intTypePromotion=1
zunia.vn Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z zunia.vn zunia.vn
ADSENSE
 » 
 » 

Tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài, chất lượng thể chế và chất lượng lao động đến kim ngạch xuất khẩu các tỉnh thành Việt Nam

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:13

Thêm vào BST
Báo xấu
3
lượt xem 2
download
 
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài viết nghiên cứu tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài, chất lượng thể chế và chất lượng lao động đến hiệu quả xuất khẩu của các tỉnh, thành phố ở Việt Nam. Nghiên cứu sử dụng kỹ thuật phân tích dữ liệu bảng tĩnh thông qua đánh giá và lựa chọn các ước tính phù hợp nhất từ các mô hình Pooled OLS, FEM, REM và GLS. Dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu là dữ liệu thứ cấp của 63 tỉnh, thành phố trong giai đoạn 2017-2022.

Chủ đề:

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

Lưu

Nội dung Text: Tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài, chất lượng thể chế và chất lượng lao động đến kim ngạch xuất khẩu các tỉnh thành Việt Nam

  1. PHÂN TÍCH ĐỊNH LƯỢNG CÁC VẤN ĐỀ KINH TẾ VÀ XÃ HỘI TRONG MÔI TRƯỜNG SỐ LẦN THỨ 3 TÁC ĐỘNG CỦA ĐẦU TƯ TRỰC TIẾP NƯỚC NGOÀI, CHẤT LƯỢNG THỂ CHẾ VÀ CHẤT LƯỢNG LAO ĐỘNG ĐẾN KIM NGẠCH XUẤT KHẨU CÁC TỈNH THÀNH VIỆT NAM Nguyễn Thị Thanh, Phạm Thị Thu Trang Trường Đại học Thương mại Email: thanh.nt@tmu.edu.vn, trangptt.1010@gmail.com Tóm tắt: Bài viết nghiên cứu tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài, chất lượng thể chế và chất lượng lao động đến hiệu quả xuất khẩu của các tỉnh, thành phố ở Việt Nam. Nghiên cứu sử dụng kỹ thuật phân tích dữ liệu bảng tĩnh thông qua đánh giá và lựa chọn các ước tính phù hợp nhất từ các mô hình Pooled OLS, FEM, REM và GLS. Dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu là dữ liệu thứ cấp của 63 tỉnh, thành phố trong giai đoạn 2017-2022. Kết quả nghiên cứu cho thấy chất lượng lao động ảnh hưởng mạnh nhất tới hiệu quả xuất khẩu, tiếp theo là chất lượng thể chế và đầu tư trực tiếp nước ngoài. Chất lượng lao động được biểu thị bằng tỷ lệ lao động đã qua đào tạo có hệ số lớn nhất (19,25), tiếp theo là chất lượng thể chế kinh tế được biểu thị bằng chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh PCI (18,72), rồi đến đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI (0,64). Điều này hàm ý rằng đầu tư vào phát triển nguồn nhân lực, cải thiện môi trường kinh doanh, thu hút và tạo điều kiện thuận lợi cho đầu tư trực tiếp nước ngoài là rất quan trọng để thúc đẩy xuất khẩu ở Việt Nam. Từ khóa: đầu tư trực tiếp nước ngoài; hiệu quả xuất khẩu; chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh; chất lượng lao động, chất lượng thể chế 1. Giới thiệu Sau công cuộc Đổi mới năm 1986, Việt Nam chuyển đổi từ nền kinh tế kế hoạch hóa tập trung sang nền kinh tế thị trường có sự quản lý của Nhà nước. Đây được coi là bước ngoặt lớn của đất nước, chứng kiến sự chuyển biến tích cực về nhiều mặt, trong đó có sự tăng trưởng kinh tế vượt bậc. Trong công cuộc đổi mới, Chính phủ Việt Nam thông qua Luật đầu tư nước ngoài và mở cửa hầu hết các lĩnh vực kinh tế cho các nhà đầu tư nước ngoài vào năm 1987. Tận dụng nguồn lao động giá rẻ và cải thiện môi trường pháp lý, nhà nước Việt Nam đã dần thu hút nhiều nhà đầu tư nước ngoài. Trong giai đoạn từ 1988-1990, tổng vốn đầu tư nước ngoài (FDI) đã đạt 1,8 tỷ USD với 213 dự án được cấp phép (MOF, 2019). Quá trình mở cửa ngày càng diễn ra mạnh mẽ sau khi Việt Nam tham gia vào các tổ chức kinh tế khu vực và quốc tế như ASEAN năm 1995, Tổ chức Thương Mại Thế giới WTO năm 2007, cũng như ký kết 16 hiệp định thương mại FTA tính đến 8/2023 (TTWTO, 2023). Báo cáo của Bộ Kế hoạch và Đầu tư cho thấy, đến cuối năm 2022, vốn FDI đăng ký lũy kế của Việt Nam đạt gần 81 tỷ USD, với khoảng 9.500 dự án. Đây là mức tăng gấp 45 lần cả về vốn FDI và số lượng dự án so với đầu những năm 1990. Một khía cạnh thành công nữa của quá trình “Đổi Mới” là việc thực hiện cơ chế định hướng xuất khẩu, thông qua nhiều công cụ chính sách như thành lập khu chế xuất, gỡ bỏ các rào cản thương mại và đầu tư, giảm vai trò của nhà nước trong kinh tế thị trường và khuyến 40
  2. PHÂN TÍCH ĐỊNH LƯỢNG CÁC VẤN ĐỀ KINH TẾ VÀ XÃ HỘI TRONG MÔI TRƯỜNG SỐ LẦN THỨ 3 khích phát triển khu vực tư nhân, hoàn thiện khuôn khổ pháp lý và thể chế cho nền kinh tế thị trường, phát triển cơ sở hạ tầng, nguồn nhân lực và năng lực đổi mới để hỗ trợ các ngành định hướng xuất khẩu như dệt may, da giày, điện tử, nội thất và nông nghiệp. Cơ chế thị trường định hướng xuất khẩu đã mang lại những lợi ích đáng kể cho nền kinh tế Việt Nam như: tăng trưởng kinh tế cao và ổn định, bình quân 6,5%/năm từ 1986 đến 2019 và 2,9% vào năm 2020 bất chấp đại dịch Covid-19; xuất khẩu tăng nhanh và bền vững, từ 1,4 tỷ USD năm 1986 lên 281,5 tỷ USD năm 2020, đưa Việt Nam trở thành nước xuất khẩu lớn thứ 22 trên thế giới; đa dạng hóa và nâng cấp cơ cấu xuất khẩu, từ các sản phẩm có giá trị gia tăng thấp, sử dụng nhiều lao động sang các sản phẩm có giá trị gia tăng cao và sử dụng nhiều công nghệ, như điện thoại thông minh, máy tính và máy móc (GSO, 2023). Bài viết này góp phần bổ sung vào cơ sở lý thuyết và thực tiễn về thương mại với trọng tâm là tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài, chất lượng thể chế và chất lượng lao động đến hiệu quả xuất khẩu. Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu cấp tỉnh trong những năm gần đây (2017- 2022), cho phép cung cấp tác động chi tiết cũng như đề xuất các chính sách ở cấp độ địa phương. Nghiên cứu các phương pháp phân tích dữ liệu bảng gồm OLS, FEM, REM và GLS, đã được các nghiên cứu trước áp dụng. Dữ liệu thứ cấp của 63 tỉnh, thành phố được thu thập từ các nguồn đáng tin cậy ở Việt Nam bao gồm Tổng cục Thống kê (GSO), Bộ Thương mại và Công nghiệp (MTI), Phòng Thương mại và Công nghiệp Việt Nam (VCCI). Bài viết này được tổ chức như sau: Phần 2 trình bày tổng quan nghiên cứu và các giả thuyết; Phần 3 giải thích phương pháp và dữ liệu được sử dụng trong nghiên cứu này; Phần 4 tóm tắt và giải thích các kết quả nghiên cứu; cuối cùng, Phần 5 kết luận với một số hàm ý chính sách. 2. Tổng quan nghiên cứu và các giả thuyết nghiên cứu 2.1. Mối quan hệ giữa FDI và kim ngạch xuất khẩu Nhiều nghiên cứu trong nước và quốc tế đã chứng minh mối tương quan giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) và hiệu quả xuất khẩu. Ở Việt Nam, nghiên cứu của Nguyễn và Xing (2008) chỉ ra rằng FDI là một trong những yếu tố chính thúc đẩy và tạo điều kiện mở rộng xuất khẩu của Việt Nam ra thị trường quốc tế, trong đó dòng vốn FDI tăng 1% sẽ khiến xuất khẩu của Việt Nam tăng 0,13%. Trong bối cảnh tương tự của Việt Nam, Do (2022) nghiên cứu tác động của cả vốn trong nước và nước ngoài đến xuất khẩu trong ngắn hạn và dài hạn, giai đoạn từ 1985 đến 2020. Kết quả kiểm định mối quan hệ nhân quả Granger cho thấy FDI tác động tích cực đến tăng trưởng xuất khẩu cả trong ngắn hạn và dài hạn trong khi đầu tư trong nước chỉ có tác động tích cực trong dài hạn. Nguyễn (2017) nhận thấy tác động tích cực đáng kể của doanh nghiệp FDI tới xuất khẩu của doanh nghiệp trong nước. Những phát hiện tương tự cũng được tìm thấy trong Ha (2019), sử dụng dữ liệu cấp doanh nghiệp để kiểm tra tác động của đầu tư nước ngoài đến hành vi xuất khẩu của các doanh nghiệp trong nước ở Việt Nam. Nghiên cứu này khẳng định đầu tư nước ngoài tác động tích cực đến quyết định xuất khẩu của các doanh nghiệp trong nước trong cùng lĩnh vực. Hơn nữa, các doanh nghiệp tham gia hoạt động xuất khẩu năm trước có thêm động lực để tiếp tục xuất khẩu trong những năm tiếp theo vì có thể giảm chi phí tìm kiếm thị trường, từ đó mở rộng xuất khẩu. Trong các công bố quốc tế của Hsiao (2006), Kutan (2007), Njong và Raymond (2011), 41
  3. PHÂN TÍCH ĐỊNH LƯỢNG CÁC VẤN ĐỀ KINH TẾ VÀ XÃ HỘI TRONG MÔI TRƯỜNG SỐ LẦN THỨ 3 Özgur Uysal (2018), Okechukwu (2018), FDI cũng được chứng minh là có tác động đến xuất khẩu. Hsiao (2006) xem xét mối quan hệ này trong bối cảnh tám nền kinh tế đang phát triển nhanh chóng ở Đông Nam Á từ năm 1986 đến năm 2004. Ngoài mối tương quan giữa FDI và xuất khẩu, tác giả cũng chỉ ra rằng phân tích nhân quả của dữ liệu bảng hiệu quả hơn phân tích chuỗi thời gian. Njong và Raymond (2011) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa FDI và xuất khẩu ở Cameroon từ năm 1980 đến năm 2003 cho thấy FDI góp phần tăng trưởng xuất khẩu. Tác giả cho rằng FDI là chất xúc tác để tăng đầu tư trong nước và cập nhật công nghệ mới. Bên cạnh đó, nó còn mang lại hiệu ứng lan tỏa cho các doanh nghiệp đa quốc gia và doanh nghiệp trong nước. Özgur (2018) xác định tác động tích cực của dòng vốn nước ngoài đến xuất khẩu bên cạnh các yếu tố như lực lượng lao động, công nghiệp hóa và tỷ giá hối đoái. Các yếu tố bên cung và cầu trên thế giới, bao gồm cả đầu tư trực tiếp nước ngoài, có xu hướng trở nên quan trọng hơn trong việc xác định hiệu quả xuất khẩu (Jongwanich, 2010). Giả thuyết 1: FDI có tác động tích cực đến kim ngạch xuất khẩu 2.2. Mối quan hệ giữa chất lượng thể chế và kim ngạch xuất khẩu Các nghiên cứu gần đây về thương mại đã nhấn mạnh vai trò ngày càng quan trọng của chất lượng thể chế trong việc thúc đẩy thương mại quốc tế, ủng hộ ý tưởng rằng thể chế và chính phủ được cải thiện sẽ thúc đẩy sự di chuyển của hàng hóa và dịch vụ xuyên biên giới (Bilgin et al. 2018). Quan điểm chung là chất lượng thể chế tốt hơn và môi trường quản trị thuận lợi hơn sẽ làm giảm chi phí kinh doanh và tạo môi trường thuận lợi để tăng hiệu quả kinh doanh, từ đó có thể tăng cường dòng chảy thương mại giữa các quốc gia (Wu và cộng sự 2012). Quan điểm này được chứng thực bởi Jalilian et al. (2007), người chỉ ra rằng sự phát triển thể chế làm giảm sự bất cân xứng thông tin, tăng cường lợi ích kinh tế và giảm chi phí giao dịch. Tương tự, Chowdhury và Audretsch (2014) cho rằng chất lượng thể chế cao hơn và quản trị hiệu quả sẽ làm giảm chi phí thương mại và khả năng vỡ nợ, trong khi Yu et al. (2015) mở rộng lập luận này bằng cách khẳng định rằng các thể chế tốt hơn, cả chính thức và phi chính thức, sẽ tạo điều kiện thuận lợi cho thương mại. Tác động của quản trị doanh nghiệp và môi trường thể chế đối với hoạt động xuất khẩu của các công ty Trung Quốc là trọng tâm chính trong nghiên cứu của Lu et al. (2009). Họ chỉ ra rằng chất lượng của môi trường thể chế ở địa phương có ảnh hưởng tích cực đến xu hướng xuất khẩu. Francois và Manchin (2013) khẳng định rằng tác động của thể chế đối với thương mại thể hiện rõ nhất ở các nước thu nhập thấp. Điều này ngụ ý rằng việc thực hiện cải cách khu vực công nhằm nâng cao chất lượng thể chế phải là một yếu tố then chốt trong chính sách của chính phủ nhằm đạt được thương mại song phương cao hơn, đặc biệt là ở các nước đang phát triển. Li và Samsell (2009) phát hiện ra rằng các quốc gia có thành tích quản trị tốt có khối lượng thương mại lớn hơn những quốc gia không có thành tích đó. Ở Việt Nam, một số nghiên cứu chỉ ra tác động tích cực của chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh (PCI) đến hiệu quả xuất khẩu, cho rằng PCI cao hơn hàm ý môi trường kinh doanh thuận lợi hơn, chi phí kinh doanh thấp hơn, chất lượng dịch vụ công cao hơn và thúc đẩy đổi mới và năng suất (Lê và Duy, 2021). Giả thuyết 2: Chất lượng thể chế có tác động tích cực đến hiệu quả xuất khẩu 2.3. Mối quan hệ giữa chất lượng lao động và hiệu quả xuất khẩu Chất lượng lao động là một trong những yếu tố có thể ảnh hưởng tới hiệu quả xuất khẩu 42
  4. PHÂN TÍCH ĐỊNH LƯỢNG CÁC VẤN ĐỀ KINH TẾ VÀ XÃ HỘI TRONG MÔI TRƯỜNG SỐ LẦN THỨ 3 của một quốc gia hay một địa phương. Chất lượng lao động đề cập đến kỹ năng, trình độ học vấn, năng suất và hiệu quả của người lao động sản xuất hàng hóa và dịch vụ xuất khẩu. Chất lượng lao động cao hơn có thể nâng cao khả năng cạnh tranh, sự đa dạng và đổi mới của các sản phẩm và dịch vụ xuất khẩu, đồng thời tăng giá trị gia tăng và thị phần (Bandyopadhyay, 2020). Một số nghiên cứu cho thấy chất lượng lao động có tác động tích cực đến hiệu suất xuất khẩu của các ngành công nghệ cao và thâm dụng kỹ năng, nhưng lại có tác động tiêu cực đến hiệu suất xuất khẩu của các ngành sử dụng nhiều lao động và công nghệ thấp (Zhang và cộng sự, 2023) . Các nghiên cứu khác đã phát hiện ra rằng chất lượng lao động có tác động tích cực đến hiệu suất xuất khẩu của cả các nước phát triển và đang phát triển, nhưng tác động này mạnh hơn ở các nước đang phát triển (Brambilla và Porto, 2016). Giả thuyết 3: Chất lượng lao động có tác động tích cực đến kim ngạch xuất khẩu 3. Phương pháp nghiên cứu 3.1. Mô hình nghiên cứu Để xem xét tác động của FDI, chất lượng thể chế và chất lượng lao động đến kim ngạch xuất khẩu của địa phương, nghiên cứu ước lượng mô hình sau: EXit = β0 + β1*FDIit + β2*PCIit + β3*LQit + εit Trong đó: i = 1, 2, 3, …, 63 tỉnh, thành phố t = 2017, 2018, …, 2022 (6 năm) Định nghĩa của các biến như sau: a) EXit là biến phụ thuộc biểu thị kim ngạch xuất khẩu của tỉnh i tại thời điểm t. Kim ngạch xuất khẩu phản ánh khả năng cạnh tranh của sản phẩm, dịch vụ của tỉnh trên thị trường quốc tế và góp phần vào tăng trưởng kinh tế của tỉnh. Đơn vị tính kim ngạch xuất khẩu là triệu USD. Công thức tính kim ngạch xuất khẩu là: n Kim ngạch xuất khẩu = ∑ Qj × Pj j=1 Qj là số lượng hàng hóa hoặc dịch vụ loại j được xuất khẩu. Pj là giá của hàng hóa, dịch vụ loại j trên thị trường quốc tế. n là số lượng loại hàng hóa, dịch vụ được xuất khẩu. b) FDI là vốn FDI lũy kế của tỉnh i tại thời điểm t. Vốn FDI lũy kế là tổng lượng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) mà một tỉnh đã thu hút được trong một thời gian dài, từ khi bắt đầu mở cửa cho đến nay (1988 – nay). Đơn vị đo vốn FDI lũy kế là triệu USD. Công thức tính vốn FDI đăng ký lũy kế là: Vốn FDI đăng ký lũy kế = ∑T (Vốn FDI đăng ký năm t) t=1 Vốn FDI đăng ký năm t bao gồm vốn đăng ký cấp mới, vốn điều chỉnh, phần góp vốn, mua cổ phần của nhà đầu tư nước ngoài. T là số năm kể từ khi bắt đầu mở cửa đầu tư cho đến nay (1988-nay). c) PCIit là viết tắt của Chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh (PCI) là thước đo mức độ thuận lợi trong kinh doanh của khu vực tư nhân ở các tỉnh thành, dựa trên khảo sát đánh giá của doanh 43
  5. PHÂN TÍCH ĐỊNH LƯỢNG CÁC VẤN ĐỀ KINH TẾ VÀ XÃ HỘI TRONG MÔI TRƯỜNG SỐ LẦN THỨ 3 nghiệp về các chính sách và quy định của tỉnh. Nó bao gồm nhiều khía cạnh khác nhau như chi phí gia nhập, tiếp cận đất đai, tính minh bạch, chi phí không chính thức, tính chủ động của lãnh đạo, thiên vị chính sách, hỗ trợ doanh nghiệp, đào tạo lao động và thể chế pháp lý (PCI, 2023). d) LQit là chất lượng lao động được biểu thị bằng tỷ lệ lao động đã qua đào tạo trên 15 tuổi của tỉnh i tại thời điểm t. e) εit là sai số. Bảng 1: Danh sách các biến sử dụng trong mô hình. Biến Đơn vị Mô tả Nguồn EX Triệu Kim ngạch xuất khẩu = tổng giá Báo cáo Xuất nhập khẩu USD trị hàng hóa, dịch vụ mà một địa Việt Nam (2017-2022). phương xuất khẩu ra thị trường Bộ Công thương (MPI). quốc tế trong một năm. FDI Triệu Vốn FDI đăng ký tích lũy là tổng Niên giám thống kê Việt USD lượng vốn đầu tư trực tiếp nước nam (2017-2022). ngoài (FDI) mà một tỉnh đã thu Tổng cục thống kê (GSO). hút được trong một thời gian dài, thường là từ khi bắt đầu mở cửa cho đến đầu tư cho đến nay (1988 – nay). PCI Điểm Chỉ số năng lực cạnh tranh cấp Chỉ số năng lực cạnh tranh tỉnh là thước đo chất lượng điều cấp tỉnh (2017-2022). hành kinh tế ở các tỉnh thành của Phòng Thương mại và Việt Nam. PCI là sáng kiến Công nghiệp Việt Nam chung của VCCI và USAID. (VCCI). LQ % Tỷ lệ lao động đã qua đào tạo Niên giám thống kê Việt trên 15 tuổi nam (2017-2022). Tổng cục Thống kê (GSO). 3.2. Nguồn dữ liệu Nghiên cứu sử dụng nguồn dữ liệu thứ cấp cho dữ liệu bảng của 63 tỉnh, thành phố trong thời gian 6 năm (2017-2022), tương ứng với 378 quan sát (63x6). Biến phụ thuộc là EX (kim ngạch xuất khẩu) được lấy từ Báo cáo thường niên Xuất nhập khẩu Việt Nam (2017-2022) do Bộ Công Thương công bố hàng năm. Về các biến giải thích, số liệu vốn FDI đăng ký lũy kế được trích từ Niên giám thống kê do Tổng cục Thống kê xuất bản hàng năm; chất lượng lao động (LQ) được tính bằng tỷ lệ lao động đã qua đào tạo trên 15 tuổi cũng được thu thập từ Niên giám Thống kê GSO. Chất lượng thể chế được đo bằng chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh (PCI) được tổng hợp từ báo cáo thường niên Chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh (2017-2022) do Phòng Thương mại và Công nghiệp Việt Nam ban hành. 3.3. Phân tích dữ liệu Nghiên cứu sử dụng các phương pháp phân tích dữ liệu bảng tĩnh bao gồm Bình phương 44
  6. PHÂN TÍCH ĐỊNH LƯỢNG CÁC VẤN ĐỀ KINH TẾ VÀ XÃ HỘI TRONG MÔI TRƯỜNG SỐ LẦN THỨ 3 tối thiểu thông thường (OLS), ước lượng cố định (FEM), ước lượng ngẫu nhiên (REM) và Bình phương tối thiểu tổng quát (GLS) để giải thích tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài, chất lượng thể chế, và chất lượng lao động đến kim ngạch xuất khẩu. Kiểm định Lagrange Breush-Pegan (kiểm định LM) được sử dụng để quyết định xem mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên REM có phù hợp hơn mô hình OLS hay không, trong khi kiểm định F được sử dụng để xác định xem mô hình hiệu ứng cố định FEM có tốt hơn mô hình OLS hay không (Torres-Reyna, 2007). Để lựa chọn giữa các hiệu ứng cố định hoặc ngẫu nhiên, chúng ta có thể chạy thử nghiệm Hausman trong đó giả thuyết H0 là mô hình được ưa thích là hiệu ứng ngẫu nhiên. Về cơ bản, nó kiểm tra xem liệu có mối tương quan giữa các biến hồi quy và các lỗi duy nhất (ui) hay không, giả thuyết H0 là chúng không có mối tương quan. Nếu giá trị p nhỏ hơn 0,05, chúng ta sử dụng mô hình hiệu ứng cố định (Torres-Reyna, 2007). Sau khi sử dụng phương pháp hồi quy phù hợp với mô hình, tác giả tiến hành kiểm định độ tin cậy của mô hình đã chọn. Nghiên cứu sử dụng thống kê Wald sau khi chạy hồi quy bảng hiệu ứng cố định FEM hoặc phép thử bội số Lagrangian Breusch và Pagan cho các hiệu ứng ngẫu nhiên REM (Baum, 2001), để kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi; và thử nghiệm Wooldridge để kiểm tra sự tồn tại của hiện tượng tự tương quan, ngụ ý sự hiện diện của các ước tính không hiệu quả và sai lệch trong hồi quy FEM và REM (Wooldridge, 2010). Trong nghiên cứu định lượng, vấn đề quan trọng nhất là các hệ số ước lượng của mô hình phải đảm bảo tính ổn định và hiệu quả. Do đó, việc kiểm tra các khiếm khuyết của mô hình như phương sai thay đổi, tự tương quan, nội sinh, v.v. để đảm bảo rằng kết quả ước lượng là đáng tin cậy có ý nghĩa rất lớn. Trong trường hợp mô hình nào vi phạm khuyết điểm, tác giả áp dụng phương pháp hồi quy tổng quát hóa bình phương nhỏ nhất (GLS) để khắc phục các khuyết điểm trên. 4. Kết quả nghiên cứu 4.1. Thống kê mô tả Bảng 2 mô tả giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị tối thiểu, giá trị tối đa và số lượng mẫu quan sát được sử dụng trong nghiên cứu. Cụ thể, có 378 quan sát từ dữ liệu của 63 tỉnh, thành phố trong 6 năm 2017 - 2022. Biến phụ thuộc là kim ngạch xuất khẩu (EX) với giá trị bình quân là 4.526.255 triệu USD, dao động từ mức thấp nhất là 0 (Bắc Kạn, 2017) lên mức cao nhất là 47545,54 triệu USD (TP.HCM, 2022). Độ lệch chuẩn là 8.906.816 triệu USD, cho thấy sự chênh lệch lớn giữa các địa phương. Giá trị trung bình của FDI là 5962,463 triệu USD, tối thiểu là 1,5 triệu USD (tỉnh Lai Châu, từ 2018 đến 2022) và tối đa là 56247,9 triệu USD (Thành phố Hồ Chí Minh, 2022). Độ lệch chuẩn 10140,33 triệu USD là khá cao. Điều này cho thấy vốn FDI có sự khác biệt đáng kể giữa các vùng ở Việt Nam. Đáng chú ý là cả giá trị xuất khẩu và FDI năm 2022 đều cao nhất tại TP.HCM. Giá trị trung bình của chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh (PCI) là 64,3, tối thiểu là 55,12 (tỉnh Đăk Nông, 2017) và tối đa là 75,08 (tỉnh Quảng Ninh, 2020), độ lệch chuẩn là 3,07. Quảng Ninh là tỉnh dẫn đầu PCI trong 6 năm liên tiếp, từ 2018 đến 2023. Nguyên nhân khiến Quảng Ninh đạt điểm PCI cao bao gồm chất lượng quản lý kinh tế vượt trội, môi trường kinh doanh thân thiện và hỗ trợ. 45
  7. PHÂN TÍCH ĐỊNH LƯỢNG CÁC VẤN ĐỀ KINH TẾ VÀ XÃ HỘI TRONG MÔI TRƯỜNG SỐ LẦN THỨ 3 Cuối cùng, tỷ lệ lao động qua đào tạo từ 15 tuổi trở lên (LQ) có giá trị trung bình là 21%, giá trị này dao động từ 8,2% (Bạc Liêu, 2018) đến 50,3% (Hà Nội, 2022). Độ lệch chuẩn là 8%. Hà Nội là thủ đô và là một trong những thành phố lớn nhất của Việt Nam, với dân số khoảng 8 triệu người và lực lượng lao động khoảng 3,8 triệu người (Statista, 2023). Hà Nội có tỷ lệ lao động qua đào tạo cao vì có nhiều lợi thế về giáo dục, phát triển kinh tế và đầu tư nước ngoài. Hà Nội là một trong những điểm đến hàng đầu của đầu tư trực tiếp nước ngoài tại Việt Nam. Doanh nghiệp FDI thường cung cấp nhiều cơ hội đào tạo hơn và mức lương cao hơn cho người lao động, điều này thúc đẩy họ nâng cao kỹ năng và năng suất. Bảng 2: Thống kê mô tả Biến Quan sát Trung bình Độ lệch Nhỏ nhất Lớn nhất chuẩn EX 378 4526.255 21.04955 0 47545.54 FDI 378 5962.463 10140.33 1.5 56247.9 PCI 378 64.3267 3.077706 55.12322 75.08602 LQ 378 21.04955 8.036112 8.2 50.3 4.2. Phân tích tương quan Bảng 3 thể hiện ma trận tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc cũng như giữa các biến độc lập. Hệ số tương quan dương với mức ý nghĩa thống kê 1% (p-value < 0,01) cho thấy tất cả các biến độc lập FDI, PCI, LQ đều có tương quan dương với biến phụ thuộc EX. Tương tự, có mối tương quan dương giữa các biến độc lập nhưng hệ số < 0,8 nghĩa là hiện tượng đa cộng tuyến ít xảy ra (Gujarati, 2003). Bảng 3: Ma trận tương quan EX FDI PCI LQ EX 1.0000 FDI 0.8009 1.0000 0.0000 PCI 0.3223 0.3345 1.0000 0.0000 0.0000 LQ 0.4492 0.5161 0.4476 1.0000 0.0000 0.0000 0.0000 Sử dụng kiểm định vif trong Stata để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến, kết quả ở bảng 4 cho thấy giá trị VIF < 3 chứng tỏ hiện tượng đa cộng tuyến không xảy ra (Baltagi, 2008). Theo đó, các biến độc lập đều phù hợp để sử dụng trong mô hình hồi quy. Bảng 4: Kiểm tra đa cộng tuyến Biến VIF 1/VIF LQ 1.54 0.648513 FDI 1.39 0.720187 PCI 1.27 0.785081 46
  8. PHÂN TÍCH ĐỊNH LƯỢNG CÁC VẤN ĐỀ KINH TẾ VÀ XÃ HỘI TRONG MÔI TRƯỜNG SỐ LẦN THỨ 3 VIF trung bình 1.40 4.3. Kết quả hồi quy Để lựa chọn mô hình phù hợp trong 3 mô hình OLS, FEM và REM, tác giả sử dụng F- test và Hausman test, kết quả được trình bày ở bảng 5. F-test có giá trị P- value = 0,000 < 0,05 nên ở mức ý nghĩa thống kê 5%, giả thuyết H0 không được chấp nhận, hay nói cách khác ước lượng từ mô hình FEM là phù hợp hơn. Tiếp theo, tác giả chạy hai mô hình FEM và REM, sau đó sử dụng Hausman test để chọn ra mô hình tối ưu. Kết quả Prob > chi2 = 0,0082 < 0,05 cho thấy với mức ý nghĩa thống kê 5%, H0 bị bác bỏ, mô hình FEM được chọn. Để đảm bảo kết quả ước lượng từ mô hình FEM là đáng tin cậy, tác giả kiểm tra các khiếm khuyết có thể xảy ra trong mô hình. Đầu tiên, kiểm định Wald sửa đổi được sử dụng để kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi cho mô hình FEM, giá trị Prob>chi2 = 0,0000 < 0,05 cho thấy ở mức ý nghĩa 5%, H0 không được chấp nhận, kết luận rằng mô hình có hiện tượng phương sai thay đổi. Thứ hai, kiểm định Wooldridge được sử dụng để kiểm tra hiện tượng tự tương quan. Giá trị Prob > F = 0,0027 < 0,05 cho thấy ở mức ý nghĩa 5%, H0 bị bác bỏ, nghĩa là mô hình có hiện tượng tự tương quan. Để khắc phục hiện tượng phương sai không đồng nhất và tự tương quan vẫn còn xảy ra trong mô hình FEM, phương pháp GLS được sử dụng. Bảng 5: Kiểm tra sự tin cậy của các mô hình OLS, FEM, REM, GLS Kiểm định Kết quả F-test F(62, 312) = 122.09 H0: Mô hình OLS phù hợp hơn mô hình Prob > F = 0.0000 < 0.05 FEM Bác bỏ H0, FEM phù hợp hơn OLS Hausman test Chi2(3) = 11.77 H0: Mô hình REM tối ưu hơn FEM Prob > chi2 = 0.0082 < 0.05 Bác bỏ H0, FEM được lựa chọn Wooldridge test F(1,62) = 9.746 H0: không tự tương quan Prob > F = 0.0027 < 0.05 Bác bỏ H0, có hiện tượng tự tương quan Kiểm định Modified Wald cho phương chi2 (63) = 70961.04 sai thay đổi của mô hình FEM Prob>chi2 = 0.0000 < 0.05 H0: Mô hình FEM không có hiện tượng Bác bỏ H0, mô hình có hiện tượng phương sai phương sai thay đổi thay đổi Bảng 6 trình bày tóm tắt kết quả ước lượng từ các mô hình khác nhau, trong đó hệ số ước lượng từ phương pháp GLS được lựa chọn. Chúng ta có thể viết lại phương trình như sau: EX = -1320.6 + 0.647*FDI + 18.72*PCI + 19.25*LQ Kết quả hồi quy cho thấy FDI, PCI và LQ đều có tác động tích cực đến EX, cụ thể: Hệ số FDI là 0,647, có nghĩa là cứ mỗi USD FDI tăng thêm thì giá trị xuất khẩu dự kiến sẽ tăng trung bình 0,647 USD, trong điều kiện giữa cho tất cả các biến khác không đổi. Điều 47
  9. PHÂN TÍCH ĐỊNH LƯỢNG CÁC VẤN ĐỀ KINH TẾ VÀ XÃ HỘI TRONG MÔI TRƯỜNG SỐ LẦN THỨ 3 này cho thấy đầu tư trực tiếp nước ngoài có tác động tích cực đến hiệu quả xuất khẩu của tỉnh. FDI có thể tăng cường đa dạng hóa xuất khẩu của địa phương bằng cách giới thiệu các sản phẩm, dịch vụ và lĩnh vực mới có thể bán ra thị trường nước ngoài. Theo Tổng cục Thống kê Việt Nam, các doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài (FIE) đóng góp hơn 70% tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam và hơn 45% sản xuất công nghiệp của cả nước trong những năm gần đây. Năm 2022, tổng kim ngạch xuất khẩu của FIE chiếm 74% tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam. FDI có thể cải thiện trình độ xuất khẩu của địa phương bằng cách nâng cấp công nghệ, thiết kế nâng cao chất lượng hàng hóa và dịch vụ xuất khẩu, khiến chúng trở nên hấp dẫn và cạnh tranh hơn trên thị trường toàn cầu. Hơn nữa, FDI có thể kích thích sự lan tỏa xuất khẩu của tỉnh bằng cách tạo ra các tác động lan tỏa tích cực cho các doanh nghiệp và ngành công nghiệp trong nước có tương tác với các nhà đầu tư nước ngoài, chẳng hạn như học hỏi từ các thực tiễn tốt nhất của họ, áp dụng các tiêu chuẩn quốc tế và tham gia vào mạng lưới cung ứng của của các tập đoàn đa quốc gia. Hệ số PCI là 18,72, thể hiện sự thay đổi dự kiến trong EX khi PCI tăng một đơn vị, giữ cho tất cả các biến khác không đổi. Điều này có nghĩa là PCI tăng 1 điểm thì hiệu suất xuất khẩu tăng trung bình 18,72 đơn vị (triệu USD). Điều này cho thấy PCI có tác động tích cực đến hiệu quả xuất khẩu, có thể bằng cách tạo ra môi trường kinh doanh thuận lợi hơn, giảm chi phí kinh doanh, cải thiện chất lượng dịch vụ công và thúc đẩy mức độ đổi mới và năng suất cao hơn. Hệ số LQ (19,25) là sự thay đổi ước tính của EX khi LQ tăng một đơn vị (%), giữ cho tất cả các biến khác không đổi. Tức là LQ cứ tăng 1% thì hiệu suất xuất khẩu dự kiến sẽ tăng trung bình 19,25 đơn vị (triệu USD). Điều này cho thấy chất lượng lao động có tác động tích cực đến hoạt động xuất khẩu, có thể bằng cách nâng cao kỹ năng, trình độ học vấn, năng suất và hiệu quả của người lao động sản xuất hàng hóa và dịch vụ xuất khẩu. Bảng 6: Kết quả ước lượng từ các mô hình OLS, FEM, REM, GLS (1) (2) (3) (4) Pooled OLS Hiệu ứng cố định Hiệu ứng ngẫu GLS FEM nhiên REM FDI 0.675*** 0.884*** 0.799*** 0.647*** (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) PCI 151.1 86.92** 100.2*** 18.72** (0.134) (0.019) (0.006) (0.026) LQ 32.49 136.1*** 134.7*** 19.25** (0.444) (0.000) (0.000) (0.010) constant -9899.0 -9202.5*** -9522.4*** -1320.6** (0.111) (0.000) (0.000) (0.019) R-sq 0.645 0.628 N 378 378 378 378 Giá trị p-values in dấu ngoặc đơn * p
  10. PHÂN TÍCH ĐỊNH LƯỢNG CÁC VẤN ĐỀ KINH TẾ VÀ XÃ HỘI TRONG MÔI TRƯỜNG SỐ LẦN THỨ 3 hiệu quả xuất khẩu tại các tỉnh của Việt Nam, sử dụng phương pháp tiếp cận dữ liệu bảng tĩnh với các phương pháp ước lượng Pooled OLS, FEM, REM và GLS. Kết quả cho thấy đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI), chỉ số cạnh tranh cấp tỉnh (PCI) và chất lượng lao động (LQ) đều có tác động tích cực đến kim ngạch xuất khẩu cấp tỉnh (EX), nghĩa là việc tăng bất kỳ biến nào trong số này sẽ làm tăng hiệu suất xuất khẩu của một địa phương, giữ tất cả các biến khác không đổi. Kết quả cũng chỉ ra rằng chất lượng lao động được đo bằng tỷ lệ lao động được đào tạo có hệ số lớn nhất (19,25), tiếp theo là chất lượng thể chế kinh tế được đo bằng PCI (18,72), rồi đến đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI (0,64). Điều này hàm ý rằng chất lượng lao động là yếu tố quan trọng nhất đối với hiệu quả xuất khẩu, tiếp theo là chất lượng thể chế, sau đó là đầu tư trực tiếp nước ngoài. Dựa trên kết quả nghiên cứu, một số khuyến nghị chính sách được đề xuất nhằm nâng cao hiệu quả xuất khẩu của một quốc gia hoặc một địa phương như sau: Thứ nhất, đầu tư vào phát triển nguồn nhân lực, chẳng hạn như giáo dục, đào tạo và chăm sóc sức khỏe, để nâng cao kỹ năng, năng suất và hiệu quả của người lao động sản xuất hàng hóa và dịch vụ xuất khẩu. Thứ hai, cải thiện môi trường kinh doanh và thể chế kinh tế, như giảm bớt các rào cản hành chính, tăng tính minh bạch, cung cấp dịch vụ công, thực thi hợp đồng và quyền tài sản, nhằm thúc đẩy sự phát triển và đổi mới của khu vực tư nhân. Thứ ba, thu hút và tạo điều kiện thuận lợi cho đầu tư trực tiếp nước ngoài, như đưa ra các ưu đãi, cung cấp thông tin và hỗ trợ nhà đầu tư tăng vốn, công nghệ và khả năng tiếp cận thị trường của khu vực xuất khẩu. Một trong những hạn chế của nghiên cứu này là khoảng thời gian khá ngắn. Để điều tra xem liệu xu hướng tương tự có áp dụng cho khoảng thời gian dài hơn hay không, nghiên cứu trong tương lai có thể sử dụng bộ dữ liệu lớn hơn bao gồm nhiều năm để tăng phương sai theo thời gian. Hơn nữa, các nghiên cứu trong tương lai có thể xem xét đưa vào các biến độc lập khác để nâng cao khả năng giải thích của mô hình. 49
  11. PHÂN TÍCH ĐỊNH LƯỢNG CÁC VẤN ĐỀ KINH TẾ VÀ XÃ HỘI TRONG MÔI TRƯỜNG SỐ LẦN THỨ 3 TÀI LIỆU THAM KHẢO Abreo, C., Bustillo, R., & Rodriguez, C. 2021. The role of institutional quality in the international trade of a Latin American country: evidence from Colombian export performance. Journal of Economic Structures, 10(1), 1-21. Baltagi, Badi H. 2008. Forecasting with panel data. Journal of Forecasting 27: 153–73 Bandyopadhyay, K. 2020. The impact of global labour standards on export performance. Sustainability Standards and Global Governance: Experiences of Emerging Economies, 113-129. Baum, C. (2001). XTTEST3: Stata module to compute Modified Wald statistic for groupwise heteroskedasticity. Bilgin MH, Gozgor G, Demir E. 2018. The determinants of Turkey’s exports to Islamic countries: the impact of political risks. J Int Trade Econ Dev 27(5):486–503. https://doi.org/10.1080/09638199.2017.1396489 Brambilla, I., & Porto, G. G. 2016. High-income export destinations, quality and wages. Journal of International Economics, 98, 21-35. Chen, J., Sousa, C. M., & He, X. 2016. The determinants of export performance: a review of the literature 2006-2014. International marketing review, 33(5), 626-670. Chowdhury F, Audretsch D. 2014. Institution as looting apparatus: impact of gender equality and institutions on female entrepreneurship. Eurasian Bus Rev 4:207–225. https://doi.org/10.1007/s40821-014-0008-7 de Groot HLF, Linders G-JM, Rietveld P. 2005. Institutions, governance and international trade. IATSS Res 29(2):22–29. https://doi.org/10.1016/s0386-1112(14)60130-8 Do, et al. 2022. The Effect of Foreign Direct Investment Inflow on Exports: Evidence from Vietnam. The Journal of Asian Finance, Economics and Business, 9(2), 325–333. Epaphra, M. 2016. Determinants of export performance in Tanzania. Journal of Economics Library, 3(3), 470-487. FIA Vietnam. 2021. Situation of foreign investment attraction in Vietnam in 2021. https://by.tn/VYLU Francois J, Manchin M. 2013. Institutions, infrastructure, and trade. World Dev 46:165–175. https://doi.org/10.1016/j.worlddev.2013.02.009 Globaldata .2021. Vietnam Exports as a % of GDP (2010 - 2021, %). https://s.net.vn/QXpg Gujarati, D. N. 2003. Basic econometrics (4th ed.). New York, NY: McGraw-Hill. Ha, V., Holmes, M. J., &amp; Hassan, G. 2020. Does foreign investment benefit the exporting activities of Vietnamese firms? The World Economy, 43(6), 1619–1646. Hsiao, F. S. T., &amp; Hsiao, M.-C. W. 2006. FDI, exports, and GDP in east and Southeast Asia—panel data versus time-series causality analyses. Journal of Asian Economics, 17(6), 1082–1106. Jalilian H, Kirkpatrick C, Parker D. 2007. The impact of regulation on economic growth in developing countries: a crosscountry analysis. World Dev 35(1):87–103. https://doi.org/10.1016/j.worlddev.2006.09.005 50
  12. PHÂN TÍCH ĐỊNH LƯỢNG CÁC VẤN ĐỀ KINH TẾ VÀ XÃ HỘI TRONG MÔI TRƯỜNG SỐ LẦN THỨ 3 Jongwanich, J. 2010. Determinants of export performance in East and Southeast Asia. World Economy, 33(1), 20-41. Katsikeas, C. S., Piercy, N. F., & Ioannidis, C. 1996. Determinants of export performance in a European context. European journal of Marketing, 30(6), 6-35. Kutan, A. M., &amp; Vukšić, G. 2007. Foreign Direct Investment and Export Performance: Empirical Evidence. Comparative Economic Studies, 49(3), 430–445. Le, N. P., & Duy, L. V. 2021. Effect of provincial competitiveness index on enterprise attraction in the Central Highlands, Vietnam. Plos one, 16(9), e0256525. Liu, X., &amp; Shu, C. 2003. Determinants of export performance: Evidence from chinese industries. Economics of Planningas of 2002, Incorporating `MOCT-MOST: Economic Policy in Transitional Economies’, 36(1), 45–67. LiPuma, J. A., Newbert, S. L., & Doh, J. P. 2013. The effect of institutional quality on firm export performance in emerging economies: a contingency model of firm age and size. Small Business Economics, 40, 817-841. Li S, Samsell D. 2009. Why some countries trade more than others: the effect of the governance environment on trade flows. Corp Gov. https://doi.org/10.1111/j.1467- 8683.2008.00715.x Lu, J. Y., Xu, B., & Liu, X. H. 2009. The effects of corporate governance and institutional environments on export behaviour in emerging economies evidence from China. Management International Review, 49, 455–478. Macrotrend .2023. Vietnam Exports 1986-2023. https://by.tn/MzOL MOF. 2019. Nâng cao chất lượng thu hút FDI vào Việt Nam trong thời gian tới – nhìn từ góc độ thể chế. https://s.net.vn/qPde MPI . 2022. Báo cáo đầu tư trực tiếp nước ngoài năm 2022. https://s.net.vn/09Vj Njong, A. M., & Raymond, T. 2011. Investigating the Effect of Foreign Direct Investment on Export Growth in Cameroon. International Journal of Current Research, 3(5), 184-191. Nguyen, D. T., &amp; Sun, S. 2012. FDI and domestic firms’ export behaviour: Evidence from Vietnam. Economic Papers: A Journal of Applied Economics and Policy, 31(3), 380–390. Nguyen, N. T. 2017. The long run and short run impacts of foreign direct investment and export on economic growth of Vietnam. Asian Economic and Financial Review, 7(5), 519–527. Nguyen, T. X., & Xing, Y. 2008. Foreign direct investment and exports: The experiences of Vietnam. Economics of Transition, 16(2), 183–197. Okechukwu, O. G., De Vita, G., &amp; Luo, Y. 2018. The impact of FDI on nigeria’s export performance: A sectoral analysis. Journal of Economic Studies, 45(5), 1088–1103. Özgur Uysal, &amp; Abdulakadir Said Mohamoud. 2018. Determinants of export performance in East Africa countries. Chinese Business Review, 17(4). Pham, T. and O. Talavera. 2018. Discrimination, social capital, and financial constraints: The case of Viet Nam, World Development, Vol. 102, pp. 228-242. Statista (2023), Employment in Vietnam - statistics & facts Sousa, C. M., Martínez‐López, F. J., & Coelho, F. 2008. The determinants of export 51
  13. PHÂN TÍCH ĐỊNH LƯỢNG CÁC VẤN ĐỀ KINH TẾ VÀ XÃ HỘI TRONG MÔI TRƯỜNG SỐ LẦN THỨ 3 performance: A review of the research in the literature between 1998 and 2005. International Journal of Management Reviews, 10(4), 343-374. Torres-Reyna, O. 2007. Panel data analysis fixed and random effects using Stata (v. 4.2). Data & Statistical Services, Priceton University, 112, 49. GSO (Tổng cục Thống kê Việt Nam). 2023. https://www.gso.gov.vn/ Wooldridge, J. M. 2010. Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data. 2nd ed. Cambridge, MA: MIT Press WTO Center. 2023. Tổng hợp các FTA của Việt Nam tính đến tháng 8/2023. https://s.net.vn/VCmj Wu J, Li S, Samsell D. 2012. Why some countries trade more, some trade less, some trade almost nothing: The effect of the governance environment on trade flows. Int Bus Rev 21(2):225–238. https://doi.org/10.1016/j.ibusrev.2011.02.007 Xuan, N. T., &amp; Xing, Y. 2008. Foreign direct investment and exports&nbsp; the experiences of vietnam. Economics of Transition, 16(2), 183–197. Yu S, Beugelsdijk S, de Haan J. 2015. Trade, trust and the rule of law. Eur J Polit Econ 37:102– 115. https://doi.org/10.1016/j.ejpoleco.2014.11.003 Zhang, F., Zhang, Q., & Wu, H. 2023. Robot adoption and export performance: evidence from Chinese industrial firms. Journal of Manufacturing Technology Management. Zou, S., & Stan, S. 1998. The determinants of export performance: a review of the empirical literature between 1987 and 1997. International marketing review, 15(5), 333-356. 52
ADSENSE

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

THÔNG TIN
TRỢ GIÚP
HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG
Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline: 093 303 0098

Email: support@tailieu.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2022-2032 TaiLieu.VN. All rights reserved.

 

Đồng bộ tài khoản
2=>2