Hoạt động nghiên cứu

Vai trò của thể chế trong thu hút đầu tư trực tiếp nước ngoài ở Việt Nam

Vai trò của thể chế trong thu hút đầu tư trực tiếp nước ngoài ở Việt Nam 05/10/2021 09:59:00 13

Cỡ chữ:A- A+
Tương phản:Giảm Tăng

Vai trò của thể chế trong thu hút đầu tư trực tiếp nước ngoài ở Việt Nam

Bùi Kiều Anh - Lê Minh Sơn

Viện Chiến lược phát triển, Bộ Kế hoạch và Đầu tư

 

Bài viết nghiên cứu mối liên hệ giữa chất lượng thể chế và đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) ở Việt Nam bằng cách sử dụng phân tích dữ liệu bảng cân đối gồm 39 tỉnh ở Việt Nam trong giai đoạn 2011 - 2018. Nghiên cứu đã tiến hành hồi quy bình phương nhỏ nhất (OLS) tổng hợp, với sai số tiêu chuẩn Driscoll-Kraay. Phép đo về thể chế được kiểm nghiệm là Chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh (PCI). Nghiên cứu tìm thấy bằng chứng cho thấy, ngay cả ở cấp tỉnh, hiệu quả thể chế tốt có tác động tích cực đến dòng vốn FDI, song tác động của từng loại thể chế là khác nhau.

Từ khóa: Đầu tư trực tiếp nước ngoài, thể chế, quản trị địa phương, phân tích dữ liệu bảng, Việt Nam.

This article investigates the relation between institutional quality and foreign direct investment by using panel analysis of 39 provinces in Vietnam for the period of 2011 - 2018. Pooled OLS with Driscoll-Kraay standard errors was employed; and the Provincial Competitiveness Index (PCI) was employed as the proxy for institutional quality. Our analysis found evidence to show that at provincial level, higher institutional quality overall has positive impacts on attracting FDI inflow; however it also varies between different aspects of institution. 

Keywords: Foreign direct investment, institution, local governance, panel analysis, Vietnam.

1. Giới thiệu

Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) là một yếu tố quan trọng đóng góp vào tăng trưởng kinh tế của các nền kinh tế nhận đầu tư. Ở các nền kinh tế đang phát triển, FDI tạo ra cơ hội tiếp cận các nguồn vốn và việc làm, chuyển giao công nghệ, kỹ thuật sản xuất... Chính vì những lợi ích này, các nền kinh tế đang phát triển đã coi việc thu hút FDI trở thành một động lực trong chiến lược phát triển kinh tế và tích cực nỗ lực cải thiện điều kiện thị trường, môi trường đầu tư nhằm thu hút các nhà đầu tư nước ngoài. Có nhiều yếu tố khác nhau được xác định ảnh hưởng đến FDI như quy mô thị trường, tốc độ tăng trưởng, độ mở của nền kinh tế, các rào cản thương mại, vốn, nhân lực, chi phí lao động1.

Tuy nhiên, ngay cả khi điều kiện kinh tế - xã hội lý tưởng thì FDI cũng không tự xảy ra. Về bản chất, FDI là đầu tư, kinh doanh và đối với doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài (FIE) thì cần phải có sự tính toán kỹ lưỡng. So với các doanh nghiệp trong nước, các FIE phải đối mặt với một số thách thức nhất định để thực hiện hoạt động xuyên biên giới: logistics như vận tải, thông tin liên lạc, nhân sự; các rào cản như văn hóa, phong tục, ngôn ngữ, tập quán kinh doanh chính thức và không chính thức; hoạt động trong môi trường kinh doanh và thể chế phi bản địa. Những thách thức về hậu cần và các vấn đề rào cản có thể được giải quyết khi huy động đủ nguồn lực, nhưng môi trường chính trị và thể chế là yếu tố nằm ngoài tầm kiểm soát của các công ty. Các FIE dễ bị ảnh hưởng bởi các yếu tố như hệ thống pháp luật, việc thực thi các quy định và hiệu quả quản trị yếu kém... Những bất ổn này đều làm mất thêm chi phí và thời gian cho các FIE.

Mục đích của nghiên cứu này là xem xét chất lượng thể chế ảnh hưởng như thế nào đến thu hút FDI trong giai đoạn 2011 - 2018 bằng cách sử dụng phân tích cấp địa phương (cấp tỉnh/thành phố) ở Việt Nam. Phân tích ở cấp độ dưới quốc gia là cơ hội tốt để nghiên cứu mối liên hệ giữa chất lượng thể chế và FDI khi không thay đổi một số yếu tố như chính sách thương mại, chính sách tiền tệ, hệ thống pháp luật - những yếu tố này thường có sự khác nhau trong các nghiên cứu xuyên quốc gia. Có thể thấy rằng, Việt Nam là một trường hợp nghiên cứu khá phù hợp.

Việt Nam là nước hội nhập tương đối muộn nhưng là nước tham gia tích cực vào thương mại quốc tế. Kể từ khi thực hiện các chính sách đổi mới kinh tế (từ năm 1986), Việt Nam đã theo đuổi tự do hóa thương mại và phát triển kinh tế thị trường định hướng xã hội chủ nghĩa - con đường đã đưa Việt Nam từ nước có thu nhập thấp thành nước có thu nhập trung bình thấp. Quyết tâm hội nhập kinh tế thế giới của Đảng và Chính phủ Việt Nam được thể hiện rõ qua cam kết tại một số hiệp định thương mại tự do (FTA) như Hiệp hội Các quốc gia Đông Nam Á (ASEAN), trong đó Việt Nam là thành viên hoặc song phương/đa phương. Các cam kết FTA đáng chú ý khác có thể kể tới như ASEAN - Trung Quốc (năm 2003), ASEAN - Hàn Quốc (năm 2007), ASEAN - Nhật Bản (năm 2009), ASEAN - Australia - New Zealand (năm 2010), Việt Nam - Nhật Bản (năm 2009), Việt Nam - Hàn Quốc (năm 2015). Năm 2019, Việt Nam tham gia Hiệp định Đối tác toàn diện và tiến bộ xuyên Thái Bình Dương (CPTPP) với 10 nước châu Á - Thái Bình Dương và EVFTA giữa Việt Nam với 28 nước thành viên Liên minh châu Âu (EU)2.

Nỗ lực của Việt Nam đã thành công, thể hiện qua xu hướng ổn định, đi lên của dòng vốn FDI (Hình 1). Năm 2008, lượng FDI đăng ký đạt mức cao kỷ lục (hơn 70 tỷ USD), cho thấy hiệu ứng tích cực ngay khi Việt Nam chính thức trở thành thành viên của Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO) vào năm 2007. Lượng FDI đăng ký vào Việt Nam tăng từ hơn 15 tỷ USD năm 2011 lên hơn 36 tỷ USD vào năm 2018. Tương ứng vốn FDI giải ngân cũng có xu hướng tăng, từ 11 tỷ USD lên hơn 19 tỷ USD, nhưng số vốn thực hiện ít hơn so với vốn đăng ký.

Hình 1. FDI ở Việt Nam, 2001 - 2018

Đơn vị: Triệu USD

Nguồn: Tổng cục Thống kê

Tuy nhiên, nguồn vốn FDI vào Việt Nam phân bổ không đồng đều trong giai đoạn 2011 - 2018, mức độ tập trung vốn FDI gần các trung tâm kinh tế lớn như Hà Nội, thành phố Hồ Chí Minh và Đà Nẵng. Trong khi đó, một số tỉnh miền núi phía Bắc và Tây Nguyên có lượng vốn FDI thấp.

2. Một số vấn đề chung về chất lượng thể chế trong việc thu hút FDI ở Việt Nam

Theo các hiểu chung nhất, chất lượng thể chế được phản ánh thông qua việc cải thiện hệ thống chính sách công do Chính phủ đặt ra làm khung pháp lý cho các hoạt động kinh tế - xã hội, đầu tư, thương mại. Hệ thống chính sách pháp luật hiệu quả, công bằng và minh bạch mang lại sự đảm bảo về quyền lợi đầu tư, kinh doanh, tài sản của các FIE ở nước sở tại. Công cuộc đổi mới kinh tế kể từ năm 1986 đã dẫn đến những cải cách tích cực về chính sách gắn liền với việc gia tăng thương mại quốc tế và đầu tư nước ngoài. Ở cấp độ quốc gia, tác động của việc cải thiện thể chế đối với việc gia tăng dòng vốn FDI đã được thừa nhận (PwC và VCCI, 2019). Xu hướng tăng dần đều các dòng vốn FDI vào Việt Nam trong một thập kỷ trở lại đây cho thấy, thể chế cởi mở, thuận lợi phần nào cũng là yếu tố thu hút các nhà đầu tư nước ngoài.

Tuy nhiên, việc cải thiện thể chế và môi trường định hướng kinh doanh mang tính không đồng nhất trên cả nước, bởi có sự khác biệt đáng kể về dòng vốn FDI giữa các tỉnh ở Việt Nam (từ vài trăm nghìn USD/năm đến tỷ USD/năm) và chất lượng thể chế. Ở cấp độ địa phương, một trong những thước đo về chất lượng thể chế được thể hiện thông qua Chỉ số PCI được tính toán từ 10 chỉ số thành phần, có thể chia thành ba nhóm.

Nhóm thứ nhất là các chỉ số thành phần phản ánh việc tiếp cận thị trường của các doanh nghiệp: chi phí gia nhập thị trường thể hiện chi phí tài chính trực tiếp khi gia nhập thị trường; sự thiên vị chính sách/Cạnh tranh bình đẳng là thước đo thể hiện sự thiên vị đối với doanh nghiệp nhà nước, thể hiện những cản trở ngầm đối với sự gia nhập của khu vực tư nhân.

Nhóm thứ hai gồm các chỉ số thành phần phản ánh các chính sách và quy định hậu đăng ký kinh doanh ở cấp địa phương: tính minh bạch là thước đo để biết các doanh nghiệp có tiếp cận được với các văn bản pháp luật, các văn bản về kế hoạch, quy hoạch cần thiết để vận hành doanh nghiệp của họ hay không; lao động và đào tạo là thước đo về những nỗ lực của chính quyền địa phương trong việc phát triển kỹ năng lao động, đào tạo nghề và bố trí việc làm cho lao động tại địa phương; tính chủ động của lãnh đạo tỉnh là thước đo sự khôn khéo, tinh thần chủ động của lãnh đạo địa phương trong việc thực hiện các chính sách của trung ương, đưa ra những sáng kiến của mình để phát triển khu vực tư nhân trong khu vực; chi phí về thời gian là thước đo thời gian mà các công ty lãng phí vào các thủ tục quan liêu; dịch vụ hỗ trợ doanh nghiệp là thước đo các dịch vụ cấp tỉnh trong việc xúc tiến thương mại khu vực tư nhân, cung cấp thông tin pháp lý cho doanh nghiệp

Nhóm thứ ba gồm các chỉ số thành phần phản ánh trải nghiệm chung về quyền tài sản và niềm tin vào thể thể chế pháp luật ở địa phương gồm: tiếp cận đất đai là thước đo phản ánh khả năng tiếp cận đất đai và tính an toàn của cơ sở kinh doanh nói chung; chi phí không chính thức phản ánh nhận thức về tham những của các bộ máy hành chính cấp tỉnh; các thiết chế pháp lý và an ninh trật tự thể hiện niềm tin vào việc các vấn đề phát sinh trong hoạt động kinh doanh được giải quyết theo quy định của pháp luật.

Bởi tính chất của đầu tư nước ngoài là hoạt động kinh doanh, do vậy môi trường thể chế thuận lợi sẽ làm giảm những rủi ro và chi phí phát sinh, từ đó tạo động lực cho các FIE tham gia vào thị trường. Trong phạm vi nghiên cứu của bài viết, cả chỉ số PCI tổng hợp và các chỉ số thành phần đều được đưa vào mô hình hồi quy như biến độc lập. Một trong những ưu điểm của việc sử dụng các chỉ số thành phần trong nghiên cứu là kiểm nghiệm được tính đa dạng các mặt của chất lượng thể chế được trải nghiệm trực tiếp bởi doanh nghiệp.

Các biện pháp khách quan và điều chỉnh đã được thực hiện để đảm bảo câu trả lời của doanh nghiệp trong khảo sát PCI là chính xác do cả doanh nghiệp trong nước và doanh nghiệp nước ngoài chịu sự ràng buộc của cùng một thể chế pháp lý ở quốc gia và địa phương, nên PCI vẫn thể hiện một đại diện có giá trị và phù hợp cho chất lượng thể chế.

Về mặt hành chính, Việt Nam bao gồm 63 tỉnh, thành phố với các đặc điểm địa phương và kinh tế - xã hội khác nhau. Điều kiện địa lý và kinh tế ban đầu có thể giải thích một phần sự không đồng nhất trong dòng vốn FDI giữa các tỉnh nhưng sự khác biệt về chất lượng thể chế địa phương cũng phần nào ảnh hưởng tới khả năng thu hút FDI khác nhau.

3. Mô tả dữ liệu và biến

Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng cân đối của 39 tỉnh, thành phố3 trong giai đoạn 2011 - 2018. Mối quan tâm đặc biệt ở đây là mối liên hệ giữa chất lượng thể chế và FDI vào Việt Nam. Nhiều nghiên cứu đã luận bàn về tầm quan trọng của thể chế đối với FDI, tuy nhiên, không có cách tiếp cận chuẩn nào để đo lường tác động. Biến phụ thuộc được sử dụng trong các hồi quy là log tự nhiên của vốn FDI đăng ký (tính bằng triệu USD) theo tỉnh theo năm (lnFDI). Vốn FDI đăng ký là số vốn mà các nhà đầu tư nước ngoài chính thức đăng ký với chính quyền địa phương hằng năm, trong khi FDI giải ngân là số vốn thực hiện thực tế - thường thấp hơn số liệu FDI đăng ký.

Mặc dù vốn FDI giải ngân là lựa chọn phù hợp vì nguồn vốn đã được đầu tư mới mang lại tác động thực sự và nó thể hiện cam kết thực tế của các nhà đầu tư, nhưng thông tin về vốn FDI giải ngân từ niên giám thống kê của tỉnh còn không thống nhất và không được cập nhật đầy đủ. Do đó, nghiên cứu đã lựa chọn sử dụng vốn FDI đăng ký - dữ liệu này cho biết mức độ quan tâm đầu tư dựa trên điều kiện kinh tế - xã hội, môi trường kinh doanh hằng năm của các nhà đầu tư nước ngoài; ngoài ra, số liệu về vốn FDI đăng ký cũng thống nhất và được cập nhật hơn. Việc sử dụng log dòng vốn FDI làm biến phụ thuộc là tương tự với cách tiếp cận trong nghiên cứu của Habib and Zurawicki (2002). Dữ liệu về FDI được lấy từ Niên giám thống kê các tỉnh của Việt Nam trong giai đoạn 2011 - 2018.

Đối với biến giải thích, nghiên cứu lựa chọn biến kiểm soát dựa trên khảo sát tài liệu và sự sẵn có của dữ liệu ở Việt Nam. Biến kiểm soát thường được sử dụng nhất là phép đo quy mô nền kinh tế hoặc quy mô thị trường. Quy mô thị trường lớn hơn cho thấy thị trường tiềm năng lớn hơn cho sản xuất, mạng lưới và tiêu dùng và do đó hấp dẫn hơn đối với các nhà đầu tư nước ngoài. Để đo lường quy mô kinh tế hoặc thị trường, log tự nhiên của tổng sản phẩm quốc nội (lnGDP) của tỉnh theo năm được sử dụng. Dữ liệu GDP được lấy từ Niên giám thống kê các tỉnh của Việt Nam trong giai đoạn 2011 - 2018.

Do các doanh nghiệp nước ngoài có xu hướng sử dụng vốn tự có và thường sử dụng lao động trong nền kinh tế tiếp nhận đầu tư nước ngoài, nên số lượng và chất lượng lao động là quan trọng đối với các nhà đầu tư nước ngoài. Để đo lường số lượng lao động, nghiên cứu sử dụng tỷ lệ tham gia lực lượng lao động của những người từ 15 tuổi trở lên trên tổng dân số (LABSUP). Đối với chất lượng lao động, nghiên cứu sử dụng tỷ lệ tốt nghiệp trung học của học sinh trung học theo tỉnh theo năm (EDU) và log tự nhiên của GDP bình quân đầu người theo tỉnh theo năm (lnGDPPC) làm đại diện cho thu nhập lao động. Dữ liệu được lấy từ Niên giám thống kê tỉnh tại Việt Nam giai đoạn 2011 - 2018.

Kết nối và hậu cần là những khía cạnh quan trọng đối với bất kỳ doanh nghiệp nào hoạt động xuyên biên giới. Cung cấp cơ sở hạ tầng hiệu quả hơn, tạo ra sức hấp dẫn đối với các nhà đầu tư nước ngoài. Để đo mức độ cơ sở hạ tầng (lnINFRA), nghiên cứu sử dụng log tự nhiên của tỷ lệ giữa khối lượng vận chuyển hàng hóa trong tỉnh (nghìn tấn) và tổng diện tích đất của tỉnh (nghìn km2). Điều này phản ánh năng lực cơ sở hạ tầng để tạo thuận lợi cho các hoạt động liên quan đến kinh doanh so với thị trường tỉnh. Dữ liệu được lấy từ Niên giám thống kê tỉnh tại Việt Nam giai đoạn 2011 - 2018.

Nghiên cứu đưa vào một biến số để đo lường sự hiện diện của các công ty nước ngoài bằng log tại một tỉnh cho một năm cụ thể (lnAGGLO) được đo bằng log tự nhiên của tỷ lệ tổng số công ty nước ngoài trong dân số tỉnh theo năm. Có ý kiến cho rằng, sự hiện diện của các doanh nghiệp nước ngoài khác trong một tỉnh biểu thị mức độ hấp dẫn tương đối của tỉnh đó về tổng thể và thể hiện quy mô mạng lưới doanh nghiệp, mức độ am hiểu địa phương và do đó là một tín hiệu tốt cho các FIE tiềm năng - theo một nghĩa nào đó, nó đại diện cho “hành vi bầy đàn của các nhà đầu tư” (Hoang và Goujon, 2014, tr. 112). Nghiên cứu cũng giả định rằng, số lượng các công ty nước ngoài trong một tỉnh cao hơn ngầm thể hiện được chất lượng về hiệu quả và thể chế của tỉnh đó mà chưa được quan sát và chưa được định lượng. Dữ liệu được lấy từ Niên giám thống kê tỉnh tại Việt Nam giai đoạn 2011 - 2018.

Trong phân tích này, việc đo lường chất lượng thể chế được lấy từ PCI ở Việt Nam. Bên cạnh chỉ số PCI tổng hợp, các chỉ số thành phần của PCI đều phản ánh một phần khía cạnh của chất lượng thể chế và được đưa vào mô hình hồi quy như các biến độc lập như sau: chi phí gia nhập thị trường (ENTRY); tiếp cận đất đai (LAND); tính minh bạch (TRANS); chi phí thời gian (TIME); chi phí không chính thức (CRPT); sự thiên vị chính sách/cạnh tranh bình đẳng (BIAS); tính chủ động của lãnh đạo tỉnh/tính năng động (PROACT); dịch vụ hỗ trợ doanh nghiệp (BIZSUP); lao động và đào tạo (LABOR); các thiết chế pháp lý và an ninh trật tự (LEGAL).

Một số yếu tố quyết định khác như độ mở của nền kinh tế, thuế quan, tỷ giá hối đoái không được cân nhắc trong phạm vi nghiên cứu. Các chính sách quy định về thuế quan thương mại và các quy định về xuất - nhập khẩu do Chính phủ trung ương quy định; nói cách khác, các tỉnh không thể tự ban hành chính sách ở những lĩnh vực này ở cấp địa phương.

Để thống nhất, tất cả tiền tệ được quy đổi từ VND sang USD theo tỷ giá hối đoái từ thống kê của Ngân hàng Thế giới (năm 2020); tỷ giá USD/VND năm 2010 và 2019 (giá hiện hành) lần lượt là 18.612,92 và 23.050,24. Thống kê tóm tắt về các biến số sử dụng trong mô hình được trình bày tại Phụ lục 1.

4. Mô hình, phương pháp ước lượng và kết quả

Để hiểu một cách tổng quát về mối liên hệ giữa chất lượng thể chế và dòng vốn FDI, nghiên cứu sử dụng hồi quy OLS tổng hợp cho toàn bộ mẫu. Một hồi quy mẫu được chạy, các chỉ số chất lượng thể chế sau đó được lần lượt thêm vào để kiểm nghiệm các tác động riêng lẻ của chúng và để tránh chồng chéo các tác động. Việc tiến hành trực tiếp hồi quy OLS tổng hợp có thể xuất hiện một số vấn đề như tương quan chéo có thể do các yếu tố chưa được quan sát, tương quan chuỗi trong sai số (sai số ở một tỉnh có thể tương quan với sai số trong cùng tỉnh đó ở các năm khác nhau) và phương sai thay đổi (mỗi tỉnh có thể có một phương sai sai số riêng).

Một số thử nghiệm cho thấy, những vấn đề này đã xuất hiện trong mô hình của nghiên cứu. Nghiên cứu đã tiến hành ba kiểm định sau: (i) Kiểm định Breusch-Pagan LM (1979) trên mô hình điểm chuẩn cho kết quả χ2 = 856,96 với p-value = 0,001957, do đó bác bỏ giả thuyết rằng H0 rằng không có tương quan chéo; (ii) Kiểm định Breusch-Godfrey/Wooldridge (2002) đưa ra giá trị χ2 = 53,128 và p-value = 1,019E-08 nhỏ hơn 1%, do đó bác bỏ giả thuyết H0 rằng không có tương quan chuỗi trong các sai số; (iii) Kiểm định Breusch-Pagan (1979) trên mô hình điểm chuẩn cho thấy giá trị BP = 16,843, p-value = 0,01844 nhỏ hơn 0,05 - do đó bác bỏ giả thuyết H0 về phương sai không đổi, thay vào đó phương sai thay đổi được giả định. Việc thêm từng chỉ số chất lượng thể chế vào mô hình điểm chuẩn không làm thay đổi nhiều giá trị của thống kê thử nghiệm.

Để khắc phục những vấn đề này, mô hình OLS tổng hợp đã tích hợp sai số tiêu chuẩn Driscoll và Kraay phù hợp với các dạng tổng quát của tương quan chéo, tương quan chuỗi và phương sai thay đổi (Driscoll and Kraay, 1998; Hoechle, 2007)4. Ước tính OLS tổng hợp có dạng sau:

lnFDIi,t = b0 +b1lnGDPi,t + b2GROWTHi,t + b3lnGDPPCi,t + b4LABSUPi,t + b5EDUi,t + b6lnINFRAi,t + b7lnAGGLOi,t + b8INSTITUTIONi,t + ei,t

trong đó i là tỉnh, t thời gian (năm), b0 là điểm chặn và ei,t là sai số.

Kết quả ước tính OLS tổng hợp cho PCI được trình bày tại Phụ lục 2. Đầu tiên, mô hình mẫu được chạy, kết quả được thể hiện trong cột (1). Sau đó, lần lượt các chỉ số chất lượng thể chế được bổ sung vào hồi quy mẫu; tổng cộng có 12 phép hồi quy được kiểm tra. Trong tất cả các phép hồi quy, các hệ số lnGDP, lnINFRA và lnAGGLO giữ nguyên dấu dương và có ý nghĩa thống kê ở 1%, hàm ý rằng thị trường lớn hơn, năng lực cơ sở hạ tầng tốt hơn và sự hiện diện của doanh nghiệp nước ngoài tại một tỉnh có liên quan chặt chẽ đến dòng vốn FDI cao hơn. EDU và GROWTH có hệ số âm và không có ý nghĩa. Trong số các chỉ số PCI, PROACT, BIZSUP và LEGAL có ý nghĩa thống kê và dương ở mức 1%. Do chính quyền địa phương được tổ chức tương tự giữa các tỉnh và các chính sách lớn được điều hành bởi chính quyền trung ương, nên không ngạc nhiên khi chính quyền cấp tỉnh nỗ lực tạo môi trường kinh doanh thuận lợi và nâng cao chất lượng dịch vụ hỗ trợ doanh nghiệp trong khuôn khổ pháp luật của mình được nước ngoài đánh giá cao bởi các nhà đầu tư. Cần lưu ý rằng, nỗ lực tích cực của chính quyền địa phương do PROACT và BIZSUP đại diện là khác biệt với hiện tượng phá hàng rào được thực hiện trong những năm 1990 (Malesky, 2007; Vu và cộng sự, 2007) hiện nay là bất hợp pháp.

Chỉ số phụ LEGAL được xây dựng dựa trên phản hồi của các công ty về việc quyền tài sản và hợp đồng của họ có được bảo vệ hay không, liệu tòa án cấp tỉnh có xét xử các vụ án kinh tế theo luật pháp hay không, tình hình an ninh trong tỉnh có đảm bảo hay không. Kết quả cho thấy tính nghiêm minh của pháp luật việc cung cấp và thực thi thể chế cũng như sự an toàn chung của hoạt động kinh doanh là quan trọng đối với các nhà đầu tư nước ngoài. TIME và LAND có các hệ số dương và có ý nghĩa cho thấy, các FIE lo ngại về chi phí thời gian và an ninh sử dụng đất ở tỉnh tiếp nhận: tiếp cận sử dụng đất dễ dàng và an toàn (thông qua việc xin Giấy chứng nhận quyền sử dụng đất của địa phương) và thời gian cần thiết thấp hơn để tuân thủ luật pháp và các quy định hoặc giảm thời gian cần thiết để có được các tài liệu cần thiết thường giúp giảm chi phí và hoạt động hiệu quả hơn cho hoạt động kinh doanh nói chung.

Trong phạm vi của nghiên cứu này, một số kết quả khác cũng đáng luận bàn. Hệ số của EDU và LABOR đều không có ý nghĩa thống kê, cho thấy tỷ lệ học sinh tốt nghiệp trung học (đại diện cho vốn con người) và chất lượng đào tạo lao động ở địa phương chưa phải là yếu tốt quyết định đến đầu tư, kinh doanh của các FIE ở Việt Nam. Trong khi đó, lnINFRA lại có ý nghĩa thống kê ở mức độ 1% trong tất cả các hồi quy. Như vậy, trong giai đoạn 2011 - 2018, cơ sở hạ tầng (tài sản vật chất) nói chung vẫn thu hút các FIE hơn là chất lượng lao động. Ngoài ra, hệ số của CRPT và BIAS không có ý nghĩa thống kê nên chưa thể kết luận về tác động của tham nhũng hay sự thiên vị các doanh nghiệp nhà nước có ảnh hưởng như thế nào đến FDI.

5. Một số hàm ý chính sách

Nghiên cứu cung cấp những hàm ý cho các nhà hoạch định chính sách địa phương thể hiện:

(i) Chất lượng thể chế tốt là yếu tố quyết định tích cực đến dòng vốn FDI nhưng một số khía cạnh của thể chế có mức độ tác động nhiều hơn những khía cạnh khác. Với khả năng ban hành và thực thi các chính sách ở cấp địa phương còn hạn chế thì cam kết đảm bảo mọi vấn đề kinh tế được giải quyết một cách minh bạch và được pháp luật hậu thuẫn là khá quan trọng.

(ii) Các FIE có nhiều khả năng đầu tư vào một tỉnh hơn nếu kinh nghiệm cho họ thấy rằng chính quyền địa phương sẵn sàng tham gia với FIE và tích cực tạo môi trường hỗ trợ cho doanh nghiệp nước ngoài. Chính quyền địa phương sáng tạo và linh hoạt (trong phạm vi pháp lý), có khả năng giải quyết các khó khăn của doanh nghiệp một cách kịp thời và rõ ràng thông qua một quy trình phối hợp hợp lý, nhất quán ở cả cấp sở và cấp huyện được đánh giá cao. Như đã thảo luận, do cơ cấu hành chính giống nhau giữa các địa phương nên nỗ lực để phối hợp với các doanh nghiệp một cách tích cực là yếu tố phân biệt giữa các địa phương trong thu hút vốn FDI.

(iii) Quyết định đầu tư được xác định trên nhiều yếu tố, trong đó ngoài yếu tố thể chế thì kết quả hoạt động kinh tế tổng thể vẫn cho thấy một tín hiệu quan trọng đối với các FIE, cụ thể là quy mô nền kinh tế và cơ sở hạ tầng. Do đó, các điều kiện kinh tế vĩ mô cần được quản lý hiệu quả để các tỉnh duy trì sức cạnh tranh trong tầm ngắm của các nhà đầu tư.

Nghiên cứu này cũng cung cấp một số gợi mở cho những nghiên cứu sau: (1) Nếu nguồn lực cho phép, các nghiên cứu có thể gỡ bỏ ảnh hưởng của PCI bằng cách sử dụng một mẫu lớn hơn và khoảng thời gian dài hơn để đánh giá lại mối liên hệ với thu hút FDI; (2) Cách tiếp cận của bài viết lựa chọn các biến kiểm soát đã loại trừ một số yếu tố như thiên nhiên ưu đãi hoặc điều kiện địa lý có thể ảnh hưởng đến việc lựa chọn địa điểm của các FIE. Tương tự, việc lựa chọn các biến phụ thuộc có thể là vốn FDI giải ngân hoặc tỷ lệ thực hiện (tỷ lệ vốn FDI giải ngân trên vốn FDI đăng ký). Một cách tiếp cận tương tự ở cấp địa phương có thể được sử dụng để kiểm tra mối liên hệ giữa thể chế và FDI theo ngành là công trình của Paul và Jadhav (2019) đã chỉ ra rằng thể chế quan trọng nhưng ảnh hưởng của nó khác nhau đối với các ngành sơ cấp, thứ cấp và cao cấp. Các thiết đặt mô hình thay thế có thể mở ra các quan điểm khác nhau và thảo luận sâu sắc hơn. Do thời gian có hạn và để tận dụng tối đa số liệu thống kê đảm bảo tính đáng tin cậy, nhóm nghiên cứu đã không tiến hành các thiết đặt này; (3) Các nghiên cứu về sau có thể tìm hiểu tác động của thể chế đến FDI sử dụng chỉ số khác như chỉ số hiệu quả quản trị và hành chính công cấp tỉnh (PAPI) tới thu hút FDI. PAPI đã được sử dụng trong các nghiên cứu của Nguyen và cộng sự (2019), Hung và cộng sự (2020), Giang và cộng sự (2020) về tăng trưởng kinh tế, phân phối thu nhập và giảm nghèo. Dù được thiết kế để phản ánh chất lượng thể chế trải nghiệm bởi người dân (thay vì doanh nghiệp như PCI), song đánh giá được tác động của chỉ số này tới thu hút FDI cũng có giá trị tham khảo và gợi mở nhiều thảo luận mới trong tương lai.

Như vậy, nghiên cứu đã đưa ra vai trò của thể chế trong thu hút FDI, sử dụng Việt Nam làm nghiên cứu điển hình trong phân tích cấp địa phương giai đoạn 2011 - 2018. Trong phân tích OLS tổng hợp (với sai số tiêu chuẩn Driscoll và Kraay), bài viết đã tìm thấy bằng chứng cho tác động tích cực, có ý nghĩa thống kê của 7 trong số 11 chỉ số chất lượng thể chế PCI có liên quan đến FDI: PCI tổng hợp, tiếp cận đất đai và bảo đảm quyền sở hữu, tính minh bạch và tiếp cận thông tin, chi phí thời gian và tuân thủ quy định, tính chủ động của lãnh đạo tỉnh, các dịch vụ hỗ trợ doanh nghiệp và các tổ chức pháp lý. Kết quả cho thấy, năng lực cạnh tranh về quản trị tổng thể của một tỉnh, cách thức chính quyền địa phương cho phép tiếp cận thông tin minh bạch và sức mạnh của các thể chế pháp lý có ý nghĩa quan trọng nhất đối với các FIE trong việc lựa chọn địa điểm đầu tư trong phạm vi quốc gia.

Tài liệu tham khảo

1. Breusch, T.S., Pagan, A.R., (1979), A Simple Test for Heteroscedasticity and Random Coefficient Variation, Econometrica 47, 1287 - 1294. https://doi.org/10.2307/1911963.

2. Driscoll, J.C., Kraay, A.C., (1998), Consistent Covariance Matrix Estimation with Spatially Dependent Panel Data, Rev. Econ. Stat. 80, 549 - 560. https://doi.org/10.1162/003465398557825.

3. Esiyok, B., Ugur, M., (2017), A Apatial Regression Approach to FDI in Vietnam: Province-level Evidence, Singap. Econ. Rev. 62, 459 - 481. https://doi.org/10.1142/S0217590815501155.

4. Giang, L.T., Nguyen, C.V., Nguyen, H.Q., (2020), The Impacts of Economic Growth and Governance on Migration: Evidence from Vietnam, Eur. J. Dev. Res. 32, 1195 - 1229. https://doi.org/10.1057/s41287-020-00262-3.

5. Habib, M., Zurawicki, L., (2002) Corruption and Foreign Direct Investment. J. Int. Bus. Stud. 33, 291 - 307.

6. Hung, N.T., Yen, N.T.H., Duc, L.D.M., Thuy, V.H.N., Vu, N.T., (2020), Relationship between Government Quality, Economic Growth and Income Inequality: Evidence from Vietnam, Cogent Bus. Manag. 7. https://doi.org/10.1080/23311975.2020.1736847.

7. Malesky, E., (2007), Provincial Governance and Foreign Direct Investment in Vietnam, Presented at the 20 Years of Foreign Investment: Reviewing and Looking Forward (1987 - 2007), Knowledge Publishing House.

8. Nguyen, T.N.A., (2016), Regional Determinants of FDI Location in Vietnam, J. Econ. Dev. 19 - 37. https://doi.org/10.33301/2016.18.01.02.

9. Paul, J., Jadhav, P., (2019), Institutional Determinants of Foreign Direct Investment Inflows: Evidence from Emerging Markets, Int. J. Emerg. Mark. 15, 245 - 261. https://doi.org/10.1108/IJOEM-11-2018-0590.

10. PricewaterhouseCoopers, Vietnam Chamber of Commerce and Industry (2019), Doing Business in Vietnam: A Reference Guide for Entering the Vietnam Market, PwC, Hanoi.

 

Phụ lục 1. Thống kê mô tả các biến số

 

 

Unit

Trung bình

Độ lệch chuẩn

Giá trị nhỏ nhất

Giá trị lớn nhất

Số quan sát

FDI

Triệu USD

465.5

768.79

0.10

5,040.00

312

GDP

Triệu USD (giá 2010)

4,856.16

7,395.01

210.00

48,719.93

312

GROWTH

%

0.08

0.19

-0.85

1.77

312

GDPPC

Nghìn USD/người

2,592.08

3,102.81

481.17

29,936.14

312

LABSUP

%

0.59

0.03

0.51

0.68

312

EDU

%

0.97

0.04

0.83

1.00

312

INFRA

Tấn/km2

7,418.84

9,547.99

55.20

51,425.72

312

AGGLO

Doanh nghiệp/nghìn người

0.12

0.17

0.00

0.91

312

PCI

Thang từ 0 - 10

60.262

3.663

50.596

70.694

312

Các chỉ số thành phần PCI

ENTRY

Thang từ 0 - 10

8.153

0.694

5.869

9.598

312

LAND

Thang từ 0 - 10

6.278

0.779

4.123

8.839

312

TRANS1

Thang từ 0 - 10

6.061

0.527

4.072

7.625

312

TIME

Thang từ 0 - 10

6.602

0.814

3.569

8.539

312

CRPT1

Thang từ 0 - 10

5.971

1.034

3.546

8.943

312

BIAS*

Thang từ 0 - 10

5.133

0.062

3.115

8.194

234

PROACT

Thang từ 0 - 10

5.092

1.033

1.387

7.740

312

BIZSUP

Thang từ 0 - 10

5.404

1.146

2.205

7.815

312

LABOR

Thang từ 0 - 10

5.903

0.924

3.853

8.175

312

LEGAL

Thang từ 0 - 10

5.537

1.033

2.451

7.658

312

               

Ghi chú: Chỉ số thành phần BIAS được đưa vào tính PCI năm 2013,

vì vậy thời gian quan sát là giai đoạn 2013 - 2018

 

 


Phụ lục 2. Kết quả hồi quy OLS với sai số tiêu chuẩn Driscoll và Kraay - PCI

 

Dependent variable: log(FDI)

 

Hồi quy mẫu

PCI tổng hợp

Chi phí gia nhập thị trường

Tiếp cận đất đai

Tính minh bạch

Chi phí thời gian

Chi phí không chính thức

Sự thiên vị chính sách/cạnh tranh bình đẳng

Tính chủ động/năng động của lãnh đạo tỉnh

Dịch vụ hỗ trợ doanh nghiệp

Lao động và đào tạo

Các thiết chế pháp lý và An ninh trật tự

   

PCI

ENTRY

LAND

TRANS

TIME

CRPT

BIAS

PROACT

BIZSUP

LABOR

LEGAL

 

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

(10)

(11)

(12)

log(GDP)

0,793***

0,786***

0,786***

0,820***

0,785***

0,803***

0,816***

0,789***

0,844***

0,729***

0,794***

0,810***

(0,079)

(0,083)

(0,079)

(0,087)

(0,088)

(0,080)

(0,085)

(0,104)

(0,079)

(0,084)

(0,079)

(0,087)

GROWTH

-0,275

-0,298

-0,273

-0,338

-0,230

-0,273

-0,360

-0,929***

-0,283

-0,180

-0,285

-0,293

(0,456)

(0,448)

(0,471)

(0,446)

(0,449)

(0,410)

(0,486)

(0,326)

(0,482)

(0,504)

(0,478)

(0,440)

log(GDPPC)

-0,269*

-0,323**

-0,264*

-0,284*

-0,277*

-0,299*

-0,306*

-0,301

-0,346**

-0,230

-0,264*

-0,286*

(0,152)

(0,150)

(0,152)

(0,158)

(0,155)

(0,155)

(0,160)

(0,207)

(0,151)

(0,152)

(0,140)

(0,160)

LABSUP

1,830**

2,636***

1,722*

1,291

2,021**

2,067**

1,842**

2,054**

1,669*

2,175**

1,774**

1,628**

(0,925)

(0,856)

(1,007)

(0,786)

(0,834)

(0,883)

(0,916)

(0,829)

(0,921)

(0,982)

(0,894)

(0,806)

EDU

-1,607

-0,968

-1,638

-1,839

-0,649

-1,209

-1,743

-2,814

-1,882

-1,461

-1,659

-0,529

(2,634)

(2,450)

(2,586)

(2,591)

(2,198)

(2,689)

(2,781)

(3,400)

(2,479)

(2,441)

(2,688)

(2,983)

log(INFRA)

0,289***

0,275***

0,288***

0,318***

0,287***

0,310***

0,306***

0,349***

0,295***

0,287***

0,297***

0,301***

(0,059)

(0,053)

(0,060)

(0,059)

(0,053)

(0,062)

(0,065)

(0,050)

(0,057)

(0,059)

(0,061)

(0,054)

log(AGGLO)

0,362***

0,354***

0,359***

0,344***

0,347***

0,363***

0,356***

0,318***

0,348***

0,359***

0,360***

0,357***

(0,073)

(0,071)

(0,072)

(0,071)

(0,075)

(0,075)

(0,072)

(0,074)

(0,071)

(0,073)

(0,071)

(0,070)

INSTITUTIONAL

 

0,054***

-0,051

0,173**

0,293*

0,200**

0,105

0,009

0,103***

0,100***

-0,020

0,151***

 

(0,009)

(0,049)

(0,071)

(0,164)

(0,081)

(0,065)

(0,023)

(0,032)

(0,033)

(0,088)

(0,055)

                         

 

 

*1 Tổng quan về lợi ích của FDI, xem nghiên cứu của Forte and Moura (2013), Almfraji and Almsafir (2014); tổng quan về các yếu tố tác động tới FDI, xem Chakrabarti (2001) và Kok and Acikgoz Ersoy (2009).

*2 Thông tin đầy đủ về các hiệp định thương mại tự do của Việt Nam được cập nhật tại http://wtocenter.vn/fta.

*3 Hà Nội, Vĩnh Phúc, Bắc Ninh, Quảng Ninh, Hải Dương, Hải Phòng, Hưng Yên, Hà Nam, Nam Định, Ninh Bình, Thái Nguyên, Bắc Giang, Lai Châu, Hòa Bình, Thanh Hóa, Nghệ An, Hà Tĩnh, Thừa Thiên Huế, Đà Nẵng, Quảng Nam, Quảng Ngãi, Bình Định, Khánh Hòa, Ninh Thuận, Bình Thuận, Lâm Đồng, Tây Ninh, Bình Dương, Đồng Nai, Bà Rịa - Vũng Tàu, thành phố Hồ Chí Minh, Long An, Tiền Giang, Bến Tre, Trà Vinh, Vĩnh Long, Kiên Giang, Cần Thơ, Cà Mau.

*4 Trong ứng dụng kinh tế lượng R (mã nguồn mở), việc này được tiến hành bằng câu lệnh “[mô hình] <- coeftest([mô hình], vcov.=vcovSCC” áp dụng cho từng hồi quy.

Bài đăng trên Tạp chí Kinh tế tài chính Việt Nam số 2/2021

Bình chọn

Điểm bình chọn
0 / 5
Tổng 0 lượt bình chọn
5
0%
4
0%
3
0%
2
0%
1
0%