Bản tin Khoa học Trẻ: Số 1 (2), 2015

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:76

Thêm vào BST

Báo xấu

15
lượt xem 4
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bản tin Khoa học Trẻ: Số 1 (2), 2015 trình bày các nội dung chính sau: 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; Các nhân tố tác động đến quyết định khởi nghiệp của thanh niên tại thành phố Hồ Chí Minh; Cạnh tranh thuế và Cộng đồng Kinh tế ASEAN: Triển vọng và thách thức;...

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Bản tin Khoa học Trẻ: Số 1 (2), 2015

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).
Bản tin Khoa học Trẻ số 1(2), 2015 10 CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH KHỞI NGHIỆP CỦA THANH NIÊN TẠI THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH Lê Trần Phương Uyên, Nguyễn Thị Hòa Bình, Nguyễn Thị Thanh Vy, Nguyễn Tuấn Dương Trường Đại học Ngoại thương Cơ sở II Email: tuanduongftu@gmail.com (Ngày nhận bài: 26/11/2015; Ngày duyệt đăng: 18/12/2015) TÓM TẮT Hoạt động khởi nghiệp của thanh niên tại thành phố Hồ Chí Minh đang đứng trước nhiều cơ hội và thách thức. Nghiên cứu này phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định khởi nghiệp của thanh niên ở Thành phố Hồ Chí Minh. Số liệu thu thập với 324 mẫu hợp lệ, được xử lý bằng phần mềm SPSS phiên bản 22 nhằm kiểm định mức độ tin cậy của thang đo bằng hệ số Cronbach’s Alpha để loại bỏ biến không phù hợp, sau đó tiếp tục sử dụng cho phân tích nhân tố khám phá EFA để nhóm nhân tố và loại các biến không đạt chuẩn, các nhân tố mới được đưa vào phân tích hồi quy để xác định các yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến quyết định khởi nghiệp của thanh niên. Kết quả đã chỉ ra có 4 yếu tố ảnh hưởng đến quyết định khởi nghiệp của thanh niên tại thành phố Hồ Chí Minh gồm (1) Thị trường – Tài chính – Năng lực, (2) Nghiên cứu và Phát triển, (3) Pháp lý, (4) Văn hóa. Tại thành phố Hồ Chí Minh hiện nay làn sóng khởi nghiệp vẫn chưa thực sự bền vững và khởi sắc. Các hoạt động nhằm thúc đẩy và hỗ trợ thanh niên khởi nghiệp cần phải đóng một vai trò thiết yếu và phải có được sự quan tâm kịp thời, đầu tư lâu dài, đúng mức và đồng bộ vào các yếu tố trên. Nhóm nghiên cứu hy vọng những giải pháp, kiến nghị đề ra, dù chưa thật sự hoàn thiện, sẽ góp phần định hướng xây dựng các chương trình hỗ trợ, thúc đẩy thanh niên TP.HCM khởi nghiệp trong tương lai. Từ khóa: khởi nghiệp, thanh niên, Thành phố Hồ Chí Minh, quyết định khởi nghiệp. ABSTRACT Youth entrepreneurship activities in Ho Chi Minh City are facing many opportunities and challenges. The study analyzes the factors that influence the decision of youth entrepreneurship in Ho Chi Minh City. Data collected with 324 valid sample, which are processed by SPSS version 22 software to test the reliability of the scale by coefficient Cronbach's Alpha to remove the variables that do not match, then further used in Exploratory Factor Analysis and the variables disqualified are also removed, these factors are included in the regression analysis to identify important factors that affect the decision of youth entrepreneurship. The results show there are 4 factors affecting the decision of youth entrepreneurship in Ho Chi Minh city, including (1) Market - Finance – Personal capability, (2) Research and Development, (3) Legal, (4) Culture. In Ho Chi Minh City today startup trend has not been truly sustainable and prosperous. The activities aimed at promoting and supporting youth entrepreneurship must play an essential role and must get timely care, long- term investment, adequate and synchronized on the above factors. The researchers hope the measures and proposals outlined, though not really perfect, will help shape building assistance programs, promoting youth entrepreneurship in the future. Keywords: entrepreneurship, youth, Ho Chi Minh City, the decision of youth entrepreneurship. GIỚI THIỆU cách đây khoảng 10 năm nhưng hiện nay, hệ Các công ty khởi nghiệp không chỉ tạo giá trị sinh thái ấy đã có nhiều thay đổi và đặt ra cho những người khởi nghiệp mà còn cho các nhiều thách thức trong bối cảnh hiện tại. Số cổ đông của doanh nghiệp, người lao động, lượng công ty giải thể tăng trong những năm cộng đồng và xã hội. Hệ sinh thái khởi gần đây sau khủng hoảng kinh tế, đồng thời nghiệp đã hình thành những làn sóng đầu tiên số lượng công ty thành lập mới giảm đã dẫn
Bản tin Khoa học Trẻ số 1(2), 2015 11 đến tâm lý e ngại khi khởi nghiệp. Theo tổng cục thống kê, có 75.559 doanh nghiệp mới PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU được thành lập trong năm 2013, tăng 10,1% Đề tài có đối tượng nghiên cứu là các nhân so với năm 2012 và số doanh nghiệp ngừng tố tác động đến quyết định khởi nghiệp của hoạt động hoặc giải thể là 60.737, tăng thanh niên có độ tuổi từ 18 đến 30 tại thành 14,1% so với năm 2012. Và riêng tại thành phố Hồ Chí Minh. phố Hồ Chí Minh, trong năm 2014, có Phương pháp nghiên cứu tại bàn và khảo sát 23.940 doanh nghiệp đăng ký mới, giảm bằng bảng hỏi kết hợp thống kê, phân tích 5,6% so với năm 2013, tổng số doanh nghiệp hồi quy được sử dụng làm sáng tỏ vấn đề ngưng hoạt động là 22,423 doanh nghiệp. nghiên cứu. Đối với phương pháp nghiên cứu Trước tình hình đó, việc kích thích hoạt động tại bàn, đề tài khai thác lý thuyết khoa học khởi nghiệp đang là một vấn đề đáng chú khởi nghiệp kinh doanh, các tài liệu, dữ liệu trọng và nên đẩy mạnh. Để làm được điều trong và ngoài nước và thống kê của ban này, những giải pháp liên quan đến các nhân ngành chức năng về hoạt động khởi nghiệp tố tác động đến quyết định khởi nghiệp cần và hỗ trợ, thúc đẩy khởi nghiệp tại thành phố được đưa ra. Tuy nhiên, vấn đề này vẫn chưa Hồ Chí Minh. Ngoài ra, nhóm tác giả nghiên nhận được sự quan tâm đúng mức và đồng bộ cứu tình huống (case-study) hoạt động thúc từ chính quyền và xã hội. Điển hình là việc đẩy và hỗ trợ khởi nghiệp của Hoa Kỳ, Israel, vẫn còn rất ít các chính sách cũng như hoạt Nhật Bản, Trung Quốc và Singapore để có động kích thích khởi nghiệp được tổ chức tại được góc nhìn thực tế và đúc kết bài học kinh thành phố Hồ Chí Minh nói riêng và trên cả nghiệm cho Việt Nam nói chung và thành nước nói chung. phố Hồ Chí Minh nói riêng. Đối với phương Cuốn sách “Entreprenuership and small pháp nghiên cứu thực nghiệm, nhóm tác giả business” đưa ra tổng quan về tình hình khởi tiến hành theo trình tự 3 bước như sau: sự kinh doanh ở châu Á Thái Bình Dương. Bước 1: Đề xuất mô hình nghiên cứu/Thiết kế Bài báo “Nghiên cứu ảnh hưởng của các yếu nghiên cứu tố tính cách cá nhân lên tiềm năng khởi Khởi nghiệp kinh doanh là hình thức chủ yếu nghiệp của sinh viên” tập trung nghiên cứu của khởi sự kinh doanh, khi đó người chủ tình hình khởi nghiệp của sinh viên tại một doanh nghiệp biến những cơ hội kinh doanh số trường đại học tiêu biểu trên địa bàn thành thành sản phẩm và dịch vụ kinh doanh trên phố Hồ Chí Minh trên phương diện các nhân thị trường thông qua việc thành lập một tố chủ quan ảnh hưởng đến ý định khởi doanh nghiệp mới. Trên cơ sở mô hình các nghiệp của thanh niên. Bài nghiên cứu “Đặc nhân tố quyết định đến hoạt động kinh doanh điểm và động lực khởi nghiệp của giới trẻ” của OECD vào năm 2012 gồm các yếu tố: nghiên cứu đặc điểm tính cách và động lực khung pháp lý, điều kiện thị trường, tài cá nhân về việc khởi nghiệp. Những bài viết chính, nghiên cứu – phát triển (R&D) và trên đa phần nghiên cứu vấn đề ở góc độ vĩ công nghệ, khả năng của người khởi nghiệp, mô về khởi sự kinh doanh chứ chưa tập trung văn hóa, nhóm nghiên cứu áp dụng tương tự phân tích hoạt động khởi nghiệp, hoặc chỉ đối với quyết định khởi nghiệp, theo đó xây phân tích một khía cạnh là những yếu tố tác dựng mô hình các nhân tố tác động đến quyết động đến quyết định khởi nghiệp mang tính định khởi nghiệp của đối tượng mục tiêu cá nhân. Bên cạnh đó, những bài viết này cũng trên cơ sở sáu tham biến chính: Pháp lý, chưa cung cấp được những số liệu thực tiễn, Thị trường, Tài chính, Nghiên cứu và Phát đáng tin cậy về hoạt động khởi nghiệp ở triển (R&D), Năng lực, Văn hoá. thành phố Hồ Chí Minh. Chính vì những lý do đó, đề tài: “Các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định khởi nghiệp của thanh niên tại thành phố Hồ Chí Minh” đã được lựa chọn để tiến hành nghiên cứu.
Bản tin Khoa học Trẻ số 1(2), 2015 12 Bảng 1. Mô hình các nhân tố tác động đến quyết định khởi nghiệp đề xuất Nhân tố Nghiên cứu và Pháp lý Thị trường Tài chính Năng lực Văn hoá Phát triển (R&D) - Gánh nặng - Luật - Tiếp cận - Đầu tư ngân sách - Kinh - Thái độ hành chính khi chống độc vốn vay vào nghiên cứu và nghiệm cá của xã hội thành lập quyền - Nhà đầu phát triển nhân về rủi ro - Gánh nặng - Cạnh tranh tư “thiên - Công trình - Kiến - Thái độ hành chính khi - Cơ hội thần” - nghiên cứu khoa thức cá đối với doanh nghiệp kinh doanh Business học của các trường nhân những vận hành tại thị Angel Đại học - Kỹ năng người khởi - Quy định về trường trong - Vốn đầu - Sự hợp tác về doanh nghiệp phá sản nước tư mạo mặt công nghệ nhân - Mong - Quy định về an - Cơ hội hiểm (VC) giữa các công ty - Các mối muốn sở toàn, sức khoẻ, kinh doanh - Các - Sự khuếch tán quan hệ hữu riêng môi trường và tại thị nguồn vốn công nghệ hiện có nền tảng một hoạt sản phẩm thường tín dụng - Việc bảo vệ bằng - Nhập cư động kinh - Quy định của nước ngoài khác phát minh, sáng vào các doanh thị trường lao - Mức độ - Thị chế, sở hữu trí tuệ khu vực - Giáo dục động tham gia trường thuận lợi về tư duy - Sự đảm bảo về của cộng chứng cho khởi khởi nghiệp mặt xã hội và đồng khoán nghiệp sức khoẻ - Mua sắm công Các giả thuyết cho mô hình nghiên cứu được quanh sáu nhóm nhân tố: nhóm pháp lý (7 đề xuất như sau: câu), nhóm thị trường (6 câu), nhóm tài chính H1: Pháp lý có tác động cùng chiều đến (5 câu), nhóm nghiên cứu và phát triển (5 Quyết định khởi nghiệp; câu), nhóm năng lực (5 câu) và nhóm văn H2: Thị trường có tác động cùng chiều đến hóa (4 câu) nhằm đánh giá nhân tố nào thuộc Quyết định khởi nghiệp; các nhóm trên ảnh hưởng nhiều nhất đến H3: Tài chính có tác động cùng chiều đến quyết định khởi nghiệp của thanh niên thành Quyết định khởi nghiệp; phố. H4: Nghiên cứu và Phát triển có tác động Số mẫu quan sát tối thiểu cần đạt trong phân cùng chiều đến Quyết định khởi nghiệp; tích nhân tố và hồi quy đa biến được tính H5: Năng lực có tác động cùng chiều đến theo công thức là 50 + 8*m (với m: số biến Quyết định khởi nghiệp; độc lập). Như vậy, với 6 biến độc lập từ mô H6: Văn hóa có tác động cùng chiều đến hình, số mẫu quan sát tối thiểu cần đạt được Quyết định khởi nghiệp. hay số phiếu khảo sát hợp lệ tối thiểu cần có Bước 2: Khảo sát thực nghiệm là 50 + 8*6 = 98. Để tránh những sai sót Thang đo của khảo sát kế thừa mô hình các trong quá trình khảo sát, nhóm tác giả đã nhân tố tác động đến hoạt động kinh doanh phát ra 372 phiếu khảo sát. Sau khi lọc dữ của OECD (2012), trong đó từ 33 thang đo liệu, loại bỏ các phiếu trả lời không hợp lệ do OECD đưa ra, sau khi phỏng vấn nhóm, (do không quan tâm đến việc tiết kiệm nước, các thang đo khác được giữ nguyên, trừ yếu trả lời không đầy đủ,…) thì số bảng khảo sát tố Pháp lý tác giả đã loại 1 thang đo (Thuế hợp lệ là 324, trong đó có 179 đối tượng trả môn bài và thuế vốn) và xây dựng thêm 1 lời là đã khởi nghiệp và được đưa vào phân thang đo nhằm làm rõ ý Gánh nặng hành tích. Số lượng mẫu thoả mãn các yêu cầu chính khi thành lập. Nhóm nghiên cứu thiết thống kê và phân tích nhân tố. kế bảng hỏi (35 câu hỏi) sử dụng thang đo Bước 3: Phân tích dữ liệu Likert 5 điểm gồm 3 câu hỏi về quyết định Đầu tiên, nhóm tác giả kiểm định thang đo khởi nghiệp (câu hỏi số 8) và 32 câu hỏi xoay bằng hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha để loại
Bản tin Khoa học Trẻ số 1(2), 2015 13 các biến rác. Các biến có hệ số tương quan nhân tố là phương pháp hồi quy tuyến tính biến - tổng (item - total correlation) nhỏ hơn (Regression). Kế đến, nhóm tác giả xây dựng 0,3 sẽ bị loại và tiêu chuẩn chọn thang đo khi hàm hồi quy và kiểm định sự phù hợp của độ tin cậy Cronbach’s Alpha phải từ 0,6 trở mô hình. Kết quả sau phân tích sẽ là căn cứ lên. Sau đó, nhóm tiến hành phân tích nhân đề xuất những kiến nghị nhằm nâng cao chất tố khám phá EFA (Exploratory Factor lượng các hoạt động thúc đẩy thanh niên tại Analysis) để thu nhỏ và tóm tắt các dữ liệu TP.HCM khởi nghiệp. có ích cho việc xác định các tập hợp biến cần thiết. Yêu cầu đầu tiên là hệ số KMO KẾT QUẢ VÀ ĐỀ NGHỊ (Kaiser-Meyer-Olkin) phải có giá trị lớn (0,5 Tiến hành nghiên cứu thực nghiệm và phân < KMO < 1) và hệ số tải nhân tố của từng tích kết quả, nhóm nghiên cứu đã chọn ra biến quan sát phải có giá trị lớn hơn 0,5. Khi được 20 biến thuộc 4 nhóm thành phần có tác tiến hành phân tích nhân tố, nhóm tác giả sử động đến quyết định khởi nghiệp của thanh dụng phương pháp trích (extraction method) niên tại thành phố Hồ Chí Minh như bảng là Principle Components Analysis với phép sau: xoay (rotation) Varimax và phương pháp tích .Bảng 2. Thang đo quyết định khởi nghiệp Giá trị Biến Mẫu trung bình Thị trường – Tài chính – Năng lực 179 THITRUONG4 Nhiều cơ hội kinh doanh tại thị trường nội địa 179 4,34 NANGLUC2 Việc vững kiến thức 179 3,94 THITRUONG1 Luật chống độc quyền chặt chẽ hơn 179 4,32 TAICHINH3 Việc tiếp cận các Quỹ đầu tư mạo hiểm dễ dàng 179 4,09 Việc tiếp cận các nguồn vốn vay (thủ tục thấp, lãi TAICHINH1 179 4,05 suất ưu đãi,...) dễ dàng THITRUONG2 Thị trường ít cạnh tranh 179 4,09 NANGLUC1 Nhiều kinh nghiệm kinh doanh 179 4,02 Việc tiếp cận những người có khả năng cấp vốn số TAICHINH2 179 3,95 lượng lớn (Business angels) dễ dàng NANGLUC3 Việc trang bị các kỹ năng cần thiết 179 4,06 Nghiên cứu và Phát triển RD3 Việc tăng cường hợp tác công nghệ giữa các công ty 179 3,40 Bằng phát minh, sáng chế và quyền sở hữu trí tuệ 179 3,41 RD5 được bảo vệ chặt chẽ Việc tăng cường đầu tư ngân sách vào nghiên cứu 179 3,43 RD1 và phát triển RD4 Các công nghệ hiện có được cải tiến và nhân rộng 179 3,39 Pháp lý PHAPLY6 Quy định hợp đồng lao động một cách đơn giản 179 3,01 Quy định đơn giản về quy cách, chất lượng sản 179 2,95 PHAPLY5 phẩm/dịch vụ Yêu cầu đơn giản về vốn và các giấy phép hành 179 2,93 PHAPLY1 nghề cần có khi thành lập Thủ tục thành lập doanh nghiệp nhanh gọn và chi 179 2,92 PHAPLY2 phí hợp lí Văn hóa VANHOA2 Quan niệm tích cực của xã hội về người khởi nghiệp 179 4,08 VANHOA4 Sự thúc đẩy tinh thần khởi nghiệp trong giáo dục 179 4,03 VANHOA3 Khát khao làm chủ riêng một hoạt động kinh doanh 179 4,06
Bản tin Khoa học Trẻ số 1(2), 2015 14 Từ kết quả trên, nhóm tác giả xây dựng mô triển, Pháp lý và Văn hóa là những thành hình hồi quy quyết định khởi nghiệp với giả phần độc lập có ảnh hưởng cùng chiều đến định quyết định khởi nghiệp là thành phần quyết định khởi nghiệp của thanh niên tại phụ thuộc và bốn nhóm nhân tố Thị trường – TP.HCM. Nhóm nghiên cứu thu được kết Tài chính – Năng lực, Nghiên cứu và Phát quả trình bày trong bảng sau Bảng 3. Các hệ số hồi quy trong mô hình quyết định khởi nghiệp Hệ số chưa Hệ số chuẩn Mức Tương quan chuỗi chuẩn hóa hóa ý Mô hình t Std, nghĩa Hệ số Hệ số phóng đại B Beta (Sig.) Error chấp nhận phương sai Hằng số -0,555 0,241 -2,306 0,022 X1 0,248 0,064 0,213 3,880 0,000 0,549 1,823 X2 0,190 0,046 0,202 4,171 0,000 0,701 1,427 X3 0,263 0,056 0,215 4,703 0,000 0,789 1,267 X4 0,498 0,058 0,480 8,571 0,000 0,527 1,897 Kết quả phân tích hệ số hồi quy cho thấy mô riêng một hoạt động kinh doanh cũng nhận hình không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyết được giá trị trung bình cao là 4,06. Đối tượng do hệ số chấp nhận lớn hơn 0,1 và hệ số khảo sát cũng đánh giá cao sự thúc đẩy tinh phóng đại phương sai (VIF) của các biến đều thần khởi nghiệp trong giáo dục với giá trị nhỏ hơn 10. Đồng thời, do mức ý nghĩa (sig.) trung bình là 4,03. của các nhân tố đều nhỏ hơn 0,05, nên có thể Pháp lý là nhân tố có ảnh hưởng lớn thứ hai nói các biến độc lập đều có tác động đến đến quyết định khởi nghiệp với hệ số beta = quyết định khởi nghiệp. Giá trị hồi quy chuẩn 0,263.Từ kết quả khảo sát và thống kê mô tả, của các biến độc lập trong mô hình lần lượt: đối tượng được khảo sát đánh giá cao thành Thị trường – Tài chính – Năng lực là 0,248; phần Pháp lý với giá trị trung bình các nhân Nghiên cứu và Phát triển là 0,190; Pháp lý là tố (1) quy định hợp đồng lao động một cách 0,263; Văn hóa là 0,498. đơn giản là 3,01, (2) quy định đơn giản về Mô hình hồi quy được viết lại: quy cách, chất lượng sản phẩm/dịch vụ là Quyetdinh = 0,248*X1 + 0,190*X2 + 2,95, (3) yêu cầu đơn giản về vốn và các giấy 0,263*X3 + 0,498*X4 phép hành nghề cần có khi thành lập là 2,93; Với X1 là thành phần Thị trường – Tài chính và (4) thủ tục thành lập doanh nghiệp nhanh – Năng lực, X2 là thành phần Nghiên cứu và gọn và chi phí hợp lí là 2,92. Như vậy, các Phát triển, X3 là thành phần Pháp lý và X4 là quy định trong quá trình vận hành doanh thành phần Văn hóa. nghiệp có tác động mạnh hơn so với các thủ Nhận xét chung về kết quả tục thành lập doanh nghiệp đến quyết định Từ mô hình hồi quy trên, nhóm tác giả nhận khởi nghiệp của thanh niên. thấy: Kết quả hồi quy cũng cho thấy Thị trường – Thành phần Văn hóa là nhóm nhân tố ảnh Tài chính – Năng lực tác động nhiều đến hưởng nhiều nhất đến quyết định khởi nghiệp quyết định khởi nghiệp nhưng ở mức độ thấp của thanh niên với hệ số beta là 0,498. Rõ hơn so với 2 yếu tố đã phân tích ở trên (hệ số ràng, văn hóa khởi nghiệp đóng vai trò rất beta = 0,248). Đối tượng khảo sát đều đánh quan trọng trong việc thúc đẩy thanh niên đi giá cao các yếu tố của thành phần Thị trường đến quyết định khởi nghiệp. Trong thành – Tài chính – Năng lực với các giá trị trung phần Văn hóa, đối tượng được khảo sát đánh bình đa số đều lớn hơn 4,00. Trong đó, giá trị giá cao (giá trị trung bình là 4,08) việc quan trung bình nhân tố nhiều cơ hội kinh doanh niệm tích cực của xã hội về người khởi tại thị trường nội địa là cao nhất (4,34) trong nghiệp. Tiếp sau đó, việc khát khao làm chủ khi nhân tố việc vững kiến thức lại có mức
Bản tin Khoa học Trẻ số 1(2), 2015 15 đánh giá thấp nhất (giá trị trung bình là 3,94). KẾT LUẬN VÀ ĐỀ NGHỊ Có thể nói, môi trường kinh doanh, khả năng Các kết luận sau đây được đúc kết từ kết quả tiếp cận nguồn vốn và những kỹ năng liên nghiên cứu: quan đóng vai trò khá quan trọng đến quyết (1) Hoạt động khởi nghiệp ở TPHCM đang định khởi nghiệp của thanh niên. Tuy nhiên, diễn ra rất sôi nổi và nhận được sự quan tâm môi trường kinh doanh và việc tiếp cận vốn từ Chính phủ và người dân. Tuy nhiên, do đối với những người khởi nghiệp hiện nay tại thiếu sự chuẩn bị nên thanh niên tại TP.HCM TP.HCM vẫn chưa được quan tâm đúng mức chưa phát huy hết năng lực bản thân và tận và cải thiện đáng kể. dụng được các nguồn kênh hỗ trợ cho hoạt Thành phần Nghiên cứu và Phát triển có động khởi nghiệp. Song song đó, các cơ quan tác động ít nhất đến quyết định khởi nghiệp ban ngành vẫn còn thiếu kinh nghiệm và của thanh niên (hệ số beta = 0,190) trong số đang gầy dựng khung chương trình khởi 4 thành phần. Nhân tố này gồm các biến: (1) nghiệp Quốc gia nói chung và thành phố Hồ việc tăng cường hợp tác công nghệ giữa các Chí Minh nói riêng. Do đó, vẫn còn nhiều bất công ty, (2) bằng phát minh, sáng chế và cập trong công tác khuyến khích, hỗ trợ hoạt quyền sở hữu trí tuệ được bảo vệ chặt chẽ, động này. (3) việc tăng cường đầu tư ngân sách vào (2) Từ mô hình các nhân tố tác động đến nghiên cứu và phát triển và (4) các công quyết định khởi nghiệp (OECD), kết hợp với nghệ hiện có được cải tiến và nhân rộng. Kết khảo sát thực nghiệm, bài nghiên cứu rút quả thống kê mô tả cho thấy, trong các yếu tố trích được 4 nhóm nhân tố ảnh hưởng đến thuộc thành phần nghiên cứu và phát triển, quyết định khởi nghiệp của thanh niên tại đối tượng được khảo sát đồng ý nhiều nhất TP.HCM. Theo kết quả khảo sát thực với việc tăng cường đầu tư ngân sách vào nghiệm, quyết định khởi nghiệp chịu tác nghiên cứu và phát triển với giá trị trung động (theo chiều giảm dần) từ các nhân tố: bình là 3,43. Yếu tố bằng phát minh, sáng Văn hóa, Pháp lý, Thị trường – Tài chính – chế và quyền sở hữu trí tuệ được bảo vệ chặt Năng lực, và Nghiên cứu và Phát triển chẽ đạt giá trị trung bình là 3,41 cho thấy đa (3) Từ đó đưa ra một số kiến nghị: xây dựng số thanh niên đã nhận thức được tầm quan các chương trình giáo dục tinh thần và kỹ trọng của vấn đề bản quyền trong hoạt động năng khởi nghiệp trong hệ thống giáo dục kinh doanh. phổ thông và đẩy mạnh tuyên truyền về tinh Như vậy, có 4 nhân tố tác động đến quyết thần giáo dục, xây dựng Luật chống độc định khởi nghiệp của thanh niên theo các quyền chặt chẽ hơn, tăng cường nguồn vốn mức độ khác nhau. Đặc biệt, sự chênh lệch Chính phủ dành cho đối tượng khởi nghiệp này cũng khá rõ rệt (các hệ số beta nằm trong trẻ, tăng cường ngân sách đầu tư cho hoạt khoảng từ 0,190 đến 0,498), chứng tỏ rằng 4 động R&D. nhân tố có sự ảnh hưởng tương đối khác Các công trình tương lai có thể đi sâu vào nhau đến quyết định khởi nghiệp. Điều đó phần giải pháp và kiến nghị để thúc đẩy và cũng chỉ ra rằng đối với các biện pháp nhằm nâng cao hiệu quả hoạt động khởi nghiệp tại thúc đẩy và hỗ trợ hoạt động khởi nghiệp thì TP.HCM. Cụ thể, các công trình nên đi sâu bốn nhóm yếu tố trên đóng vai trò quan trọng vào vấn đề nâng cao văn hóa và tinh thần cũng khác nhau. Do đó, các nhà hoạch định khởi nghiệp, vì đó là gốc rễ của các hoạt chính sách cần phối hợp bốn nhóm thành động khác phát triển bền vững. Đồng thời, phần trên để có thể phát triển khởi nghiệp tại kết hợp với các nhóm nhân tố khác, liên hệ Việt Nam nói chung và TP.HCM nói riêng, các bài học thành công từ các nước vào bối cổ vũ mạnh mẽ tinh thần khởi nghiệp và hỗ cảnh Việt Nam và TP.HCM trợ thanh niên khởi nghiệp.
Bản tin Khoa học Trẻ số 1(2), 2015 16 TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. KATE, LEWIS, MICHAEL, SCHAPER, PAULL, WEBBER, THIERRRY, VOLERY. 2011. Entrepreneurship and small business, 3rd Asia - Pacific Edition, John Wiley & Sons Australia, Ltd. 2. BÙI, HUỲNH TUẤN DUY, ĐÀO, THỊ XUÂN DUYÊN, LÊ, THỊ LIN, NGUYỄN, THU HIỀN. 2011. Nghiên cứu ảnh hưởng của các yếu tố tính cách cá nhân lên tiềm năng khởi nghiệp của sinh viên. Tạp chí phát triển KH&CN, tập 14, số Q3-2011, Đại học Bách khoa, ĐHQG – HCM; tr.71. 3. ANH, PHAN, MAI, NGUYỄN. 2014. Đặc điểm và động lực khởi nghiệp của giới trẻ, Tạp chí quốc tế về Kinh doanh và Khoa học xã hội (International Journal of Business and Social Science, số 5, tháng 04/2014, khoa Kinh tế, trường Đại học Quốc tế, Đại học Quốc gia TP.HCM. 4. OECD. 2012. Eurostat – Statistical books, European Union. 5. FIDELL, L. S., TABACHNICK, B. G. 1996. Using multivariate statistics, 3rd edition, New York: HarperCollins. 6. BERNSTEIN, I., H., NUNNALLY, J. C. 1994. Psychometric theory. 3th edition, New York: McGraw-Hill. 7. ANDERSON, J.C., GERBING, D.W., 1988. An updated paradigm for scale development incorporating unidimensionality and its assessment, Journal of Marketing Research. 8. D.L., & A. R. OLSEN., STEVENS, JR., 2002. Variance Estimation for Spatially Balanced Samples of Environmental Resources, Review.
Bản tin Khoa học Trẻ số 1(2), 2015 17 CẠNH TRANH THUẾ VÀ CỘNG ĐỒNG KINH TẾ ASEAN: TRIỂN VỌNG VÀ THÁCH THỨC Trần Trung Kiên1, Trần Ngọc Thanh2 1 Trường Đại Học Kinh Tế TP.HCM 2 Trường Đại Học Ngoại Thương Cơ sở 2 tại TP.HCM Email: kientt@ueh.edu.vn (Ngày nhận bài: 26/11/2015; Ngày duyệt đăng: 18/12/2015) GIỚI THIỆU Năm 2015 đánh dấu bước ngoặc trong việc thành lập Cộng đồng kinh tế ASEAN (AEC) với mục tiêu cuối cùng hướng đến là “tạo dựng một khu vực kinh tế ASEAN ổn định, thịnh vượng và cạnh tranh cao, nơi có sự di chuyển tự do của hàng hóa, dịch vụ và đầu tư, di chuyển tự do hơn của các luồng vốn, phát triển kinh tế đồng đều và giảm nghèo, thu hẹp khoảng cách chênh lệch về kinh tế - xã hội” giữa các quốc gia Đông Nam Á. Tuy nhiên, cho tới nay, một chính sách hài hòa thuế vẫn được chưa thống nhất giữa các quốc gia thành viên (KPMG, 2014). Bài viết nhằm phân tích thực trạng cạnh tranh thuế và vai trò của thuế đối với tăng trưởng của các quốc gia Đông Nam Á trong bối cảnh hội nhập hiện nay. Các phương pháp kiểm định với dữ liệu chuỗi thời gian và dữ liệu bảng cũng được thực thi. Phân tích thực trạng cho thấy dường như các quốc gia thành viên đang sử dụng chính sách thuế như một công cụ nhằm cạnh tranh thu hút đầu tư. Kết quả kiểm định cũng chỉ ra sự tương tác giữa thuế của các quốc gia thành viên cũng như vai trò của thuế đối với tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia Đông Nam Á trong bối cảnh hội nhập hiện nay. Điều này đặt ra những cơ hội và thách thức to lớn cho các quốc gia ASEAN. Qua đó, bài viết nêu lên một số ý tưởng về chính sách thuế tại các quốc gia Đông Nam Á và các gợi ý chính sách cụ thể cho Việt Nam trong giai đoạn hiện nay. ABSTRACT ASEAN Economic Community (AEC) established by the 10 ASEAN member countries with the substantial visions that are equitable economic development, reduced poverty and socio- economic disparities in 2020 among countries of Southeast Asia. ASEAN countries have been hastening to create the economic community, however, they have not been unanimous in the regional tax harmonization. When investing into this region, investors have to face different tax policies of each countries. More importantly, it may be lead to the tax competition between Southeast Asian countries that offers huge opportunities and challenges for ASEAN countries. On one side, tax competition has many positive effects on economy (Mitchell, 2009). Thanks to it, countries reduce tax rates and adopt many preferences, taxpayers can keep a larger portion of their income due to lower tax burdens, which improves saving, consumption and investment. On the other side, tax competition may hold back economic performance. Tax competition among countries results in “a race to the bottom” of tax policies and shrinkage of tax revenue (Bovenberg, Cnossen, & de Mooij, 2003; Mendoza & Tensar, 2005). With the weaker and less adequate tax system compared with that in other members in ASEAN, Vietnamese economy is predicted to confront many difficulties unless Vietnam have appropriate, timely, effective solutions to reform and improve tax policy ( Sử Đình Thành, Trung & Kiên, 2015). On account of the above-mentioned reasons, this paper aims to analyze real situation and perform experimental verification on the interaction of each country’s tax as well as the role of tax in economy of Southeast Asia in integration trend currently. Then, the paper gives some developing ideas about tax policies of Southeast Asian countries and suggests particular policy solutions for Vietnam in the near future.
Bản tin Khoa học Trẻ số 1(2), 2015 18 To obtain the proposed objects, the rest of the paper is organized as follows: Section 2 is general view which summarizes relevant theoretical bases and several empirical studies; Section 3 are data sources and methodology illustrating current state of tax completion in Southeast Asia and describing data, methodology; Section 4 presents results of calculations and discussion, finally Section 5 gives some conclusions and recommendations. GIỚI THIỆU gia Đông Nam Á và các gợi ý chính sách cụ Cộng đồng kinh tế ASEAN (AEC) được thể cho Việt Nam trong giai đoạn hiện nay. thành lập ở các nước ASEAN với mục tiêu Để đạt được mục tiêu đề ra, bài nghiên cứu cuối cùng hướng đến là kinh tế phát triển được cấu trúc như sau: Phần 2 là tổng quan, đồng đều, đói nghèo và chênh lệch kinh tế - trình bày tóm tắt cở sở lý thuyết và lược khảo xã hội được giảm bớt vào năm 2020 giữa các các nghiên cứu thực nghiệm có liên quan; quốc gia Đông Nám Á. Các quốc gia thành Phần 3 là vật liệu và phương pháp, phân tích viên tiến tới hình thành một cộng đồng kinh thực trạng về cạnh tranh thuế, mô tả dữ liệu tế chung, tuy nhiên, vẫn chưa thống nhất về và trình bày phương pháp kiểm định; Phần 4 một chính sách hài hòa thuế cho khu vực trình bày kết quả kiểm định và thảo luận và (KPMG,2014). Các nhà đầu tư phải đối diện Phần 5 là kết luận và kiến nghị. với các chính sách thuế rất khác nhau khi đầu tư vào mỗi nước. Quan trọng hơn, điều này TỔNG QUAN có thể dẫn đến cạnh tranh thuế giữa các quốc Cơ sở lý thuyết gia Đông Nam Á, đặt ra những cơ hội và Lý thuyết cạnh tranh thuế và hài hòa thuế là thách thức to lớn cho các quốc gia ASEAN rất cần thiết cho các chính phủ và người nộp trong bối cảnh hiện nay. thuế vì đó là nền tảng cho chiến lược thuế ở Ở một phương diện, cạnh tranh thuế có thể nhiều quốc gia. Tuy nhiên, cạnh tranh thuế có nhiều tác động tích cực đến nền kinh tế và hài hòa thuế lại mâu thuẫn trong một số (Mitchell, 2009). Nhờ vào cạnh tranh thuế, trường hợp. Cạnh tranh thuế xuất hiện khi các quốc gia cắt giảm thuế suất và thực hiện một quốc gia cắt giảm thuế suất và thực hiện nhiều ưu đãi, người nộp thuế giữ lại phần thu nhiều ưu đãi thuế cho người nộp thuế. Người nhập sau thuế nhiều hơn nhờ thuế suất thấp, nộp thuế có thể giảm bớt gánh nặng thuế qua đó, họ gia tăng tiết kiệm, tiêu dùng và bằng cách chuyển vốn hoặc lao động từ quốc đầu tư. Ở một phương diện khác, cạnh tranh gia đánh thuế cao sang quốc gia thuế thấp. thuế lại tổn hại đến nền kinh tế. Cạnh tranh Thông qua quá trình dịch chuyển này, do giữ thuế có thể dẫn đến “cuộc đua tới đáy” về cắt lại được phần thu nhập sau thuế nhiều hơn, giảm thuế giữa các quốc gia, gây ra sự thiếu người nộp thuế gia tăng tiết kiệm, tiêu dùng hụt về nguồn thu từ thuế (Bovenberg, và đầu tư (Mitchell, 2009). Cnossen, & de Mooij, 2003; Mendoza & Ở một phương diện, một số nghiên cứu thể Tensar, 2005). hiện quan điểm ủng hộ cạnh tranh thuế. Với hệ thống thuế đang còn nhiều khó khăn, Tiebout (1956) chỉ ra rằng mọi người có thể bất cập và nhiều bất lợi khi so sánh với các chọn sống trong các cộng đồng khác nhau, thành viên khác, nền kinh tế Việt Nam được nơi mà có sự khác nhau về việc cung cấp các dự báo sẽ gặp nhiều thử thách nếu không có hàng hóa công và áp dụng các loại thuế. những giải pháp cải cách thuế phù hợp, kịp Chính vì vậy, điều đó thúc đẩy các chính phủ thời và hiệu quả (Sử Đình Thành, Trung & phải có chính sách thu thuế và chi tiêu thuế Kiên, 2015). hiệu quả. Lý thuyết của Tiebout hỗ trợ xu Chính những vì lý do trên, bài viết hướng hướng cho phép dịch chuyển tự do các yếu tố đến phân tích thực trạng và thực hiện kiểm và khuyến khích các quốc gia duy trì hệ định thực nghiệm về sự tương tác của thuế thống thuế một cách độc lập. Kết quả của quá giữa các quốc gia cũng như vai trò của thuế trình này có thể làm tổn hại đến lợi ích quốc đối tăng trưởng kinh tế tại trường hợp các gia đánh thuế cao cũng như tạo ra phần quốc gia Đông Nam Á trong bối cảnh hội thưởng cho các quốc gia có mức thuế suất nhập hiện nay. Qua đó, bài viết nêu lên một thấp hơn và thực hiện các cải cách thuế ủng số ý tưởng về chính sách thuế tại các quốc
Bản tin Khoa học Trẻ số 1(2), 2015 19 hộ tăng trưởng (Tiebout, 1956; Teather, Padovano and Galli, 2002;…). Ở một 2002; Mitchell, 2009). phương diện khác, một số nghiên cứu lại chỉ Ở một phương diện khác, một số nghiên cứu ra thu nhập bình quân đầu người là một trong lại chỉ ra tác động tiêu cực của cạnh tranh những yếu tố ảnh hưởng đến nguồn thu từ thuế đến các hoạt động kinh tế trong nhiều thuế (Tanzi, 1992; Ghura, 1998; Piancastelli, trường hợp. Cạnh tranh thuế có thể dẫn đến 2001; Gupta, 2007,…) giảm mức độ hiệu quả đầu ra của chi tiêu Ở một phương diện khác, các nghiên cứu về công. Hướng đến cạnh tranh thuế, trong nỗ cạnh tranh thuế, đặc biệt là tại trường hợp lực giữ mức thuế suất thấp để thu hút đầu tư các quốc gia ASEAN, dường như chưa được kinh doanh, các quốc gia có thể giữ chi tiêu quan tâm đúng mức. Nghiên cứu của OECD công dưới mức mà lợi ích cận biên bằng chi (1998) phân tích về cạnh tranh thuế tiêu cực phí cận biên. Cạnh tranh thuế dẫn đến các ở các nước thành viên OECD lẫn các nước quốc gia đều cố gắng giảm thuế, dẫn đến không phải thành viên. Nghiên cứu chỉ ra giảm thuế một cách không hiệu quả. Qua đó, nhiều tác động tiêu cực của cạnh tranh thuế, phúc lợi xã hội thấp đi do cơ sở thuế bị thu đặc biệt là sự hình thành các “thiên đường hẹp và nguồn thu thuế bị giảm. Kết quả của thuế”, tạo điều kiện cho người nộp thuế thực sự cạnh tranh thuế có thể dẫn sự thiếu hụt hiện chuyển giá và trốn thuế. Nghiên cứu hàng hóa công cộng, hoặc trầm trọng hơn Mintz (2006), nhận ra những tác động tiêu nữa là một "cuộc đua tới đáy", các quốc gia cực chính sách thuế thiếu cạnh tranh của đều bị thiệt hại do nguồn thu từ thuế đều bị Canada, kêu gọi cải cách hệ thống thuế của thu hẹp, không đủ để tài trợ chi tiêu chính Canada. Nghiên cứu cũng đề xuất một số ý phủ (Oates,1972 ; Sorensen 2001; Bovenberg tưởng như loại bỏ thuế đánh vào tiết kiệm; et al. 2003, Mendoza và Tesar 2005,…). loại bỏ ưu đãi thuế đối với một số hoạt động Trong trường hợp này, một chính sách hài cụ thể và giảm thuế suất mạnh đối với tiền hòa thuế cần được thực thi. Hài hoà thuế là lãi, lợi nhuận từ đầu tư và thu nhập doanh thuật ngữ chỉ trường hợp mức thuế suất nghiệp. Suzuki (2014) tìm kiếm bằng chứng tương tự hoặc giống hệt nhau tại các quốc gia thực nghiệm về khả năng cạnh tranh thuế bất kể nơi người nộp thuế làm việc, tiết kiệm, giữa các nước Châu Á. Kết quả cho thấy tiêu dùng, hoặc đầu tư (Mitchell, 2009). trong khi một số các nước nhỏ đặt mức thuế Trong bối cảnh hội nhập kinh tế, hài hòa thuế suất thực tế gần như bằng không, các nước là sự phối hợp của các hệ thống thuế của các lớn duy trì mức thuế suất thuế suất thực tế nước thành viên với mục đích ngăn chặn các cao hơn. Một số quốc gia đang tăng mức thuế biện pháp cạnh tranh thuế của một quốc gia suất thực tế trong khi một số khác lại tiếp tục mà có thể bóp méo sự cạnh tranh và ảnh với việc giảm thuế. hưởng đến hoạt động của thị trường chung. Có thể nói, tác động của cạnh tranh thuế hay Như vậy, lý thuyết về cạnh tranh và hài hòa mối quan hệ giữa thuế và tăng trưởng đã và thuế chỉ ra cạnh tranh thuế có thể có tác động đang thu hút sự quan tâm của nhiều nhà kinh tích cực lẫn tiêu cực đến nền kinh tế. Một tế với nhiều lập luận, góc nhìn khác nhau. mặt, thuế có những tác động tích cực đến nền Nhiều nghiên cứu hướng đến khám phá tác kinh tế, khuyến khích cải cách chính sách động của cạnh tranh thuế hay mối quan hệ thuế hiệu quả hơn. Mặt khác, cạnh tranh thuế giữa thuế và tăng trưởng kinh tế trong nhiều lại tác động tiêu cực, có thể dẫn đến “cuộc trường hợp khác nhau, tuy nhiên, các kết quả đua tới đáy” về cắt giảm thuế, gây ra sự thiếu nghiên cứu cho thấy vẫn còn nhiều tranh hụt về nguồn thu từ thuế ở các quốc gia. luận. Chính vì lý do đó, phần tiếp theo của Lược khảo các nghiên cứu có liên quan bài nghiên cứu hướng đến mục tiêu phân tích Các nghiên cứu thường đi vào khám phá mối về cạnh tranh thuế và kiểm định vai trò của quan hệ giữa thuế và tăng trưởng kinh tế. thuế đối với tăng trưởng tại trường hợp các Tuy nhiên, các nghiên cứu vẫn còn nhiều quốc gia ASEAN trong bối cảnh hộ nhập tranh luận và chưa có kết quả thống nhất. Ở hiện nay. một phương diện, các nghiên cứu chỉ ra tác động của thuế đến tăng trưởng kinh tế PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU (Widmalm, 2001; Lee and Gordon, 2005;