1481
KỶ YẾU HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA: NGUỒN LỰC TRONG NỀN KINH TẾ SỐ
MỨC PHÁT THẢI CARBON VÀ HOẠT ĐỘNG ĐỔI MỚI CỦA CÁC
DOANH NGHIỆP Ở MỘT SỐ QUỐC GIA TRÊN THẾ GIỚI
Hồ Thị Hải Ly(1), Nguyễn Ngọc Anh(2)
TÓM TẮT:
Nghiên cứu ny xem xét mi quan hệ giữa hoạt đng đổi mi v lng pht thải carbon của
cc doanh nghiệp. Dựa trên dữ liệu thu thập từ cc doanh nghiệp tại 14 quc gia trong giai đoạn
2009 - 2020, nghiên cứu cho thấy hoạt đng đổi mi lm gia tng đng k lng pht thải carbon.
Tuy nhiên, mi quan hệ tích cực ny suy giảm ở những quc gia có môi trờng th ch vững mạnh.
Đ tin cậy của kt quả nghiên cứu đc kim chứng bằng cch p dụng cc thc đo khc nhau cho
hoạt đng đổi mi v mức pht thải carbon. Ngoi cc đóng góp về mặt học thuật, kt quả nghiên
cứu hm ý cc chính sch quan trọng đi vi nh quản tr doanh nghiệp v nh hoạch đnh chính
sch, hng đn mục tiêu kép tng trởng kinh t v bảo vệ môi trờng.
Từ khoá: Pht thải carbon, đổi mi, doanh nghiệp, quc gia, th gii.
ABSTRACT:
This study examines the relationship between innovation and carbon emissions of firms. Using
data from 14 countries during the period 2009-2020, the study finds that innovation significantly
increases carbon emissions. However, this positive relationship is attenuated in countries with strong
institutional environments. The robustness of the key finding is verified by using different measures
of innovation and carbon emissions. In addition to the academic contributions, the study highlights
important policy implications for business managers and policy makers, aiming at the dual goals of
economic growth and environmental protection.
Keywords: Carbon emissions, innovation, firms, country, world.
1. Giới thiệu
Phát thải carbon là một trong những nguyên nhân chính gây ra hiện tượng nóng lên toàn cầu và
biến đổi khí hậu. Đây là vấn đề hết sức quan trọng, đang ngày càng nhận được sự quan tâm của các
tổ chức quốc tế, chính phủ các nước và các nhà môi trường. Việc giảm lượng khí thải carbon là cấp
1. Trường Đại học Kinh tế, Đại học Đà Nẵng. Email: lyhth@due.edu.vn
2. Trường Đại học Kinh tế, Đại học Đà Nẵng. Email: anhnn@due.edu.vn
1482
KỶ YẾU HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA: NGUỒN LỰC TRONG NỀN KINH TẾ SỐ
thiết để đảm bảo sức khỏe sinh thái và môi trường. Để kiểm soát phát thải carbon, trước tiên cần phải
nhận biết các yếu tố ảnh hưởng đến phát thải carbon.
Hoạt động đổi mới công nghệ, một yếu tố quan trọng góp phần vào việc nâng cao hiệu quả sử
dụng năng lượng, là một trong những phương thức có thể được áp dụng để hiện thực hoá nền kinh
tế carbon thấp, giảm phát thải và bảo tồn năng lượng (Lorenzoni và cộng sự, 2007). Các nghiên cứu
trước về đổi mới công nghệ và phát thải carbon cho thấy đổi mới công nghệ không chỉ thúc đẩy
phát triển kinh tế thông qua cải thiện mức thu nhập và nâng cao nhận thức về môi trường mà còn
góp phần làm giảm mức phát thải carbon bằng cách sử dụng năng lượng sạch, áp dụng công nghệ
thu giữ và lưu trữ carbon, và cải thiện hiệu quả sử dụng năng lượng (Ahmed và cộng sự, 2016). Tác
động tích cực của hoạt động đổi mới đối với giảm lượng khí thải carbon được nghiên cứu trong các
ngành công nghiệp khác nhau như ngành nông nghiệp (Loevinsohn và cộng sự, 1994), giao thông
vận tải (Fan và cộng sự, 2021), xây dựng (Lovel, 2013) và ô tô (Coad và cộng sự, 2009). Tuy nhiên,
Acemoglu và cộng sự (2012) phát hiện ra rằng đổi mới công nghệ có tác động hai chiều đến lượng
khí thải carbon. Cụ thể, cùng với thúc đẩy tăng trưởng quy mô kinh tế, hoạt động đổi mới có thể gây
ra nhiều khí thải carbon hơn do đòi hỏi mức tiêu thụ năng lượng cao hơn. Chẳng hạn, Jin và cộng sự
(2014) phân tích dữ liệu thực nghiệm của 35 ngành công nghiệp ở Trung Quốc đã phát hiện ra rằng
hiệu quả giảm phát thải do cải thiện công nghệ mang lại không thể bù đắp được mức tăng phát thải
carbon do tăng trưởng kinh tế gây ra. Fisher-Vanden và cộng sự (2004) tin rằng công nghệ tiên tiến
có thể làm giảm mức độ tiêu thụ năng lượng. Tuy nhiên, do “hiệu ứng hồi phục”, mức sản lượng
tăng lên rất lớn; từ đó, tổng mức tiêu thụ năng lượng và lượng khí thải carbon tăng lên. Yan và cộng
sự (2011) đã sử dụng mẫu dữ liệu của ngành sản xuất của Trung Quốc và chỉ ra rằng trong ngắn hạn,
đổi mới công nghệ có lợi cho việc giảm ô nhiễm môi trường, tuy nhiên về lâu dài, không có mối quan
hệ nhân quả tất yếu giữa đổi mới công nghệ và ô nhiễm môi trường. Theo đó, các nghiên cứu về mối
quan hệ giữa mức phát thải carbon và hoạt động đổi mới vẫn chưa đưa ra được kết luận đồng nhất.
2. Các giả thuyết nghiên cứu
Phát thải carbon và hoạt động đổi mới công nghệ là những chủ đề nóng đang được thảo luận sôi
nổi trong giới học thuật, đặc biệt trong giai đoạn gần đây. Có hai luồng ý kiến khác nhau về cách hoạt
động đổi mới ảnh hưởng đến phát thải carbon. Ý kiến đầu tiên là hoạt động đổi mới có thể góp phần
hạn chế phát thải carbon. Lý do là đổi mới có thể thúc đẩy việc sử dụng hiệu quả than và các năng
lượng hoá thạch khác, cũng như sử dụng các nguồn năng lượng sạch mới (Li và cộng sự, 2022). Bai
và cộng sự (2020) phát hiện ra rằng đổi mới công nghệ và sử dụng năng lượng tái tạo đóng vai trò
then chốt trong việc cắt giảm phát thải carbon bình quân đầu người. Zhao và cộng sự (2021) đã phân
tích mối quan hệ tương tác giữa phát triển công nghệ, rủi ro tài chính và mức phát thải carbon. Sử dụng
mô hình hiệu ứng trung gian và dữ liệu bảng từ 62 quốc gia trên toàn thế giới từ năm 2003 - 2018, kết
quả cho thấy sự gia tăng rủi ro tài chính có tác động trực tiếp đến việc giảm phát thải carbon. Ngoài
ra, rủi ro tài chính cũng có tác động gián tiếp đến cắt giảm phát thải carbon thông qua thúc đẩy đổi
mới công nghệ.
Ngược lại, luồng ý kiến thứ hai cho rằng hoạt động đổi mới góp phần làm tăng mức phát thải
carbon. Nguyên nhân là do hoạt động đổi mới có thể thúc đẩy phát triển kinh tế, điều này tất yếu
dẫn đến mức tiêu thụ năng lượng cao và gây ra sự gia tăng nhanh chóng lượng khí thải carbon
(Mahmood, 2020; Sadiq, 2020). Phân tích dữ liệu bảng từ năm 1996 đến năm 2014 cho 49 quốc gia
1483
KỶ YẾU HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA: NGUỒN LỰC TRONG NỀN KINH TẾ SỐ
trong Sáng kiến Vành đai và Con đường, Jamil và cộng sự (2021) phát hiện ra rằng các công nghệ
mới dẫn đến lượng khí thải carbon tăng lên. Nghiên cứu bộ dữ liệu của các nền kinh tế BRICS từ
năm 1990 -2019 và sử dụng mô hình ADL (độ trễ phân phối tự hồi quy), Chen và cộng sự (2022)
cũng chỉ ra rằng cuộc cách mạng khoa học kỹ thuật đã thúc đẩy lượng khí thải carbon. Fisher-Vanden
và Wing (2008) đồng tình rằng hoạt động đổi mới dẫn đến sự gia tăng đáng kể về sản lượng công
nghiệp, cũng như sự gia tăng đáng kể về mức tiêu thụ năng lượng và lượng khí thải carbon.
Từ những lập luận trên, nghiên cứu đề xuất hai giả thuyết đối lập như sau:
H1a. Hoạt động đổi mới của doanh nghiệp góp phần đáng kể làm giảm mức phát thải carbon.
H1b. Hoạt động đổi mới của doanh nghiệp góp phần đáng kể làm tăng mức phát thải carbon.
Ngoài ra, môi trường thể chế đóng vai trò quan trọng trong việc định hướng hoạt động của các
doanh nghiệp phù hợp với các quy định và hệ thống pháp luật quốc gia cũng như hỗ trợ các doanh
nghiệp ở tầm vĩ mô, góp phần quan trọng giúp doanh nghiệp hoạt động hiệu quả. Môi trường thể
chế được xem như là cơ chế quản trị bên ngoài của doanh nghiệp. Ở các quốc gia có môi trường thể
chế tốt, hoạt động đổi mới của các doanh nghiệp được kỳ vọng vừa thúc đẩy phát triển kinh tế mạnh
mẽ, vừa hạn chế tối đa hoạt động phát thải ra môi trường. Theo đó, mối quan hệ giữa hoạt động đổi
mới và mức phát thải carbon có thể sẽ bị yếu đi ở các quốc gia có môi trường thể chế tốt. Theo đó,
nghiên cứu đề xuất giải thuyết H2 như sau:
H2. Mối quan hệ giữa hoạt động đổi mới và mức phát thải carbon bị yếu đi ở các quốc gia
có môi trường thể chế tốt.
3. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu về hoạt động đổi mới từ cơ sở dữ liệu WBES của Ngân hàng
Thế giới, bao gồm các cuộc phỏng vấn các chủ doanh nghiệp, nhân sự và quản lý cấp cao của các
công ty trên toàn thế giới. Dữ liệu về mức phát thải carbon cũng được thu thập từ cơ sở dữ liệu của
Ngân hàng Thế giới. Các công ty không có thông tin về hoạt động đổi mới, mức phát thải carbon
và các đặc điểm cấp độ công ty khác (như tuổi, quy mô hoặc loại hình doanh nghiệp) được loại bỏ.
Mẫu dữ liệu cuối bao gồm 30.064 quan sát từ 14 quốc gia (Argentina, Chile, Trung Quốc, Colombia,
Phần Lan, Ấn Độ, Indonesia, Ý, Malaysia, Mexico, Peru, Phillipin, Thụy Điển và Thái Lan) trong
giai đoạn 2009 - 2022.
Nghiên cứu này sử dụng chỉ số đổi mới do Bhattacharya và Bloch (2004), Qi và Ongena (2019)
đề xuất. Cụ thể, Bhattacharya và Bloch (2004) cho rằng các công ty có hoạt động đổi mới khi họ phát
triển hoặc giới thiệu các sản phẩm hoặc dịch vụ mới hoặc có thay đổi đáng kể. Qi và Ongena (2019)
sử dụng “đổi mới cứng” (tức là đổi mới dựa trên công nghệ) bao gồm cả sự cải thiện về sản phẩm/
dịch vụ và quy trình. Theo đó, chúng tôi xây dựng biến hoạt động đổi mới dựa trên câu hỏi liệu một
công ty có giới thiệu sản phẩm/dịch vụ mới trong ba năm qua hay không. Biến hoạt động đổi mới
(DOIMOI) bằng một nếu công ty giới thiệu ít nhất một sản phẩm/dịch vụ mới trong 3 năm gần nhất
và bằng không nếu không. Ngoài ra, trong phần kiểm tra tính vững, hoạt động đổi mới cũng được
1484
KỶ YẾU HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA: NGUỒN LỰC TRONG NỀN KINH TẾ SỐ
đo lường bằng câu hỏi liệu công ty có giới thiệu ít nhất một quy trình mới hay cải thiện đáng kể quy
trình trong 3 năm gần nhất hay không (QUYTRINH) và chi phí đầu tư hoạt động nghiên cứu phát
triển của công ty (NCPT).
Để đánh giá ảnh hưởng của hoạt động đổi mới đến mức phát thải carbon của doanh nghiệp,
chúng tôi thực hiện hồi quy mô hình sau:
(1)
Trong đó: là hệ số chặn; và là các hệ số ước lượng; là sai số ngẫu nhiên;
là tỷ lệ mức phát thải carbon trên GDP của quốc gia j năm t, là chỉ
số đổi mới của doanh nghiệp i ở quốc gia j năm t (bằng một nếu công ty giới thiệu ít nhất một sản
phẩm/dịch vụ mới trong 3 năm gần nhất và bằng không nếu không), và là vec tơ
các biến kiểm soát bao gồm quy mô danh nghiệp (QM, là logarit tự nhiên của quy mô doanh nghiệp,
được đo bằng số lượng nhân viên cơ hữu làm việc toàn thời gian), tuổi thọ doanh nghiệp (TT, là
logarit tự nhiên của tuổi doanh nghiệp, được tính bằng năm khao sát trừ năm doanh nghiệp bắt đầu
hoạt động), quy mô thành phố nơi doanh nghiệp hoạt động (TP, bằng 5 nếu thành phố có quy mô
ít hơn 50.000 dân, bằng 4 nếu thành phố có quy mô từ 50.000 đến 250.000 dân, bằng 3 nếu thành
phố có quy mô từ 250.000 đến 1 triệu dân, bằng 2 với thành phố có quy mô trên 1 triệu dân, bằng
1 nếu không xác định được), loại hình pháp lý doanh nghiệp (LH, bằng 1 nếu là công ty cổ phần có
giao dịch cổ phiếu, bằng 2 nếu là công ty cổ phần không có giao dịch cổ phiếu, bằng 3 nếu là doanh
nghiệp kinh doanh cá thể, bằng 4 nếu là doanh nghiệp hợp danh, bằng 5 nếu là doanh nghiệp hợp
danh hữu hạn), giới tính người đứng đầu doanh nghiệp (GT, bằng 1 nếu doanh nghiệp có giám đốc
điều hành/ nhà quản lý là nữ, bằng 0 nếu ngược lại), và doanh nghiệp có được kiểm toán hay không
(KT, bằng 1 nếu báo cáo tài chính của doanh nghiệp được kiểm tra và chứng nhận bởi kiểm toán
viên bên ngoài, bằng 0 nếu ngược lại). Nghiên cứu sử dụng phương pháp ước lượng OLS có kiểm
soát các yếu tố cố định ngành nghề hoạt động, yếu tố cố định năm, và yếu tố cố định quốc gia để hạn
chế các vấn đề ngoại sinh.
4. Kết quả nghiên cứu
4.1. Thống kê mô tả
Bảng 1 trình bày số liệu thống kê mô tả của các biến chính được sử dụng trong nghiên cứu.
Cụ thể, gần 40% số doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu có hoạt động đổi mới sản phẩm/dịch vụ
trong 3 năm gần nhất. Tỷ lệ phát thải carbon trên GDP của các quốc gia trong mẫu đạt trung bình
26%. Giá trị trung bình của QM là 3,648 và giá trị trung bình của TT là 22,191. Các thành phố nơi
các doanh nghiệp đặt trụ sở có quy mô trung bình khoảng gần 1 triệu dân với đa dạng các loại hình
doanh nghiệp. Trong số các doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu, 15% do các nhà quản lý nữ quản
lý, 64,2% có báo cáo tài chính được kiểm tra bởi các kiểm toán viên bên ngoài. Bảng 2 trình bày
hệ số tương quan giữa các biến chính trong mô hình. Kết quả cho thấy các hệ số tương quan đều ở
mức thấp (dưới 0,3), cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra trong mô hình nghiên cứu.
1485
KỶ YẾU HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA: NGUỒN LỰC TRONG NỀN KINH TẾ SỐ
Bảng 1. Thng kê mô tả
Biến
Số quan
sát
Trung
bình
Trung
vị
Độ lệch
chuẩn
Giá trị nhỏ
nhất Giá trị lớn nhất
PHATTHAI 30.064 0,260 0,234 0,138 0,058 0,631
DOIMOI 30.064 0,397 0,000 0,489 0,000 1,000
QM 30.064 3,648 3,401 1,414 0,000 10,309
TT 30.064 22,191 17,000 17,716 0,000 194,000
TP 30.064 2,639 2,000 1,062 1,000 5,000
LH 30.064 3,023 3,000 1,186 1,000 6,000
GT 30.064 0,150 0,000 0,358 0,000 1,000
KT 30.064 0,642 1,000 0,479 0,000 1,000
Bảng 2. Hệ s tơng quan
PHATTHAI DOIMOI QM TT TP LH GT KT
PHATTHAI 1
DOIMOI 0,012 1
QM 0,119* 0,124* 1
TT -0,233* 0,089* 0,201* 1
TP -0,133* 0,026* -0,052* 0,041* 1
LH 0,334* -0,031* -0,047* -0,133* 0,021* 1
GT -0,066* -0,043* -0,049* -0,038* -0,019* -0,011 1
KT 0,099* 0,157* 0,241* 0,086* 0,212* -0,007 -0,086* 1
* Tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 5%.
4.2. Ảnh hưởng của hoạt động đổi mới đến mức phát thải carbon
Bảng 3 trình bày kết quả hồi quy chính về ảnh hưởng của hoạt động đổi mới của doanh nghiệp
đến mức phát thải carbon. Kết quả hồi quy chỉ ra rằng hệ số của biến DOIMOI dương và có ý nghĩa
thống kê cao ở tất cả các cột 1 - 3, cho thấy rằng các hoạt động đổi mới về sản phẩm dịch vụ của các
doanh nghiệp có ảnh hưởng đáng kể đến việc làm tăng mức phát thải carbon. Kết quả này ủng hộ
giả thuyết H1b, rằng hoạt động đổi mới của các doanh nghiệp có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh
tế, dẫn đến mức tiêu thụ năng lượng cao và gây ra sự gia tăng nhanh chóng lượng khí thải carbon
(Mahmood, 2020; Sadiq, 2020).
Bảng 3. Kt quả hồi quy chính
Biến (1) (2) (3)
DOIMOI 0,002* 0,001*** 0,001***
(1,65) (13,03) (13,74)
