zunia.vn

Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z

zunia.vn

» Kinh Tế - Quản Lý

» Kinh tế học

Vai trò của văn hóa đối với phát triển kinh tế: Bằng chứng từ một số nước Châu Á

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:14

Báo xấu

41
lượt xem 3
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Nghiên cứu này nhằm mục đích kiểm định tác động của các chỉ số văn hóa Hofstede đối với GDP thực bình quân đầu người ở 13 quốc gia Nam và Đông Á chọn lọc trong khuôn khổ quyết định luận văn hóa.

Chủ đề:

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

Lưu

Nội dung Text: Vai trò của văn hóa đối với phát triển kinh tế: Bằng chứng từ một số nước Châu Á

Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 VAI TRÒ CỦA VĂN HÓA ĐỐI VỚI PHÁT TRIỂN KINH TẾ: BẰNG CHỨNG TỪ MỘT SỐ NƯỚC CHÂU Á Nguyễn Ngọc Thạch Viện Nghiên cứu khoa học và Công nghệ ngân hàng, trường Đại học Ngân hàng TP. HCM TÓM TẮT Nghiên cứu này nhằm mục đích kiểm định tác động của các chỉ số văn hóa Hofstede đối với GDP thực bình quân đầu người ở 13 quốc gia Nam và Đông Á chọn lọc trong khuôn khổ quyết định luận văn hóa. Bằng cách sử dụng các phương pháp Bayes với các tiên nghiệm thông tin và phi thông tin trong sự so sánh với phương pháp hồi quy bình phương bé nhất (OLS) dựa trên cách tiếp cận tần suất (frequentist) truyền thống, kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng các giá trị văn hóa có tác động mạnh mẽ đến sự phát triển kinh tế. Đặc biệt, trái ngược với hầu hết các nghiên cứu trước đây, nghiên cứu này tìm thấy chỉ số Chủ nghĩa cá nhân có tương quan nghịch với GDP thực bình quân. Một lý giải khả dĩ cho khám phá này là trong các xã hội chịu ảnh hửng bởi Nho giáo như các nước Nam và Đông Á, chủ nghĩa tập thể là một trong những yếu tố quan trọng nhất của tăng trưởng kinh tế. Bên cạnh đó, nghiên cứu còn thực hiện phân tích nhạy cảm để lựa chọn mô hình phù hợp nhất cho dự báo. Từ khóa: phương pháp Bayes, quyết định luận văn hóa, chỉ số văn hóa Hofstede 1. Giới thiệu Câu hỏi nhân tố nào quyết định một số quốc gia giàu có, còn nhiều quốc gia khác trong tình trạng trì trệ suốt thời gian dài đã thu hút sự chú ý của các nhà nghiên cứu từ thời đại Adam Smith (1723-1790). Trong gần 200 năm qua, thời kỳ mà Simon Kuznets (1901-1985) gọi là tăng trưởng kinh tế hiện đại, liên quan đến vấn đề này, nhiều bí ẩn về sự thịnh vượng cũng như nghèo nàn đã được làm sáng tỏ, mặc dù không tuyệt đối. Đặc biệt, vai trò của văn hóa trong sự phát triển kinh tế - xã hội tiếp tục được ngày càng nhiều học giả đặc biệt quan tâm. Có bốn quan điểm liên quan đến mối quan hệ giữa văn hóa và thành quả kinh tế: Quyết định luận văn hóa: giá trị văn hóa ảnh hưởng đến hoạt động kinh tế (Barro, 2004; Franke et al., 1991; Harrison & Huntington, 2001; Landes, 1999; McClelland, 1961; Sowell, 1994; Weber, 1905/1930). Quyết định luận kinh tế: sự thay đổi kinh tế dẫn đến sự thay đổi văn hóa (Marx (1867/1976; Bell, 1973; Hofstede, 1980). Một quan điểm chiết trung gian giữa quyết định luận kinh tế và quyết định luận văn hóa: tồn tại mối quan hệ nhân quả giữa văn hóa và nền kinh tế (Inglehart,1977, 1997). Các quan sát thống kê không rõ ràng (Allen et al., 2015): một số nhà lý luận không ủng hộ bất kỳ quan điểm nào ở trên cả vì họ cho rằng tất cả các mối quan hệ được công bố là yếu hoặc bị lỗ hổng về phương pháp và lý thuyết (Smith & Bond, 1998; Yeh & Lawrence, 1995). Trong nghiên cứu này về ảnh hưởng của văn hóa đối với thành quả kinh tế tại các quốc gia Nam và Đông Á, tác giả ủng hộ quan điểm quyết định luận văn hóa. Cơ sở cho quan điểm này là các quốc gia Nam và Đông Á chịu ảnh hưởng ở các cấp độ khác nhau bởi tư tưởng Nho giáo như một nét văn hóa đặc trưng của khu vực này. Trong hệ tư tưởng đó, tầm nhìn dài hạn là một trong những thuộc tính cốt lõi và có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế thông qua tăng trưởng tiết kiệm và đầu tư. Ngoài ra, các nghiên cứu định lượng trước đây về mối quan hệ giữa văn hóa và các khía cạnh khác nhau của hoạt động kinh tế được thực hiện bằng các phương pháp xác suất truyền thống (sử dụng P-value để kiểm định các giả thuyết thống kê) mà ngày này đang trở nên lỗi thời, hơn nữa trong nhiều trường hợp cho các kết 215
Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 quả dự báo không đáng tin cậy. Nghiên cứu này sử dụng các phương pháp Bayes để so sánh với phương pháp hồi quy tuyến tính cổ điển OLS. 2. Khung lý thuyết và các nghiên cứu liên quan 2.1 Định nghĩa về văn hóa Để nhận thức văn hóa tác động đến hoạt động kinh tế như thế nào, chúng ta cần hiểu rõ văn hóa là gì. Văn hóa được định nghĩa theo nhiều cách khác nhau. Chẳng hạn, theo Hofstede (1984, trang 21), văn hóa được xem là sự lập trình tập thể của tinh thần nhằm phân biệt các thành viên của một nhóm người với một nhóm khác. Trong khi đó, Schein (1985) đề cập đến văn hóa như “một mẫu hình của các giả định cơ bản mà một nhóm người học được khi giải quyết các vấn đề thích ứng bên ngoài và tích hợp bên trong, mẫu hình đó đã hoạt động đủ tốt để được coi là vững chắc và do đó, được dạy cho các thành viên mới cách chính xác để nhận thức, suy nghĩ và cảm nhận liên quan đến những vấn đề đó”. Theo chương trình nghiên cứu GLOBE (House và cộng sự, 2004, trang 15), văn hóa là “động cơ, giá trị, niềm tin, bản sắc và diễn giải được chia sẻ hoặc ý nghĩa của các sự kiện quan trọng xuất phát từ kinh nghiệm chung của các thành viên trong tập thể được truyền qua các thế hệ. Trong khi đó, xem xét văn hóa trong lĩnh vực thể chế và thay đổi thể chế, North (1990) coi văn hóa là kiến thức đạt được hoặc được truyền từ thế hệ này sang thế hệ khác thông qua việc dạy và học bằng cách bắt chước Một số khuôn khổ để đo lường các giá trị văn hóa quốc gia được tìm thấy trong các tài liệu học thuật (Hofstede, 1984; Trompenaars và Hampden-Turner, 1997; Schwartz, 1994; House và cộng sự, 2004). Trong ba thập kỷ qua, nghiên cứu của Hofstede đã chứng tỏ là một khuôn khổ phương pháp phổ biến nhất để đánh giá các khía cạnh của văn hóa quốc gia (McSweeney, 2002). Cuộc khảo sát của Hofstede đối với 80.000 nhân viên IBM tại 66 quốc gia đã thiết lập nên bốn khía cạnh của văn hóa quốc gia: khoảng cách quyền lực, né tránh rủi ro, chủ nghĩa cá nhân và nam quyền so với nữ quyền. Tuy nhiên, McSweeney (2002) lập luận rằng độ tin cậy và tính chắc chắn của phép đo là những điểm yếu chính của các chiều văn hóa Hofstede. Hofstede đã không sử dụng Cronbach’s alpha để tạo nên các chỉ số. Hơn nữa, số lượng câu hỏi trung bình được sử dụng bởi Hofstede trên mỗi quốc gia là ít (McSweeney, 2002). Schwartz (1994) lập luận rằng hai điểm yếu lớn của nghiên cứu Hofstede là kế hoạch chọn mẫu và thay đổi theo thời gian. Đầu tiên, Hofstede thu thập dữ liệu từ các nhân viên của một tập đoàn đa quốc gia (IBM). Thứ hai, các phân tích của Hofstede chỉ dựa trên dữ liệu thu thập được từ năm 1967 đến năm 1973. Sau đó, Hofstede bổ sung hai chiều văn hóa mới. Định hướng dài hạn (so với ngắn hạn) đã được đưa vào mô hình của ông dựa trên Khảo sát giá trị Trung Hoa (Chinese Value Survey). Chiều thứ sáu và cuối cùng Tự thỏa mãn so với Tự kiềm chế xuất hiện vào năm 2010 từ Khảo sát Giá trị Thế giới (World Value Survey). Mặc dù còn tồn tại một số hạn chế, các chiều văn hóa của Hofstede rất hữu ích để phân tích mối quan hệ giữa các giá trị văn hóa và thành quả kinh tế nhờ các chỉ số này chứa đựng thông tin tương đối đầy đủ và khái quát về các thuộc tính văn hóa của các quốc gia. Do đó, nghiên cứu này sử dụng bộ dữ liệu về sáu chiều văn hóa của Hofstede. 2.2 Các chiều văn hóa của Hofstede Khoảng cách quyền lực (PDI): được định nghĩa là mức độ mà những thành viên ít quyền lực của một tổ chức hoặc thể chế (hoặc gia đình) chấp nhận quyền lực được phân bổ không công bằng. Trong khía cạnh này, sự bất công bằng và tập trung quyền lực được những người ít quyền lực hơn nhận thức một cách hiển nhiên. Vì vậy, chỉ số PDI cao thể hiện sự phân bổ quyền lực được thiết lập và thực thi rõ ràng trong xã hội mà không vướng bất cứ sự nghi ngờ hay chất vấn nào. Chỉ số PDI thấp thể hiện mức độ chất vấn cao về phân bổ quyền lực cũng như nỗ lực phân chia quyền hành đồng đều. Chủ nghĩa cá nhân so với chủ nghĩa tập thể (IDV): chỉ số này thể hiện “mức độ hòa nhập của cá nhân với tập thể và cộng đồng”. Một xã hội có tính cá nhân cao thường có mức độ ràng buộc khá lỏng lẻo. Họ chú 216
Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 trọng đến chủ thể “tôi” hơn là “chúng tôi”. Trong khi đó, chủ nghĩa tập thể thể hiện một xã hội với các mối quan hệ hòa nhập chặt chẽ giữa gia đình và những thể chế, hội nhóm khác. Những thành viên trong nhóm có sự trung thành tuyệt đối và luôn hỗ trợ những thành viên khác trong mỗi tranh chấp với các nhóm, hội khác. Nam quyền so với Nữ quyền (MAS): ở khía cạnh này, “nam quyền” được định nghĩa là “sự ưu tiên của xã hội cho thành quả, phần thưởng vật chất và định nghĩa thành công dựa trên những thành quả vật chất mà cá nhân đạt được”. Ngược lại, nữ quyền ám chỉ sự coi trọng tính cộng tác, khiêm tốn, quan tâm đến những cá nhân khó khăn cũng như chất lượng cuộc sống. Phụ nữ trong xã hội được tôn trọng và thể hiện những giá trị khác nhau. Trong xã hội ấy, họ chia sẻ sự khiêm tốn và quan tâm đến sự bình đẳng giới. Trong khi đó, trong xã hội trọng nam quyền, phụ nữ dù có được chú trọng và cạnh tranh nhưng thường vẫn bị kém coi trọng hơn so với nam giới. Nói theo cách khác, họ cũng nhận ra khoảng cách giữa những giá trị về nam giới và nữ giới. Né tránh rủi ro (UAI): được định nghĩa như “mức độ chấp nhận của xã hội với sự mơ hồ”, khi mà con người chấp nhận hoặc ngăn cản một thứ gì đó không kỳ vọng, không rõ ràng và khác so với hiện trạng thông thường. Chỉ số UAI cao cho thấy mức độ gắn kết của thành viên trong cộng đồng đó với các quy chuẩn hành vi, luật lệ, văn bản hướng dẫn và thường tin tưởng sự thật tuyệt đối hay một sự “đúng đắn” chung trong mọi khía cạnh mà tất cả mọi người đều nhận thức được. Trong khi đó, chỉ số UAI thấp cho thấy sự cởi mở và chấp nhân những ý kiến trái chiều. Xã hội có UAI thấp thường có ít quy định, quy chế mà họ có xu hướng để mọi thứ được tự do phát triển và chấp nhận rủi ro. Định hướng dài hạn so với Định hướng ngắn hạn (LTO): khía cạnh này mô tả sự kết nối giữa quá khứ với hiện tại và các hành động trong tương lai. Khi chỉ số LTO thấp, nó biểu thị định hướng ngắn hạn của một xã hội khi mà những truyền thống được trân trọng gìn giữ và sự kiên định được đánh giá cao. Trong khi đó, xã hội có chỉ số LTO cao thường chú trọng vào quá trình dài hạn, quan tâm đến sự thích ứng và thực dụng khi giải quyết vấn đề. Một nước nghèo, nếu giữ định hướng ngắn hạn sẽ khó trong việc phát triển kinh tế. Trong khi đó nước có định hướng dài hạn thường thuận lợi hơn trong việc phát triển. Tự thỏa mãn so với Tự kiềm chế (IND): khái niệm này chính là thước độ mức độ hạnh phúc, liệu có hay không sự tự thỏa mãn những niềm vui đơn giản. Tự thỏa mãn được định nghĩa như “sự cho phép của xã hội trong việc tự thỏa mãn một cách tự do các nhu cầu cơ bản và tự nhiên của con người, ví dụ hưởng thụ cuộc sống”. Trong khi đó, khái niệm “tự kiềm chế” lại thể hiện “sự kiểm soát của xã hội bằng những định kiến, chuẩn mực nghiêm ngặt đối với việc hưởng thụ của cá nhân”. Một xã hội cho phép hưởng thụ thường tạo niềm tin cho cá nhân rằng chính họ quản lý cuộc sống và cảm xúc của mình, trong khi xã hội đề cao tính kiềm chế tin rằng có những yếu tố khác, ngoài bản thân họ, điều khiển cuộc sống và cảm xúc của chính họ. 2.3 Các nghiên cứu dưới góc độ quyết định luận văn hóa Mối quan hệ một chiều và hai chiều giữa văn hóa và hoạt động kinh tế là một trong những lĩnh vực nhận thức đang phát triển mạnh mẽ trong các thập kỷ qua. Với một số lượng các công bố khoa học về chủ đề này gia tăng không ngừng thì khó có thể thực hiện một tổng quan đầy đủ. Vì vậy, trong bài viết này, tác giả tập trung vào một số bài nghiên cứu điển hình chỉ liên quan đến quyết định luận văn hóa, cụ thể là tác động của từng chỉ số Hofstede đến thành quả kinh tế. Về chỉ số Khoảng cách quyền lực, theo Tabellini (2008), sự phân phối quyền lực không công bằng tạo nên sự vâng lời như một giá trị trung tâm của xã hội. Williamson và Mathers (2010) nhận định mức độ vâng lời cao có tác động ngược chiều đến sự phát triển kinh tế. Trong khi đó, Husted (1999) chỉ ra những xã hội có khoảng cách quyền lực lớn thì có mức độ lũng đoạn cao. Về chỉ số Chủ nghĩa cá nhân, Hofstede (2001) cho rằng trong các xã hội chủ nghĩa cá nhân cao, các cá nhân đẩy nhanh quá trình làm quyết định. Việc thuê lao động và đề bạt dựa trên kỹ năng và quy tắc. Công nhân muốn làm việc lâu hơn, còn người tiêu dùng có thiên hướng đọc nhiều sách hơn và quan tâm nhiều hơn đến công nghệ mới. Ngân sách nhà nước dành nhiều hơn cho giáo dục. Kết quả là chủ nghĩa cá nhân có tương quan dương với thành quả kinh tế. Nghiên cứu của Leiknes (2009) cũng cho kết quả tương tự. Về chỉ số Nam quyền, cũng theo Hofstede (2001), các xã hội nam quyền đề cao năng lực cạnh tranh, thành quả và công trạng. Con người có tinh thần “sống để làm việc” và nhấn mạnh tiền bạc và vật chất quan 217
Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 trọng hơn giá trị của chất lượng cuộc sống và sự bình đẳng. Ngược lại, trong các xã hội nữ quyền, tỷ lệ người có giáo dục cao hơn, phụ nữ giữ trọng trách cao hơn và mức độ bình đẳng giới tính cũng cao hơn. Gylfason và Zoega (2003) phát hiện mối quan hệ cùng chiều của giáo dục và sự bình đẳng đối với tăng trưởng kinh tế nên chỉ số Nam quyền có tương quan âm với sự phát triển kinh tế. Về chỉ số Né tránh rủi ro, trong các xã hội né tránh sự vô định cao, con người sợ sự thay đổi, họ căng thẳng và lo lắng. Các nghiên cứu chứng minh rằng sự căng thẳng và lo âu dẫn đến những vấn đề về sức khỏe (Stojanovicz và Marisavljevich, 2007). Ngoài ra, xã hội này có thiên hướng bảo thủ và hoài nghi đối với những thứ khác biệt. Chính vì vậy, khả năng sáng tạo bị giới hạn và tinh thần khởi nghiệp thấp, và vì thế chỉ số này có ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế (Raluc, 2011). Johnson và Lenartowicz (1998) cũng tìm thấy chỉ số Né tránh rủi ro có tác động nghịch đến tăng trưởng kinh tế. Về chỉ số Định hướng dài hạn, con người trong các xã hội có định hướng dài hạn thường tiết kiệm và đầu tư nhiều hơn (Franke và cộng sự, 1991; Bond, 1988; Hofstede, 2001) và qua đó góp phần kích thích tăng trưởng kinh tế (Aridas, 2011). Về chỉ số Tự thỏa mãn/Tự kiềm chế, các xã hội có chỉ số này cao thường có chỉ số sáng tạo cao, nhờ đó mà góp phần thúc đẩy sự phát triển kinh tế (Khan và Cox, 2017; Prim và cộng sự, 2017). Các quốc gia Ả rập là ví dụ điển hình về điểm số Tự kiềm chế cao có ảnh hưởng tiêu cực đến hoạt động R&D và kết cục đến tăng trưởng kinh tế dài hạn (Driouchi và Gamar (2014). 3. Phương pháp và dữ liệu nghiên cứu 3.1 Phương pháp nghiên cứu 3.1.1. Hồi quy OLS Trong nghiên cứu này, tác giả phân tích tác động của sáu chỉ số văn hóa của Hofstede đến GDP thực bình quân của 13 quốc gia Nam và Đông Á bằng cách áp dụng cả hai phương pháp OLS và Bayes. Trong khuôn khổ của hồi quy tuyến tính tần suất (frequentist) (sử dụng P-value), mối quan hệ này được thể hiện bằng công thức sau: 𝐿𝑜𝑔𝑐𝑎𝑝𝑖𝑡𝑎𝐺𝐷𝑃 = 𝛽0 + 𝛽1 𝑋1 + 𝛽2 𝑋2 + 𝛽3 𝑋3 + 𝛽4 𝑋4 + 𝛽5 𝑋5 + 𝛽6 𝑋6 + 𝜀, Trong đó: X1 – chỉ số Khoảng cách quyền lực; X2 – chỉ số Chủ nghĩa cá nhân, X3 – chỉ số Nam quyền, X4 – chỉ số Né tránh rủi ro, X5 – chỉ số Định hướng dài hạn, X6 – chỉ số Tự thỏa mãn/Tự kiềm chế. ε là sai số ngẫu nhiên với trung binh bằng 0 và phương sai σ2 . Phân tích Bayes có nhiều ưu điểm so với phương pháp tần suất truyền thống (OLS trong trường hợp của chúng tôi), một trong số đó là tính vững của các ước lượng cao hơn đối với dữ liệu khan hiếm, tức là kết quả phân tích không bị giới hạn bởi kích thước mẫu. Phương pháp Bayes dựa vào phân phối hậu nghiệm của các tham số mô hình khi dữ liệu quan sát được cung cấp. Phân phối hậu nghiệm bao gồm phân phối xác suất của dữ liệu và phân phối tiên nghiệm của các tham số mô hình. 3.1.2. Phân tích Bayes Trong phân tích Bayes, qui tắc phân phối xác suất điều kiện 𝑝(𝐴, 𝐵) 𝑝(𝐴|𝐵) = 𝑝(𝐵) được sử dụng để rút ra định lý Bayes: 𝑝(𝐴|𝐵)𝑝(𝐵) 𝑝(𝐵|𝐴) = 𝑝(𝐴) (1) Trong đó: 𝐴 𝑣à 𝐵 là hai vector ngẫu nhiên (random vector) Nếu chúng ta có vector dữ liệu 𝑦 là một mẫu từ một mô hình với vector tham số chưa biết 𝛽. Chúng ta biểu diễn mô hình này bằng cách sử dụng hàm hợp lí: 𝐿(𝛽; 𝑦) = 𝑓(𝑦; 𝛽) = ∏𝑛𝑖=1 𝑓(𝑦𝑖 |𝛽), (2) 218
Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 Trong đó: 𝑓(𝑦𝑖 |𝛽) là hàm mật độ xác suất của 𝑦𝑖 nếu cho trước 𝛽. Dựa trên dữ liệu có sẵn, chúng ta muốn suy diễn một số đặc tính của 𝛽. Trong thống kê Bayes, các tham số mô hình 𝛽 là vector ngẫu nhiên. Phân tích Bayes bắt đầu với việc định dạng một mô hình hậu nghiệm. Mô hình hậu nghiệm mô tả phân phối xác suất của tất cả các tham số mô hình dựa trên dữ liệu được quan sát và thông tin tiên nghiệm. Như vậy, phân phối hậu nghiệm có hai thành phần: một hàm hợp lí bao gồm thông tin về các tham số mô hình dựa trên dữ liệu được quan sát và phân phối tiên nghiệm bao gồm thông tin trước đó (trước khi quan sát dữ liệu) về các tham số mô hình. Bằng quy luật Bayes, hàm hợp lí và phân phối tiên nghiệm được kết hợp để tạo nên mô hình hậu nghiệm: Hậu nghiệm ∝ hàm hợp lí x tiên nghiệm (3) Vì cả 𝑦 lẫn 𝛽 đều là các biến ngẫu nhiên, chúng ta sử dụng định lý Bayes để đạt được phân phối hậu nghiệm của 𝛽 nếu 𝑦 được cho trước: 𝑝(𝑦|𝛽)𝑝(𝛽) 𝑓(𝑦;𝛽)𝜋(𝛽) 𝑝(𝛽|𝑦) = 𝑝(𝑦) = 𝑚(𝑦) , (4) Trong đó: 𝑚(𝑦) ≡ 𝑝(𝑦) mà được hiểu như phân phối biên (marginal distribution) của 𝑦, được định nghĩa như sau: 𝑚(𝑦) = ∫ 𝑓(𝑦; 𝛽)𝜋(𝛽)𝑑 (𝛽). (5) 𝑚(𝑦) trong (5) không phụ thuộc vào tham số 𝛽 nên chúng ta tối giản (4) thành: 𝑝(𝛽|𝑦) ∝ 𝐿(𝑦; 𝛽)𝜋(𝛽). (7) Nếu phân phối hậu nghiệm có thể được dẫn xuất ở dạng kín, chúng ta có thể tiến hành ngay giai đoạn suy diễn của phân tích Bayes. Tuy nhiên, ngoại trừ một số mô hình đặc biệt, phân phối hậu nghiệm hiếm khi có sẵn và cần phải được ước lượng thông qua mô phỏng. Các phương pháp Bayes có thể được sử dụng để mô phỏng nhiều mô hình, bao gồm cả những hàm rất phức tạp với mức độ chính xác tùy ý. Các phương pháp Monte Carlo Markov Chain (MCMC) để mô phỏng các mô hình Bayes thường đòi hỏi thuật toán lấy mẫu hiệu quả và kiểm định sự hội tụ của của chuỗi MCMC đến phân phối hậu nghiệm mong muốn (dừng). Có thể sử dụng các loại tiên nghiệm khác nhau, có thông tin (informative) và không có thông tin (non- informative), để tạo các mô hình hậu nghiệm. Bên cạnh đó, chúng ta cần thực hiện phân tích nhạy cảm (sensitivity analysis) giữa các mô hình ước lượng để chọn ra mô hình tốt nhất, đó là mô hình phù hợp nhất với dữ liệu nghiên cứu. Như đã nêu trên, nhiều phân phối hậu nghiệm được mô phỏng bằng các phương pháp MCMC. Trong đó, phương pháp Metropolis-Hastings (MH) và phương pháp Gibbs được sử dụng rất phổ biến. Là một trường hợp đặc biệt của của phương pháp MH, phương pháp Gibbs có hiệu quả rất cao tuy đòi hỏi chi phí tính toán rất phức tạp. Trong nghiên cứu này, chúng tôi sử dụng các tiên nghiệm phi thông tin trước, sau đó các tiên nghiệm thông tin. Các phương pháp sử dụng chính là MH và Gibbs. Cuối cùng, dùng kiểm định nhân tố Bayes (Bayes factor) và một số kiểm định khác để chọn mô hình phù hợp nhất. Trong nghiên cứu này, kết quả hồi quy được tính toán bằng phần mềm Stata 16.0. 3.2 Dữ liệu nghiên cứu Dữ liệu nghiên cứu về GDP thực bình quân đầu người của các quốc gia Nam và Đông Nam Á được lấy từ cơ sở dữ liệu IMF (Triển vọng kinh tế thế giới, 2019) trong giai đoạn 2005-2017, nhận được bằng cách chia GDP ngang giá sức mua (PPP) cho tổng dân số. GDP được thể hiện bằng đồng đô la quốc tế không đổi trên mỗi người. Dữ liệu về các chỉ số văn hóa của Hofstede từ được lấy từ Hofstede et al (2010) chủ yếu cho giai đoạn trước năm 2005 dựa trên cơ sở dữ liệu của IBM cộng với các phần mở rộng. Các quốc gia được lựa chọn của Nam và Đông Nam Á là Bangladesh, Trung Quốc, Hồng Kông, Ấn Độ, Indonesia, Nhật Bản, Malaysia, Philippines, Hàn Quốc, Singapore, Đài Loan, Thái Lan và Việt Nam. Đây là những quốc gia mà chúng ta có thể truy cập được dữ liệu của Hofstede. 219
Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 Số liệu GDP thực bình quân cho giai đoạn và các chỉ số Văn hóa Hofstede của 13 nước Nam và Đông Nam Á được trình bày trong Bảng 1. Bảng 1: LogGDP và các chỉ số văn hóa Hofstede của các quốc gia Nam và Đông Á Quốc gia Log_capita_GDP Khoảng Chủ Nam Né tránh Định Tự thỏa cách nghĩa cá quyền rủi ro hướng mãn so quyền lực nhân (X3) (X4) dài hạn với Tự (X1) (X2) (X5) kiềm chế (X6) Bangladesh 7.955402 80 20 55 60 47 20 Trung Quốc 9.240285 80 20 66 30 87 24 Hồng Kông 10.79991 68 25 57 29 61 17 Ấn Độ 8.473935 77 48 56 40 51 26 Indonesia 9.106666 78 14 46 48 62 38 Nhật Bản 10.51026 54 46 95 92 88 42 Malaysia 9.992114 104 26 50 36 41 57 Philippines 8.697993 94 32 64 44 27 42 Hàn Quốc 10.3391 60 18 39 85 100 29 Singapore 11.21289 74 20 48 8 72 46 Đài Loan 10.59159 58 17 45 69 93 49 Thái Lan 9.556059 64 20 34 64 32 45 Viet Nam 8.469129 70 20 40 30 57 35 Nguồn: IMF (2019), Hofstede et al (2010) 4. Kết quả thực nghiệm 4.1 Thống kê mô tả Bảng 2: Thống kê mô tả Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max STT 13 7 3.89444 1 13 Log_capita~P 13 9.61118 1.040487 7.955402 11.21289 X1 13 73.92308 14.14486 54 104 X2 13 25.07692 10.71962 14 48 X3 13 53.46154 15.68766 34 95 X4 13 48.84615 24.09995 8 92 X5 13 62.92308 23.68706 27 100 X6 13 36.15385 12.17132 17 57 Nguồn: tính toán của tác giả Kết quả thống kê mô tả trong Bảng 2 chỉ ra bộ dữ liệu có 13 quan sát; Log GDP thực có giá trị trung bình (mean) bằng 9,6; độ lệch chuẩn xấp xỉ 1; giá trị lớn nhất (max) và thấp nhất (min) tương đương 11,2 và 8. Trong tất cả các biến X1-X6, biến X1 có giá trị trung bình cao nhất, bằng 74, với độ lệch chuẩn tương đương 220
Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 14,1; giá trị cao nhất là 104 và thấp nhất là 54. Biến X2 có giá trị trung bình thấp nhất là 25,1; độ lệch chuẩn xấp xỉ 10,7; giá trị cao nhất là 48 và thấp nhất là 14. 4.2 Kết quả hồi quy bằng OLS Trước hết, chúng ta thực hiện hồi qui OLS. Theo các kết quả đạt được từ việc áp dụng OLS, tất cả các hệ số của các biến từ X1 đến X6 đều không có ý nghĩa thống kê (Bảng 3). Theo tác giả, kết quả này có thể là do kích thước mẫu nhỏ. Bảng 3: Kết quả hồi quy bằng phương pháp OLS Log_capita~P Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] X1 -.030432 .0311182 -0.98 0.366 -.1065754 .0457114 X2 -.0050037 .0403999 -0.12 0.905 -.1038586 .0938513 X3 .0097084 .0283317 0.34 0.744 -.0596167 .0790336 X4 -.015862 .0148429 -1.07 0.326 -.0521814 .0204574 X5 .0184572 .0175768 1.05 0.334 -.0245516 .0614661 X6 .0428237 .0245644 1.74 0.132 -.0172832 .1029305 _cons 9.532424 3.267073 2.92 0.027 1.538184 17.52666 Nguồn: tính toán của tác giả Bây giờ, chúng ta xem xét kết quả của các mô hình hồi quy Bayes. Như đã trình bày trên, một trong các lợi thế của phân tích Bayes so với OLS là khả năng hồi quy được với kích cỡ mẫu nhỏ. Mô hình hồi quy Bayes thứ nhất: Trong mô hình 1, chúng tôi giả định một phân phối chuẩn cho đầu ra (Log-capita_GDP) và bắt đầu với tiên nghiệm Jeffreys phi thông tin cho các tham số mô hình. Theo tiên nghiệm Jeffreys, phân phối tiên nghiệm của các hệ số và phương sai tỷ lệ thuận với nghịch đảo của phương sai. Nếu sử dụng kích cỡ mẫu MCMC mặc định 10000 hoặc cao hơn như 50000 thì vẫn cho kết quả tự tương quan cao. Vì vậy, chúng tôi tách tham số phương sai vào một khối (block) riêng và cho kết quả thỏa mãn như trong Bảng 4. Bảng 4: Kết quả mô phỏng cho mô hình 1 Equal-tailed Mean Std. Dev. MCSE Median [95% Cred. Interval] Log_capita_GDP X1 -.0350876 .0371729 .00357 -.0359315 -.1067587 .0386282 X2 -.0104822 .0453941 .005474 -.006688 -.1072407 .0703227 X3 .012716 .0336097 .001731 .0108594 -.0563554 .0778623 X4 -.0186002 .0164345 .001586 -.0179943 -.0532004 .0123893 X5 .0176365 .020405 .001676 .0187418 -.0208143 .0587816 X6 .0421769 .0289336 .001952 .0418236 -.0126789 .1060955 _cons 10.06394 3.774086 .438577 10.00625 2.71304 17.8408 var 1.391974 1.158503 .105404 1.051141 .4069056 4.45581 Nguồn: tính toán của tác giả 221
Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 Mô hình hồi quy Bayes thứ hai: Mô hình 2 thực hiện hồi quy Bayes tuyến tính với tiên nghiệm chứa thông tin. Theo Hoff (2009), chúng ta xác định tiên nghiệm Normal(0,{var}) cho các hệ số và tiên nghiệm Igamma(2.5, 2.5) cho phương sai. Kết quả mô phỏng được thể hiện trong Bảng 5. Đồng thời để tăng hiệu quả của mô hình, chúng ta tăng kích cỡ mẫu MCMC lên 20000, tạo thinning bằng 2 và block phương sai. Bảng 5: Kết quả mô phỏng cho mô hình 2 Equal-tailed Mean Std. Dev. MCSE Median [95% Cred. Interval] Log_capita_GDP X1 .0433871 .0189163 .000545 .0431108 .006273 .0821134 X2 .0199358 .0416928 .00117 .0202045 -.0634717 .1013729 X3 -.0004947 .0301822 .000861 -.0003763 -.0605324 .0586817 X4 .0023696 .0145978 .000626 .0023704 -.0264099 .0310183 X5 .0519163 .0143067 .000736 .0516726 .0247624 .0806921 X6 .0483282 .0274724 .001159 .0484325 -.0065267 .100723 _cons .7391041 1.032395 .041609 .7330533 -1.347464 2.718395 var 1.165628 .443032 .013062 1.079221 .5825726 2.281081 Nguồn: tính toán của tác giả Mô hình hồi quy Bayes thứ ba: Trong mô hình 3, theo Hoff (2009), chúng tôi sử dụng tiên nghiệm đa biến (multivariate) Zellnersg0(7, 12) cho tất cả các hệ số mô hình. Tiên nghiệm Igamma(0.5, 4) được sử dụng cho tham số phương sai. Để hạn chế tự tương quan cao và tăng mức độ chấp nhận của mẫu MCMC mặc định, tức là tăng hiệu quả chung của mô hình, thinning(2) và block tham số phương sai được sử dụng. Kết quả mô phỏng được trình bày trong Bảng 6. Bảng 6: Kết quả mô phỏng cho mô hình 3 Equal-tailed Mean Std. Dev. MCSE Median [95% Cred. Interval] Log_capita_GDP X1 -.0435454 .090131 .009165 -.0395984 -.2317947 .1280929 X2 -.0157386 .1169285 .006194 -.0140916 -.2565083 .2143174 X3 .0110935 .0808965 .003739 .0095983 -.1516014 .1763029 X4 -.0168275 .041771 .002895 -.0156736 -.1007881 .0643577 X5 .0109658 .049555 .004329 .0118132 -.0887261 .1097223 X6 .0425023 .07022 .004597 .0415958 -.0934432 .1839395 _cons 10.50903 9.551964 1.06281 9.900253 -7.457185 30.93809 var 8.736112 3.670491 .161154 7.961078 4.086365 18.17128 Nguồn: tính toán của tác giả 222
Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 Mô hình hồi quy Bayes thứ tư: Phương pháp Gibbs được sử dụng cho mô hình 4. Lợi thế của phương pháp này là mức độ chấp nhận cao và hiệu quả mẫu MCMC tốt. Tiên nghiệm cho tất cả hệ số và phương sai trong mô hình sử dụng phương pháp Gibbs là phi thông tin. Kết quả mô phỏng cho mô hình 4 như trong Bảng 7. Bảng 7: Kết quả mô phỏng cho mô hình 4 Equal-tailed Mean Std. Dev. MCSE Median [95% Cred. Interval] Log_capita_GDP X1 -.0307206 .037254 .00038 -.0304082 -.105206 .0437054 X2 -.004972 .0492408 .000484 -.0050109 -.1034467 .0936849 X3 .0097738 .0345511 .000334 .0093553 -.0584916 .0788608 X4 -.0157698 .0179895 .00018 -.0158264 -.0514366 .0202748 X5 .0182639 .0213209 .000213 .018432 -.0245083 .0599914 X6 .042989 .0299348 .000299 .0430453 -.0173574 .1033901 _cons 9.554018 3.964207 .040629 9.514582 1.604562 17.5065 sigma2 1.450205 1.404848 .028528 1.096387 .4104244 4.599384 Nguồn: tính toán của tác giả Một bước quan trọng trong phân tích Bayes là chọn mô hình phù hợp nhất. Có một số cách kiểm định. Đối với phân tích Bayes, kiểm định Bayes factor cho kết quả tốt nhất. Kết quả kiểm định này được thể hiện trong Bảng 8. Bảng 8: Kết quả kiểm định Bayes factor DIC log(ML) log(BF) m2 50.4364 -43.77465 . m3 64.74131 -40.61271 3.161943 m4 44.8082 -71.55353 -27.77888 m1 43.8936 -29.83956 13.93509 Nguồn: tính toán của tác giả Theo kết quả trong Bảng 8, mô hình 1 cho giá trị DIC thấp nhất, log(ML) và log(BF) cao nhất nên được chọn là mô hình phù hợp nhất. Bây giờ, chúng ta kiểm tra sự hội tụ các chuỗi MCMC của mô hình 1. Có hai cách kiểm định: biểu đồ (trực quan) và hình thức hóa. Trước hết, chúng ta kiểm định sự hội tụ các chuỗi MCMC bằng biểu đồ. Hai tiêu chí quan trọng đo lường hiệu quả của các chuỗi MCMC là tỷ lệ chấp nhận chuỗi và mức độ tự tương quan. Chẩn đoán hội tụ cho phép đảm bảo rằng suy luận Bayes dựa trên mẫu MCMC là vững. Để kiểm định sự hội tụ các chuỗi MCMC của các ước lượng tham số, chúng ta sử dụng chẩn đoán trực quan. Chẩn đoán 223
Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 đồ họa chính bao gồm một biểu đồ dấu vết (trace plot) và một biểu đồ tự tương quan (autocorrelation plot). Đối với tất cả các ước lượng tham số trong trường hợp này, các biểu đồ thể hiện mối tương quan thấp của các chuỗi MCMC (xem các Hình 1 và 2). Hình 1: Chuẩn đoán hội tụ theo biểu đồ vết Nguồn: tính toán của tác giả Hình 2: Chuẩn đoán sự hội tụ theo biểu đồ tự tương quan Nguồn: tính toán của tác giả 224
Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 Đối với phương pháp kiểm định hình thức hóa, kiểm định Grubin cho kết quả Rc của tất cả các tham số đều nhỏ hơn 1,1 nên cùng với kết quả phân tích trực quan, các chuỗi MCMC của mô hình hội tụ về phân phối mục tiêu (Bảng 9). Bảng 9: Kết quả kiểm định Grubin Rc Log_capita_GDP X1 1.002146 X2 1.015627 X3 1.045582 X4 1.005043 X5 1.009346 X6 1.011506 _cons 1.003494 var 1.0146 Convergence rule: Rc < 1.1 Nguồn: tính toán của tác giả Theo các kết quả kiểm định trên, các chuỗi MCMC cho các ước lượng tham số có sự pha trộn tốt và độ tự tương quan thấp. Như vậy, có thể kết luận rằng các chuỗi MCMC đã hội tụ vào phân phối mục tiêu. Sự hội tụ của mô hình được chứng minh. Giá trị của MCSE càng nhỏ thì mức độ chính xác của các ước lượng hậu nghiệm càng cao. Bảng 4 cho thấy MCSE (MC standard error) của các tham số có giá trị tương đương số thập phân hàng chục. Do đó, kết quả mô phỏng được xem là hợp lý. Khoảng tin cậy (credible intervals) có ý nghĩa xác suất là, chẳng hạn đối với biến X1, xác suất giá trị trung bình -0,04 của biến này trong khoảng tin cậy -0,11 và 0,04 là 95%. Các kết quả hồi quy Bayes của mô hình 1 chỉ ra rằng các biến X1 (chỉ số Khoảng cách quyền lực), X2 (chỉ số Chủ nghĩa cá nhân) và X4 (chỉ số Né tránh rủi ro) có tương quan âm với GDP thực bình quân, trong khi các biến X3 (chỉ số Nam quyền), X5 (chỉ số Định hướng dài hạn) và X6 (chỉ số Tự thỏa mãn/Tự kiềm chế) có tác động tích cực đến GDP thực bình quân tại các quốc gia Nam và Đông Á. Dựa trên các kết quả thực nghiệm, tác giả cung cấp một số thảo luận sau đây: Thứ nhất, khoảng cách quyền lực cao là một thuộc tính văn hóa lớn của các xã hội châu Á. Chỉ số khoảng cách quyền lực có ảnh hưởng tiêu cực đến GDP thực trên đầu người vì ở các quốc gia có khoảng cách quyền lực cao tồn tại các công ty có hệ thống phân cấp thẩm quyền và thu nhập cao giữa các nhân viên. Sự bất bình đẳng quyền lực và thu nhập này làm suy yếu động lực lao động, giảm cung lao động, và do đó, làm chậm tăng trưởng kinh tế. Thứ hai, phát hiện của tác giả rằng chỉ số Chủ nghĩa cá nhân có tác động tiêu cực đến GDP thực bình quân có thể được giải thích như sau: Hầu hết các quốc gia Nam và Đông Á là những xã hội tập thể, nơi mọi người có truyền thống tương hỗ lẫn nhau trong cuộc sống và kinh doanh, và thành công kinh tế thường đạt được nhờ vào sức mạnh tập thể nhiều hơn là tài năng cá nhân. Vì vậy, chỉ số Chủ nghĩa cá nhân càng thấp (ngược lại, điểm số Chủ nghĩa tập thể càng cao), thành quả kinh tế càng lớn. Thứ ba, chỉ số Nam quyền có mối tương quan tích cực với GDP thực bình quân. Phát hiện này phù hợp với các nghiên cứu khác về văn hóa phương Tây. Trong các xã hội nam tính cao, thành tích, thành công vật chất và khả năng cạnh tranh được đánh giá cao và tôn trọng. Những đặc điểm văn hóa này kích thích mạnh tăng trưởng kinh tế. 225
Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 Thứ tư, tương tự như nhiều nghiên cứu khác, chỉ số Né tránh rủi ro có tác động tiêu cực đến GDP thực bình quân tại các quốc gia Nam và Đông Á. Điều này cũng dễ hiểu vì khi việc né tránh sự không chắc chắn cao gắn chặt với mong muốn duy trì hiện trạng, do đó có ảnh hưởng tiêu cực đến sự phát triển kinh tế. Thứ năm, tại các quốc gia Nho giáo, nơi mà kế hoạch dài hạn có thể khiến tiết kiệm và đầu tư được khuyến khích mạnh mẽ, tồn tại một mối quan hệ tích cực giữa chỉ số Định hướng dài hạn và phát triển kinh tế. Kết quả này phù hợp với hầu hết các nghiên cứu về vai trò của văn hóa trong động thái kinh tế, đặc biệt đối với các quốc gia Nam và Đông Á (Bond, 1988). Thứ sáu, chỉ số Tự thỏa mãn/Tự kiềm chế có tác động tích cực đến GDP thực bình quân ở các quốc gia châu Á được chọn. Trong các xã hội cho phép những thú vui tự do liên quan đến tận hưởng cuộc sống và vui chơi, các cá nhân và công ty có động lực mạnh cho các hoạt động đổi mới, bao gồm R&D dẫn đến tiến bộ công nghệ lớn và do đó thúc đẩy phát triển kinh tế. 5 Kết luận và hàm ý chính sách Vì tại các quốc gia chịu ảnh hưởng của Nho giáo như Nam và Đông Á, văn hóa đóng vai trò rất quan trọng trong sự phát triển kinh tế. Nghiên cứu này được thực hiện theo hướng quyết định luận văn hóa, tức là văn hóa thúc đẩy phát triển kinh tế. Với tinh thần đó, nghiên cứu đặt mục tiêu kiểm định tác động của các giá trị văn hóa đến GDP thực bình quân tại 13 quốc gia Nam và Đông Á. Dữ liệu về các chiều văn hóa của Hofstede được thu thập chủ yếu trong giai đoạn trước năm 2005 được sử dụng làm đại diện cho các chỉ số văn hóa quốc gia. Vì mục tiêu của nghiên cứu là đánh giá tác động của các giá trị văn hóa đến thành quả kinh tế, số liệu GDP thực bình quân cho giai đoạn sau 2004 được chọn. Phương pháp OLS trong khuôn khổ cách tiếp cận tần suất được thực hiện trước nhưng cho kết quả là các hệ số của các biến độc lập không có ý nghĩa thống kê. Nguyên nhân theo tác giả là do cỡ mẫu nhỏ. Tiếp theo, tác giả sử dụng phương pháp Bayes với các tiên nghiệm thông tin và phi thông tin. Một lợi thế quan trọng của cách tiếp cận Bayes so với phân tích tần suất là cho phép sử dụng cỡ mẫu nhỏ nhưng kết quả suy diễn vẫn vững (robust). Kết quả kiểm định sự hội tụ thông qua trực quan và hình thức hóa đều cho thấy các chuỗi MCMC hội tụ về phân phối mục tiêu, do đó có thể kết luận suy diễn Bayes là vững. Kết quả thực hiện phân tích nhạy cảm cho bốn mô hình Bayes cho thấy mô hình với tiên nghiệm phi thông tin là phù hợp nhất. Kết quả thực nghiệm chỉ ra các chỉ số Khoảng cách quyền lực, Chủ nghĩa cá nhân và Né tránh rủi ro có tác động âm đến GDP thực bình quân, trong khi các chỉ số Nam quyền, Định hướng dài hạn và Tự thỏa mãn/Tự kiềm chế có tương quan dương với GDP thực bình quân. Nhìn chung, các khám phá này tương thích với kết quả của các nghiên cứu trước đó trên thế giới ngoại trừ trường hợp đối với chỉ số Chủ nghĩa cá nhân. Chỉ số Chủ nghĩa cá nhân có tương quan âm với GDP thực bình quân, chỉ ra rằng các nước Nam và Đông Á là những xã hội tập thể chịu ảnh hưởng bởi tư tưởng Nho giáo, nơi các thành quả kinh tế thường đạt được nhờ sức mạnh tập thể nhiều hơn là những nỗ lực cá nhân. Như vậy, các kết quả thực nghiệm đã ủng hộ mạnh quyết định luận văn hóa. Thông qua các kết quả nghiên cứu, tác giả nhận thấy các nước Nam và Đông Á cần xây dựng các chính sách duy trì những giá trị văn hóa tích cực như tính tập thể, tư duy dài hạn và đồng thời thực hiện các cải cách văn hóa hướng đến cải thiện các giá trị có tác động tiêu cực đến quá trình phát triển như khoảng cách quyền lực lớn, tâm lý e ngại rủi ro, sợ mạo hiểm. Những định hướng trên cho các nước Đông Nam Á cũng có thể được áp dụng đối với Việt Nam. Tuy nhiên, xuất phát từ những đặc thù kinh tế, chính trị và xã hội của đất nước, cải cách văn hóa của nước ta cần có con đường đi riêng. Thứ nhất, để đảm bảo sự phát triển bền vững, việc dân chủ hóa các hoạt động chính trị, kinh tế và văn hóa để giảm chỉ số Khoảng cách quyền lực cần được thực hiện một cách thận trọng và phải đi kèm với việc xây dựng hiệu quả một hệ thống thể chế phát triển mạnh, giữ vững sự ổn định xã hội. Thứ hai, khai thác một cách hài hòa sức mạnh tập thể và cá nhân. Sức mạnh tập thể rất quan trọng cho thành công, tuy nhiên không được coi thường việc phát huy năng lực cá nhân, nói đúng hơn, cần thiết huy động mọi lực lượng, mọi thành phần cho phát triển nhanh chóng. Bên cạnh đó, đối với chỉ số Né tránh rủi ro, trong môi trường kinh doanh biến động khôn lường như ngày nay, cần thiết tạo được niềm tin vào nhà nước và các chủ trương chính 226
Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 sách của nó từ phía cộng đồng doanh nghiệp nhằm đẩy mạnh đầu tư, thúc đẩy mạnh mẽ và hiệu quả hoạt động khởi nghiệp trong toàn xã hội. Thứ tư, đối với chỉ số Nam quyền, tăng trưởng theo chiều rộng (nhấn mạnh vai trò của vật chất) cần đi đôi với việc nâng cao chất lượng tăng trưởng, hướng đến sự công bằng, hạn chế bất bình đẳng. Đồng thời, phát huy giá trị truyền thống là luôn duy trì tầm nhìn dài hạn trong phát triển. Cuối cùng, phát huy hiệu quả tác dụng của chỉ số Tự thỏa mãn để thúc đẩy hoạt động sáng tạo trong nền kinh tế, đặc biệt R&D. TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Allen, M. W., Sik H. Ng., Ikeda K., Jawan J., Sufi A.H., Wilson M. & Yang K. (2007). Two decades of change in cultural values and economic development in eight East Asian and Pacific island nations. Journal of Cross-cultural Psychology, Vol. 38. No. 3. 247-269. [2] Aridas, T (2011). Household Savings Rate, Global Finance. Accessed 28.03.2012. [3] http://www.gfmag.com/tools/global-database/economic-data/10396-household-savingrates. [4] Barro, R. J. (2004). Spirit of capitalism. Harvard International Review, 25(4), 64-68. [5] Bell, D. (1973). The coming post industrial society. New York: Basic Books. [6] Bond, M. H. (1988). Finding universal dimensions of individual variation in multi-cultural studies of values: The Rokeach and Chinese value surveys. Journal of Personality and Social Psychology, 55, 1009- 1015. [7] Driouchi, A. & Gamar, A. (2014). Hofstede’s Cultural Indicators, Knowledge Economy and Entrepreneurship in Arab Countries. MPRA paper No. 58731, posted 19, https://mpra.ub.uni- muenchen.de/58731/1/MPRA_paper_58731.pdf. [8] Franke, R. H., Hofstede, G., & Bond, M. H. (1991). Cultural roots of economic performance: A research note. Strategic Management Journal, 12, 165-173. [9] Gylfason, T. & Zoega, G. (2003). Education, Social Equality and Economic Growth: A View of the Landscape, CESifo Economic Studies. 49 (4), 557–579. [10] Harrison, L. E., & Huntington, S. P. (2001). Culture matters: How values shape human progress. New York: Basic Books. [11] Hoff, P. D. 2009. A First Course in Bayesian Statistical Methods. New York: Springer. [12] Hofstede, G. (1980). Culture’s consequences: International differences in work-related values. Beverly Hills, CA: Sage. [13] Hofstede, G. (2001). Culture’s Consequences. Comparing Values, Behaviors, Institutions, and Organizations across Nations. –2nd ed. Sage Publications, California. [14] House, R. J., Hanges, P. J., Javidan, M., Dorfman, P. W., & Gupta, V. (2004). Culture, Leadership, and Organizations: the GLOBE study of 62 societies. Sage Publication [15] Husted, B. W. (1999). Wealth, Culture, and Corruption, Journal of International Business [16] Studies, 30 (2), 339-359. [17] IMF: World Economic Outlook database, April 2019. https://www.imf.org/external/pubs/ft/weo/2019/01/weodata/download.aspx (2019) [18] Inglehart R. (1977). The silent revolution: Changing values and political styles. Princeton, NJ: Princeton University Press. [19] Inglehart, R. (1997). Modernization and post modernization: Cultural, economic, and political change in 43 societies. Princeton, NJ: Princeton University Press. [20] Johnson, J. P. & Lenartowicz, T. (1998), Culture, Freedom and Economic Growth: Do Cultural Values Explain Economic Growth? Journal of World Business, Vol. 33, 332. 227
Hội thảo Khoa học quốc gia “Hệ thống Tài chính – Ngân hàng với sự phát triển kinh tế - xã hội miền Trung – Tây Nguyên trong bối cảnh cách mạng công nghệ”– DCFB 2020 [21] Khan, R. & Cox, P. (2017). Country Culture and National Innovation. Archives of Business Research, 5(2). [22] Landes, D. S. (1999). The wealth and poverty of nations: Why some are so rich and some so poor. New York: Norton. [23] Leiknes, T.: Explaining Economic Growth: The Role of Cultural Variables. Master Thesis. The Norwegian School of Economics and Business Administration (2009) [24] Marx, K. (1976). Capital (Vol. 1). Harmondsworth: Penguin. (Original work published 1867) [25] McClelland, D.C. (1961). The achieving society. New York: Free Press. [26] McSweeney, B. (2002). Hofstede’s Model of national cultural differences and their consequences: A triumph of faith- a failure of analysis. Human relations, 55(1), 89-118. [27] North, D. (1990). Institutions, institutional change, and economic performance. Cambridge: Cambridge University Press. http://dx.doi.org/10.1017/CBO9780511808678 [28] Prim, A. L., Filho, L. S., Zamur, G. A. C., & Di Serio, L. C. (2017). The relationship between national culture dimensions and degree of innovation. International Journal of Innovation Management, 1730001. [29] Raluca, O. (2011). The Journey to Competitiveness: EU Speeding up on the Road Paved With Knowledge and Innovation, Bucharest Academy of Economic Studies, 1 (1), [30] 118-124. [31] Schein, E. H. (1985). Organizational culture and leadership. Organizational culture and leadership (1st ed.). San Francisco: Jossey- Bass Publishers. [32] Schwartz, S. H.: Beyond individualism/collectivism: New cultural dimensions of values. In U. Kim, H. C. Triandis, C. Kagitcibasi, S. C. Choi, & G. Yoon (Eds.), Individualism and Collectivism: theory method and applications (Thousand Oaks, California: Sage Publication, 85-119 (1994) [33] Smith, P., & Bond, M. H. (1998). Social psychology across cultures. London: Prentice Hall. [34] Sowell, T., (1994). Race and culture: World view. New York: Basic Books. [35] Stojanovicz, L. & Marisavljevich, D. (2007). Stress as a trigger of autoimmune disease, Bezhanijska Kosa University Medical Center. November 29th. Belgrade University, Serbia. http://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S156899720700170X. [36] Tabellini, G. (2008), Presidential Address: Institutions and Culture, Journal of the European Economic Association, Vol. 6, 255-294. [37] Trompenaars, A., & Hampden-Turner, C. (1997). Riding the waves of culture: understanding cultural diversity in global business (2nd ed.). New York: McGraw-Hill [38] Weber, M. (1930). The Protestant ethic and the spirit of capitalism. London: Allen and Unwin. (Original work published 1905) [39] Williamson, C. R. & Mathers, R. L. (2011). Economic freedom, Culture and Growth. Public Choice, 148, 313-335. [40] Yeh, R., & Lawrence, J. J. (1995). Individualism and Confucian dynamism: A note on Hofstede’s cultural root to economic growth. Journal of International Business Studies, 26, 655-669. 228

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.