị ước lượng
FDI tác động lên tăng trưởng và hội tụ TFP
được của là âm, thì chúng ta nói rằng dữ thì chúng tôi cơ cấu các biến truyền tải của
liệu chứng tỏ có b -hội tụ không điều kiện nguồn vốn FDI như sau.
hay còn gọi là b -hội tụ tuyệt đối.
Mô hình b -hội tụ có điều kiện
Áp dụng phương trình thực nghiệm rút ra từ
lý thuyết tân cổ điển (Barro và Sala-i-
Martin,1995)[6]:
- Bản tin Khoa học Trẻ số 1(2), 2015 4
Bảng 1: các biến truyền tải FDI và ý nghĩa của nó
Tên biến Ý nghĩa
Backward Mức độ hợp tác giữa các nhà cung cấp nội địa với các khách hàng là doanh
(back) n
nghiệp đa quốc gia; back jt jk Horizontalkt ;Trong đó, jk là tỉ
j k
trọng của sản lượng ngành j cung cấp cho ngành k, nó được rút ra từ bảng IO
2005 và 2007 hai chữ số.
jkt là tỉ lệ đầu vào ngành j được
n
Forward
forward jt jkt Horizontalkt ; Trong đó
(for) j k
mua từ thượng nguồn k (ngành k) được rút ra từ bảng IO.
Sbackword Sbackward nắm bắt giả thiết Markusen và Venables(1999)(độ nhạy của ngành)
(Sback) n
Sbackward jt jkt backward kt
j k
Horizontal Cho biết mức độ tham gia của nước ngoài trong ngành đó, và được tính bằng tỉ
(hor) trọng vốn nước ngoài bình quân của tất cả các doanh nghiệp trong ngành, trọng
số được lấy bằng tỉ trọng của sản lượng từng doanh nghiệp trong sản lượng
ngành.
Fsi Đo tỉ trọng vốn nước ngoài trong tổng vốn của doanh nghiệp
Ngoài ra chúng tôi còn xây dựng các biến sau Tác động của FDI lên tăng trưởng của
để xem xét chất lượng của vốn chủ sở hữu, TFP
vốn ngoài, cũng như thu nhập của người lao Để xem xét tác động của FDI lên tăng trưởng
động có tác động như thế nào đến năng suất của TFP chúng tôi thực hiện ước lượng TFP
các yếu tố tổng hợp. Đó là các biến Kl=tỉ lệ với sự tham gia của các biến truyền tải FDI
giữa tổng vốn đầu tư trên số lao động; như những biến tự do (free). Sau đó so sánh
Vng=1-tỉ lệ vốn chủ sở hữu trên số lao động với mô hình không có sự tham gia của các
và Lc=thu nhập trên số lao động. biến này. Phương trình chỉ định như sau:
LnTFPit=0+1Lnl+2Lnk+3Backt+4Forwt+5Sbackt+6Horit+7Lcit+8(K/L)it+9Vngit;3.5
Kết quả thu được như bảng sau:
Bảng 2: Kết quả ước lượng hàm sản xuất để tính TFP theo phương pháp bán tham số
TFP ước lượng từ phương TFP ước lượng từ phương pháp
pháp Olley-Pakes (đầu tư Levinshon-Petrin(đầu vào trung gian
làm biến điều khiển) làm biến điều khiển)
Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4
Pi Pic Pm Pmc
Biến Hệ số Hệ số Hệ số Hệ số
Lnl 0,3754* 0,5152* 0,3336* 0,4919*
(0,0251) (0,0243) (0,0236) (0,0207)
Lnk 0,2888* 0,1898* 0,3019* 0,1986*
(0,0347) (0,0349) (0,0304) (0,0329)
Back 16,4735* 18,8343*
(2,5440) (2,6369)
Sback -38,8039* -43,5878*
(6,0261) (5,8808)
Forwd -5,9600** -9,3064*
(2,4083) (1,7747)
Hori -4,0926 -3,3733
(8,9224) (8,0500)
- Bản tin Khoa học Trẻ số 1(2), 2015 5
TFP ước lượng từ phương TFP ước lượng từ phương pháp
pháp Olley-Pakes (đầu tư Levinshon-Petrin(đầu vào trung gian
làm biến điều khiển) làm biến điều khiển)
Lc 0,0145* 0,0148*
(0,0017) (0,0019)
Kl 0,0001** 0,0001
(0,00007) (0,00005)
Vng -0,0075 -0,0198
(0,0249) (0,00255)
Tổng số quan sát 6084 6084 6084 6084
Số nhóm 468 468 468 468
Nguồn: tác giả tính toán dựa trên bộ số liệu GS
Trong đó mô hình 1 là ước lượng với TFP trưởng năng suất theo một chiều là họ cung
không có tác động của các biến truyền tải cấp các nguyên liệu đầu vào cho các doanh
FDI tính theo phương pháp của Olley-Pakes, nghiệp địa phương ở mức độ đủ để phục vụ
mô hình 2 là ước lượng với TFP có sự tác lợi ích của họ, còn chúng ta kỳ vọng nhiều
động của các biến truyền tài FDI theo Olley- hơn sự tương tác ngược lại là doanh nghiệp
Pakes. Mô hình 3 và mô hình 4 tương ứng nước ngoài xuất hiện sẽ tạo ra một thì trường
với TFP theo phương pháp Levinshon-Petrin. tốt, là cơ hội tốt để các doanh nghiệp địa
Kết quả thu đươc chúng ta thấy rằng ở cả 2 phương cung ứng sản phẩm của mình là đầu
mô hình 2 và 4 các hệ số của Back có hệ số vào cho các doanh nghiệp nước ngoài. Điều
dương và có ý nghĩa thống kê cao có nghĩa là này chưa được các doanh nghiệp địa phương
kênh lan tỏa ngược đi từ các doanh nghiệp của chúng ta nắm bắt, tận dụng triệt để. Đây
nước ngoài đến nhà cug cấp tại địa phương là điều đáng tiếc cũng là một bài học cho các
có hệ số dương và có ý nghĩa thống kê và có doanh nghiệp địa phương. Tiếp theo chúng
ý nghĩa là các doanh nghiệp nước ngoài đã tôi xem xét tác động của các biến truyền tải
trợ giúp có hiệu quả cho các doanh nghiệp FDI lên sự hội tụ của TFP cấp đội doanh
địa phương của mình trong việc cung cấp đầu nghiệp trong ngành thông qua hai mô hình
vào đủ chất lượng để thực hiện những lợi ích - hội tụ không điều kiện và - hội tụ có
của họ. Các hệ số Sback, Forwad đều âm và điều kiện.
có ý nghĩa thống kê cao, điều này có nghĩa là Tác động của FDI lên hội tụ năng suất các
kênh lan tỏa ngược đia từ các nhà cung cấp nhân tố tổng hợp
địa phương đến các doanh nghiệp nước ngoài Để thấy rõ sự ảnh hưởng của FDI lên sự hội
chưa có hiệu quả, mà kết quả ở mô hình thể tụ của TFP, chúng tôi thực hiện hồi quy theo
hiện là các doanh nghiệp địa phương cung cách tiếp cận số liệu bảng hai mô hình -
cấp đầu vào cho các doanh nghiệp nước
hội tụ không điều kiện và - hội tụ có điều
ngoài còn rất hạn chế về số lượng và kém về
mặt chất lượng. Hệ số Hori của cả hai mô kiện. Trong đó các mô hình được chỉ định
hình đều không có ý nghĩa thống kê ở mức như sau.
10%, cho thấy rằng, mức độ tham gia của Mô hình hội tụ không điều kiện
nước ngoài vào ngành chế biến thực phẩm và DlnTFPit ln[ TFPt k ,i ] lnTFPt ,i t ,i (4.1)
đồ uống chưa có tác động đáng kể lên sự tăng TFPt ,i
trưởng năng suất của các doanh nghiệp nội Trong đó, TFPit là TFP của doanh nghiệp i
địa. Như vậy chúng ta thấy một vấn đề còn tại thời điểm t, k là khoảng thời gian xét độ
tồn tại là sự xuất hiện của các doanh nghiệp chênh lệch. Trong mô hình thực nghiệm
nước ngoài (doanh nghiệp sử dụng vốn FDI) chúng tôi chọn k=1 để xem xét sự bắt kịp sau
mới chỉ có tác động tích cực đến sự tăng hàng năm. Kết quả thu được như bảng sau:
- Bản tin Khoa học Trẻ số 1(2), 2015 6
Bảng 3: Kết quả hội tụ không điều kiện theo phương pháp tiếp cận số liệu bảng
TFP ước lượng từ phương TFP ước lượng từ phương pháp
Biến phụ
pháp Levinshon-Petrin
thuộc
Olley-Pakes (đầu vào trung gian làm biến điều
DlnYit
(đầu tư làm biến điều khiển) khiển)
Phương pháp
OLS FE RE GLS FE RE
hồi quy
Biến Hệ số Hệ số Hệ số Hệ số Hệ số Hệ số
-0,0961* -0,4247* -0,0861* -0,0914* -0,4288* -0,0814*
lnTFPit
(0,0055) (0,0111) (0,0055) (0,0054) (0,0112) (0,0054)
R-sq 0,0408 0,2187 0,2187 0,0507 0,2213 0,2213
Sigma_u 0,4474 0 0,4672 0
Sigma_e 0,4487 0,4487 0,4472 0,4472
Rho 0,4986 0 0,5218 0
Kiểm định Chi2(1)= 1251.5 chi2(1) =1216.04
Hausman Prob>chi2 = 0.0000 Prob>chi2 = 0.0000
Tốc độ bắt
0,69 4,25 0,69 0,65 4,31 0,65
kịp(%)
Nửa đời
100,08 16,30 100,08 106,13 16,09 106,13
(năm)
Nguồn: tác giả tính toán dựa trên bộ số liệu GSO
Dựa vào kiểm định Hausman chúng ta thấy ở doanh nghiệp đầu tư để đào tạo chất lượng
cả hai mô hình đều chỉ định phương pháp tác công nhân, đầu tư vào công nghệ khai thác
động cố định (FE) để phân tích mô hình này. và chế biến. Do đó, cách quản lí và phân
Kết quả thu được hệ số beta âm (-0,4247 cho công công việc trong các doanh nghiệp còn
mô hình với TFP ước lượng theo OP và - nhiều khó khăn, chưa khai thác hết tiềm năng
0,4288 cho mô hình ước lượng the LP) và có sẵn có của ngành. Điều đó khiến tốc độ phát
ý nghĩa thống kê cao. Như vậy đã xảy ra quá triển của các doanh nghiệp trong ngành chưa
trình hội tụ tuyệt đối. Cả hai mô hình lần lượt cao và so với các ngành khác còn thấp hơn.
cho chúng ta tốc độ bắt kịp là 4,25% và Tiếp theo, chúng tôi phân tích mô hình -
4,31%. Nửa đời tương ứng là 16,3 năm và hội tụ của TFPdưới sự tác động của các biến
16,09 năm. So với các ngành khác, đây là truyền tải FDI.
ngành có tốc độ hội tụ diễn ra khá chậm. So Mô hình hội tụ có điều kiện
với các ngành khác thì chế biến thực phẩm Để phân tích tác động của FDI lên quá trình
và đồ uống là ngành không yêu cầu nguồn hội tụ, chúng tôi đưa vào các biến truyền tải
vốn cao, chất lượng lao động còn thấp vì của FDI như back, sback, for, hor vào mô
nguồn lao động phổ thông là chủ yếu, nguyên hình hội tụ. Khi đó, mô hình được chỉ định
liệu của sẳn có của địa phương và sử dụng có dạng sau:
công cụ khai thác thô sơ, lạc hậu. Còn ít các
TFPt k ,i
DlnTFPit ln[ ] lnTFPt ,i 1backt ,i 2 Sbackt ,i 3 fort ,i 4 hort ,i t ,i (4.2)
TFPt ,i
Kết quả thu được như bảng dưới đây:
- Bản tin Khoa học Trẻ số 1(2), 2015 7
Bảng 4: Kết quả hội tụ có tác động của biến truyền tải FDI
TFP ước lượng từ phương pháp
Biến phụ TFP ước lượng từ phương pháp
Levinshon-Petrin
thuộc Olley-Pakes
(đầu vào trung gian làm biến điều
DlnYit (đầu tư làm biến điều khiển)
khiển)
Phương
OLS FE RE OLS FE RE
pháp hồi quy
Biến Hệ số Hệ số Hệ số Hệ số Hệ số Hệ số
-0,0980* -0,6659* -0,0980* -0,0917* -0,6669* -0,0917*
lnYit
(0,0060) (0,0127) (0,0060) (0,0057) (0,0127) (0,0057)
7,4336* 31,3365* 7,4336* 6,9162* 30,9308* 6,9162*
Back
(1,9675) (1,8985) (1,9675) (1,9661) (1,8937) (1,9661)
-12,1631* -70,7784* -12,1631* -10,9136* -69,8458* -10,9136*
Sback
(3,6103) (3,7585) (3,6103) (3,6062) (3,7484) (3,6062)
-5,7451* -24,6279* -5,7451* -5,4415* -24,2643* -5,4415*
For
(1,3834) (1,2514) (1,3834) (1,3823) (1,2471) (1,3823)
6,44202* 7,1754** 6,44202* 6,2879** 6,7280*** 6,2879**
Hor
(3,5327) (3,3217) (3,5327) (2,8544) (3,3799) (2,8544)
0,4963* 2,8437* 0,4963* 0,4724* 2,8824* 0,4724*
-cons
(0,0286) (0,0542) (0,0286) (0,0283) (0,0549) (0,0283)
R-sq 0,0477 0,3479 0,3150 0,3484 0,3118
Sigma_u 0,6814 0 0,7071 0
Sigma_e 0,4100 0,4100 0,4092 0,4092
Rho 0,7341 0 0,7491 0
Kiểm định chi2(5)= 2535.47 chi2(5) = 2555.77
Hausman Prob>chi2 = 0.0000 Prob>chi2 = 0.0000
Tốc độ hội
0,79 8,43 00,79 0,74 8,46 0,74
tụ (%)
Nửa đời
87,36 8,22 87,36 93,68 8,19 93,68
(năm)
Nguồn: tác giả tính toán dựa trên bộ số liệu GSO
Dựa vào kết quả kiểm định Hausman, chính là do sự hợp tác của các ngành chưa
phương pháp được chỉ định để hồi quy mô chặt chẽ. Chúng ta chưa có một cơ chế quản
hình hội tụ là tác động cố định. Chúng ta thu lí phù hợp để phát triển một nền kinh tế đồng
được các hệ số của back, hor đều dương và bộ, liên kết giữa các ngành với nhau. Tuy
có ý nghĩa thống kê cao, điều này cho thấy, chưa có được kết quả như mong đợi nhưng
hoạt động cung cấp nguyên liệu, vốn của với sự tham gia của các doanh nghiệp nước
doanh nghiệp nước ngoài trong ngành chế ngoài mà cụ thể là nguồn vốn FDI thì tốc độ
biến thực phẩm và đồ uống cho các doanh hội tụ của các doanh nghiệp trong ngành chế
nghiệp địa phương trong các ngành khác có biến thực phẩm được cải thiện rõ rệt. So sánh
tác dụng rất tích cực đến sự hội tụ của TFP. giữa kết quả của mô hình -hội tụ không
Còn các hệ số của sback, for đều âm và có ý điều kiện chngs ta sẽ thấy rõ điều đó. Cụ thể,
nghĩa thống kê lại phản ánh nguồn nguyên với sự tham gia của FDI thì tốc độ hội tụ của
liệu đầu vào của ngành chế biến thực phẩm TFP theo các phương pháp ước lượng Olley-
mua từ các ngành khác với sự tham gia của Pakes và Levinshon_Petrin lần lượt được
nguồn vốn nước ngoài chưa đem lại hiệu quả tăng lên là 8,43% và 8,46%. Điều này làm rút
như mong đợi. Điều này phản ánh mối liên ngắn thời gian nửa đời từ 16,3 năm xuống
hệ ngược của các ngành trong nền kinh tế 8,22 năm với TFP được ước lượng theo
Việt Nam chưa phản ánh được xu thế mong
muốn của nó. Có thể giải thích điều này
- Bản tin Khoa học Trẻ số 1(2), 2015 8
Olley-Pakes và từ 16,09 năm xuống 8,19 doanh nghiệp có vốn FDI đầu tư khi cung
năm với TFP được ước lượng theo cấp ra thị trường làm các đầu vào cho các
Levinshon_Petrin. Đây có thể nói là một doanh nghiệp nội địa của ngành khác cos
đóng góp rất đáng kể của FDI lên quá trình hiệu quả kinh tế, làm tăng trưởng TFP đáng
hội tụ của ngành chế biến thực phẩm và đồ kể. Nhưng chiều ngược lại thì chưa đáp ứng
uống. được nhu cầu của các doanh nghiệp có vốn
đầu tư FDI và các doanh nghiệp đa quốc gia.
KẾT LUẬN Từ đây chúng tôi có một số kiến nghị cho các
Nghiên cứu này giúp chúng tôi thu được một nhà quản lí như sau:
số kết quả như sau. Thứ nhất, có quá trình Kiến nghị thứ nhất, mạnh dạn đầu tư vào
hội tụ tuyệt đối và hội tụ có điều kiện xảy ra ngành chế biến thực phẩm và đồ uống trong
ở cấp độ doanh nghiệp chế biến thực phẩm tương lai. Đầu tư vốn, các nguồn lực khác
và đồ uống. Điều này có nghĩalà, trong ngành nhằm nâng cao chất lượng người tham gia
chế biến thực phẩm và đồ uống các doanh lao động, nâng cấp công nghệ tiên tiến để
nghiệp chưa phát triển có thể đầu tư để phát nâng cao hiệu quả sản xuất của ngành.
triển và bắt kịp các doah nghiệp đã phát triển. Kiến nghị thứ hai, cần có cơ chế cho các
Nó cũng phản ánh đúng quy luật của lý ngành, để liên kết các ngành lại với nhau tạo
thuyết Slow[10]đã xây dựng là các nền kinh thành một chuổi cung ứng các sản phẩm,
tế nghèo, hay các doanh nghiệp chưa phát nguyên liệu đầu vào tốt giúp nhau cùng phát
triển có tốc độ phát triển cao hơn so với các triển. Đáp ứng được yêu cầu cao về chất
nền kinh tế hoặc các doanh nghiệp đã phát lượng của các đối tác nước ngoài và nâng cao
triển trước đó. Và chúng tiến tới một trạng hơn nữa sản phẩm nội địa để đáp ứng và
thái dừng nhất định trong tương lai. Thứ hai, cũng cố chất lượng cuộc sống của người dân.
nguồn vốn FDI có tác động rất lớn đến sự hội Kiến nghị thứ ba, cần phát huy tối đa nguồn
tụ TFP của ngành chế biến thực phẩm và đồ vốn FDI. Từ nghiên cứu chỉ ra, chúng ta
uống. Nó rút ngắn được một nửa thời gian đang sử
bắt kịp của các doanh nghiệp. Tuy nhiên, qua dụng nguồn vốn FDI chưa hiệu quả, còn có
phân tích các biến và kết quả của các mô nhiều vấn đề cần được phân tích và tìm hiểu
hình chúng ta cũng thấy được rằng, nguồn rõ hơn để giúp tối đa hóa lợi ích của nguồn
vốn FDI khi đầu tư vào Việt Nam mới chỉ vốn FDI, giúp nền kinh tế Việt Nam ngày
dừng lại ở một chiều là sản phẩm của các càng phát triển và bền vững.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. ARELLANO, M., 1988. "An Alternative Transformation for Fixed Effects Models with
Predetermined Variables." Applied Economics Discussion Paper, 57
2. ARELLANO, M. and S. BOND., 1991. "Some Test Specification for Panel Data: Monte
Carlo Evidence and an Application to Employment Equations." Review of Economic
Studies, 58, 577-297.
3. ARELLANO, M. AND O. BOVER., 1995. "Another Look at the Instrumental Variable
Estimation of Error-Components Models." Journal of Econometrics, 68, 29-51.
4. BLUNDELL, R. AND S. BOND., 1998. "Initial Conditions and Moment Restrictions in
Dynamic Panel Data Models " Journal of Econometrics, 87, 115-43.
5. BOND, S. ; H. HOEFFLER AND J. TEMPLE, 2001. "Gmm Estimation of Empirical
Growth Models." CEPR Discussion Paper, 3048.
6. BARRO, R. J. AND X. SALA-I-MARTIN. 1995. Economic Growth. New York:
McGraw-Hill.
7. CASELLI, F.; G. ESQUIVEL AND F. LEFORT. 1996. "Reopening the Convergence
Debate: A New Look at Cross-Country Growth Empirics." Journal of Economic Growth,
1, 363-89.
8. JAMES LEVINSOHN, A. P. (2000). Estimating production function using input to
control for unobservables. Russell The Journal Of The Bertrand Russell Archives.
- Bản tin Khoa học Trẻ số 1(2), 2015 9
9. LUCAS, R. E. (1988). On the mechanics of economic development. Journal of Monetary
Economics 22: 3-42.
10. RALHAN, MUKESH. 2002. "Convergence of Income among Provinces in Canada – an
Application of Gmm Estimation." Econometrics Working Paper.
11. SOLOW, R. M. 1956. "A Contribution to the Theory of Economic Growth." Quarterly
Journal of Economics, 70, 65-94.
12. NGUYỄN KHẮC MINH, PHẠM VĂN KHÁNH, NGUYỄN VIỆT HƯNG, PHAN TẤT
HIỂN, Hội nhập và hội tụ năng suất ở cấp độ doanh nghiệp của ngành dệt may, Tạp chí
kinh tế&Phát triển,(2014) số 205, 44-52.
13. PHAN TẤT HIỂN, Hội nhập và hội tụ năng suất ở cấp độ doanh nghiệp của ngành chế
biến thực phẩm và đồ uống, Kỷ yếu hội thảo khoa học Tài chính định lượng và các vấn
đề liên quan, NXB trường ĐH Tài chính – Marketing Tp. Hồ Chí Minh, (2015).
nguon tai.lieu . vn
