Tác động của FDI đến hiệu quả của một ngành kinh tế

TAÏP CHÍ KHOA HOÏC ÑAÏI HOÏC SAØI GOØN Soá 3(28) - Thaùng 5/2015 29 TÁC ĐỘNG CỦA FDI ĐẾN HIỆU QUẢ CỦA MỘT NGÀNH KINH TẾ NGUYỄN DUY THỤC(*) TÓM TẮT Có rất nhiều các nghiên cứu nhằm làm sáng tỏ câu hỏi là đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) ảnh hưởng lên năng suất nhân tố tổng hợp (TFP) của các doanh nghiệp trong nước thông qua các mối liên hệ dọc và ngang. Tuy nhiên theo như chúng tôi được biết thì câu hỏi liệu FDI vào một nước có làm tăng hiệu quả kỹ thuật của các doanh nghiệp nội địa không? Nếu có thì tác động của nó qua các kênh nào? Dường như chưa có ai trả lời câu hỏi này. Nghiên cứu này tập trung vào khám phá tác động của FDI đến hiệu quả kỹ thuật của các doanh nghiệp trong ngành chế biến thực phẩm ở Việt Nam bằng sử dụng cách tiếp cận biên ngẫu nhiên. Chúng tôi phát triển một khung phân tích để đánh giá các tác động của FDI đến các doanh nghiệp thuộc ngành chế biến thực phẩm. Từ khoá: FDI, hiệu quả kỹ thuật, ngành chế biến thực phẩm, biên ngẫu nhiên ABSTRACT There are many studies to elucidate the question of foreign direct investment (FDI) impact on total factor productivity (TFP) of domestic firms through vertical and horizontal relationships as How? However, as we know, the question of whether FDI in a country increases the technical efficiency of domestic enterprises not? If so, its effect via the channel? It seems no one answered this question. This study focuses on exploring the impact of FDI on technical efficiency of enterprises in the food processing industry in Vietnam by using stochastic frontier approach. We develop an analytical framework to assess the impact of FDI on enterprises in the food processing industry. Keywords: FDI, technical efficiency, food processing, stochastic frontier 1. GIỚI THIỆU(*) Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) được xem là hành vi mang tính chiến lược của các doanh nghiệp đa quốc gia (MNF). Tác động của dạng đầu tư này có thể để phục vụ cho việc tiếp cận thị trường bản địa (FDI theo chiều ngang), để sản xuất hàng hóa cuối cùng và phục vụ cho thị trường này, hoặc tận dụng chi phí sản xuất thấp tại quốc gia tiếp nhận. Dạng đầu tư này có ảnh hưởng tới tăng trưởng và phát triển của nước tiếp nhận. Một số nghiên (*)TS, Trường Đại học Sài Gòn cứu tập trung vào tác động của FDI tới các doanh nghiệp nội địa thông qua mối liên kết ngược. Sự hiện diện của các nhà sản xuất nước ngoài trong một ngành có thể ảnh hưởng tới các nhà cung cấp nội địa theo nhiều cách (Javorcik, 2004): (i) Trực tiếp thông qua chuyển giao công nghệ của nhà sản xuất nước ngoài tới nhà cung cấp nội địa; (ii) Gián tiếp thông qua sự chuyển dịch lao động của những nhà cung cấp này tới các nhà cung cấp khác; (iii) Thông qua những yêu cầu về chất lượng đầu vào tốt hơn do MNF đặt ra; (iv) Thông qua áp lực cạnh tranh trong việc sản xuất hàng hóa 30 trung gian. Đối với các nhân tố có ảnh hưởng tới mối liên kết ngược, dường như các doanh nghiệp nước ngoài theo định hướng phục vụ thị trường nội địa có xu hướng sử dụng các đầu vào nội địa nhiều hơn các doanh nghiệp theo định hướng xuất khẩu. Ngoài ra, các chi nhánh nước ngoài được thành lập dưới dạng “sát nhập- thâu tóm” hoặc liên doanh có thể sử dụng đầu vào nội địa nhiều hơn các doanh nghiệp nước ngoài đầu tư mới. Một số nhà kinh tế đề xuất mô hình phân tích các cách mà doanh nghiệp đa quốc gia ảnh hưởng tới các mối liên kết ngược tại quốc gia tiếp nhận. Doanh nghiệp trong nước chịu tác động của hiệu ứng cạnh tranh và hiệu ứng cầu đầu vào của các MNF này. Hiệu ứng ròng của FDI tùy thuộc vào những lợi thế về mặt công nghệ giữa các doanh nghiệp nước ngoài và doanh nghiệp nội địa. MNF làm tăng thêm các mối liên kết ngược khi lợi thế này đạt tới một ngưỡng nhất định. Thực tế, nếu lợi thế này yếu thì việc gia nhập của MNF sẽ làm cho thị trường nội địa trở nên cạnh tranh hơn. Ngoài ra, hiệu ứng tạo cầu cũng không đáng kể. Do vậy, các mối liên kết ngược giảm khi sự hiện diện của doanh nghiệp nước ngoài tăng lên. Trong trường hợp ngược lại, khi lợi thế này mạnh, các mối liên kết ngược tăng. Nó bắt nguồn từ việc hiệu ứng cạnh tranh yếu trong khi hiệu ứng tạo cầu lại lớn. Mục đích của bài nghiên cứu này là tập trung vào tác động của FDI tới hiệu quả của các doanh nghiệp thuộc ngành chế biến thực phẩm thông qua các mối liên kết ngang, ngược và xuôi. Trong nghiên cứu này, trước tiên chúng ta sẽ ước lượng hiệu quả của các doanh nghiệp thuộc ngành chế biến thực phẩm sau đó sử dụng hiệu quả làm biến phụ thuộc ước lượng tác động của FDI thông qua các mối liên kết ngược và các đặc trưng của các doanh nghiệp thuộc ngành chế biến thực phẩm. 2. DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 2.1. Dữ liệu nghiên cứu Số liệu sử dụng trong nghiên cứu này là dạng số liệu hỗn hợp bao gồm số liệu theo các chỉ tiêu đặc trưng của doanh nghiệp ở các vùng và theo năm của các doanh nghiệp của ngành chế biến thực phẩm trong toàn quốc trong thời kỳ từ 2000 đến 2010, với tổng số 745 quan sát cho mỗi năm. Tổng số 8195 quan sát trong 11 năm. Số liệu này được lấy từ điều tra doanh nghiệp hàng năm của Tổng cục thống kê từ năm 2000 đến năm 2010 (số liệu điều tra cho năm 2011). 2.2. Phương pháp nghiên cứu Với số liệu thu thập được từ báo cáo hàng năm của Tổng cục Thống kê, các tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng bằng mô hình hồi quy với sự trợ giúp của phần mềm Frontier để phân tích tác động của FDI đến hiệu quả kỹ thuật của ngành chế biến thực phẩm trong giai đoạn 2000-2010. 3. CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ KHUNG PHÂN TÍCH 3.1. Mở đầu Trước hết ta sẽ tổng quan ngắn gọn về mô hình đường biên ngẫu nhiên và đo hiệu quả. Những tổng kết chi tiết hơn có thể xem trong Forsund, Lovell và Schmidt (1980), Lovell (1993) và Greene (1993). Farell (1957) đã đề xuất một độ đo hiệu quả của doanh nghiệp gồm hai thành phần: hiệu quả kỹ thuật, phản ánh khả năng của công ty đạt được đầu ra cực đại từ một tập hợp đầu vào đã cho, và hiệu quả phân bổ, phản ánh khả năng của công ty sử dụng các đầu vào theo những tỷ lệ tối ưu với các giá cả tương ứng cho trước. Sau đó kết hợp 31 hai độ đo này để cho một độ đo hiệu quả kinh tế toàn phần. Các độ đo hiệu quả trên đây giả thiết rằng ta biết hàm sản xuất của doanh nghiệp hiệu quả hoàn toàn. Nhưng trên thực tế ta không biết hàm sản xuất, Farell (1957) gợi ý ước lượng hàm này từ số liệu mẫu sử dụng hoặc công nghệ tuyến tính từng khúc phi tham số hoặc một hàm tham số, ví dụ như dạng Cobb-Douglas hoặc loga siêu việt. Charnes, Cooper và các tác giả khác đã phát triển cách tiếp cận khác mà ngày nay gọi là tiếp cận phi tham số (DEA). Aigner và một số người khác theo cách tiếp cận tham số, dẫn đến sự phát triển mô hình đường biên ngẫu nhiên. Aigner và Chu (1968) đã xem xét ước lượng một hàm sản xuất đường biên tham số dạng Cobb-Douglas sử dụng số liệu trên một mẫu n doanh nghiệp. Mô hình được định nghĩa bởi yi = xi - ui , i = 1, 2, , n, (1) ở đây yi là logarit của đầu ra (vô hướng) của công ty thứ i; Tỷ số của đầu ra quan sát đối với doanh nghiệp thứ i so với đầu ra tiềm năng xác định bởi hàm đường biên với véc tơ đầu vào xi đã cho được dùng để định nghĩa hiệu quả kỹ thuật của doanh nghiệp thứ i: i i i i i i i y exp(x β - u ) TE exp(-u ) exp(x β) exp(x β)    (2) Độ đo này là một độ đo Farrell hướng đầu ra của hiệu quả kỹ thuật, nó lấy giá trị giữa 0 và 1. Nó cho thấy độ lớn tương đối của đầu ra của doanh nghiệp thứ i so với doanh nghiệp hoàn toàn hiệu quả có thể sản xuất với cùng véc tơ đầu vào đó. Hiệu quả kỹ thuật, định nghĩa bởi phương trình (2), có thể được ước lượng bằng tỷ số của đầu ra quan sát yi trên giá trị ước lượng của đầu ra đường biên exp(xi) thu được bởi ước lượng  nhờ sử dụng bài toán quy hoạch tuyến tính cực tiểu hoá n i i=1 u với ràng buộc ui  0, i=1,2,,n. 3.2. Chỉ định mô hình hàm sản xuất biên ngẫu nhiên Nghiên cứu này sử dụng mô hình hàm sản xuất biên ngẫu nhiên của Battese và Coelli (1993, 1995) để nghiên cứu ảnh hưởng của FDI và các biến số biểu thị đặc trưng của doanh nghiệp thuộc ngành chế biến thực phẩm đến các ảnh hưởng phi hiệu quả kỹ thuật được biểu diễn là một hàm của các biến số khác, và các hệ số của mô hình phi hiệu quả cũng được ước lượng đồng thời với các hệ số của mô hình hàm sản xuất biên. Hai dạng hàm đường biên được đưa vào lựa chọn có dạng: Dạng Cobb-Douglas: LnYit = α0 + βKLnKit + βLLnLit + βTT + vit - uit (4) Dạng loga siêu việt: LnYit = α0 + βKLnKit + βLLnLit + βTT + βKK(LnKit) 2 + βLL(LnLit) 2 + βTTT 2 + βKL(LnKit*LnLit)+ βTK(T*LnKit)+ βTL(T*LnLit) + vit - uit (5) Các biến trong các hàm sản xuất biên ngẫu nhiên dạng Cobb-Douglas và hàm loga siêu việt, được định nghĩa như sau: Yit là đầu ra quan sát được của doanh nghiệp thứ i ở năm t; T là biến số thời gian; các đầu vào là vốn K và lao động L. vit là sai số ngẫu nhiên được giả định là độc lập và có quy luật phân phối xác xuất chuẩn N(0,v 2 ); uit là biến ngẫu nhiên không âm đại diện cho những ảnh hưởng phi hiệu quả về kỹ thuật liên quan đến tính phi hiệu quả 32 trong hoạt động sản xuất của một doanh nghiệp thuộc ngành chế biến thực phẩm. uit được giả định là phân phối độc lập và tuân theo quy luật phân phối bán chuẩn với kỳ vọng toán là it và phương sai là  2 . 3.3. Chỉ định mô hình phi hiệu quả 3.3.1. Mô hình phi hiệu quả it = 0 + 1LnLcit + 2(K/L)it + 3Vngit + 4Fsit + 5Horit +6Backt + 7Forwt + 8Sbackt + 9Hert (6) trong đó véc tơ các biến biểu thị các nhân tố bên trong doanh nghiệp gồm: Lc = w/L: thu nhập trên đầu người, được dùng làm biến xấp xỉ cho chất lượng lao động; K/L: vốn trên đầu công nhân, biểu thị mức trang bị vốn trên đầu người của doanh nghiệp; Vng = 1- (vốn chủ sở hữu/tổng nguồn vốn), biểu thị vốn vay từ bên ngoài. Các biến biểu thị các kênh truyền tải FDI đến các doanh nghiệp ngành chế biến thực phẩm được định nghĩa như trong mục 3.4.2 dưới đây. 3.3.2. Các kênh truyền tải FDI Fsit (Fs) cho biết phần chia vốn của doanh nghiệp FDI trong tổng số vốn của các doanh nghiệp thuộc ngành chế biến thực phẩm. Horizontaljt (Hori) cho biết mức độ tham gia của nhà đầu tư nước ngoài trong ngành đó và được tính bằng tỷ trọng vốn nước ngoài trên tổng số vốn của tất cả các doanh nghiệp trong ngành. Nói cách khác, ijt ijt i j jt ijt i j Fs Y Horizontal Y      (7) Do vậy, giá trị của biến này tăng theo sản lượng của doanh nghiệp đầu tư nước ngoài và tỷ trọng vốn nước ngoài trong các doanh nghiệp này. Biến Backward (Back) biểu thị cho mức độ tham gia của doanh nghiệp nước ngoài trong các ngành mà ngành cung cấp đầu vào cho chúng có các doanh nghiệp mà chúng ta đang nghiên cứu, và do vậy nó sẽ phản ánh mức độ hợp tác giữa các nhà cung cấp nội địa với các khách hàng là doanh nghiệp đa quốc gia. Nó được tính như sau: Backwardjt = jk k j a   *Horizontalkt (8) trong đó ajk là tỷ trọng của sản lượng ngành j được cung cấp cho ngành k. Ta định nghĩa biến lan tỏa xuôi Forwardjt (Forw) như sau: Forwardjt = jlt l, l j a   *Horizontallt (9) trong đó tỷ lệ ajlt (được rút ra từ các bảng I-O) biểu thị các đầu vào của ngành j được mua từ ngành thượng nguồn l. Các đầu vào được mua trong nội bộ ngành (l  j) lại cũng được loại trừ, vì lượng này đã được nắm bắt bởi Horizontal. Biến SupplyBackwardjt (Sback), nắm bắt giả thiết Markusen và Venables, được xây dựng như sau: SupplyBackwardjt = jlt l, l j a   *Backwardlt (10) ở đây ajlt lại cũng là tỷ lệ các đầu vào của ngành j mua từ ngành phía thượng nguồn l mà đến lượt nó cung cấp cho các ngành phía hạ nguồn của các công ty nước ngoài được đo bởi Backlt. Her là biến biểu thị tác động của tập trung công nghiệp đến hiệu quả của các doanh nghiệp thuộc ngành chế biến thực phẩm.  là các hệ số ước lượng và phương sai của ước lượng được biểu diễn như sau: 2s =  2 v +  2 và  = 2/2s (11) 3.4. Kiểm định các giả thuyết Một số kiểm định phải được thực hiện 33 đối với việc lựa chọn một mô hình tốt là: (i) lựa chọn giữa hàm sản xuất Cobb- Douglas và hàm loga siêu việt; (ii) kiểm định xem có tồn tại phi hiệu quả kỹ thuật không; (iii) kiểm định xem có tiến bộ công nghệ không và nếu có thì liệu nó có phải là trung tính không. Ta sử dụng kiểm định tỷ số hợp lý tổng quát một phía để thực hiện các kiểm định trên. Kiểm định tỷ số hợp lý tổng quát đòi hỏi ước lượng mô hình dưới cả giả thuyết 0 lẫn giả thuyết đối. Thống kê kiểm định được cho như sau: LR = -2{ln[L(H0)/L(H1)]} = - (12) 2{ln[L(H0)] - ln[L(H1)]} ở đây L(H0) và L(H1) là các giá trị của hàm hợp lý tương ứng dưới giả thuyết 0 và giả thuyết đối, H0 và H1. Nếu H0 là đúng, thống kê kiểm định này được giả thiết là có phân phối 2 với bậc tự do bằng số ràng buộc liên quan. 4. PHÂN TÍCH VÀ THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1. Các kiểm định giả thuyết Các kiểm định giả thuyết cho lựa chọn mô hình tốt để ước lượng hiệu quả và đánh giá tác động của FDI được cho ở bảng sau. Bảng 1. Kiểm định thống kê để lựa chọn mô hình Giả thuyết kiểm định Giá trị hàm hợp lý Giá trị thống kê kiểm định Mức ý nghĩa Quyết định 1% 5% H0: Cobb-Douglas H1: Loga siêu việt (df = 6) -13408.403 134.334 16.81 12.59 Bác bỏ H0 H0: Không có phi hiệu quả kỹ thuật (H0: µ = η = γ = 0) -13427.25 172.032 10.50 7.40 Bác bỏ H0 H0: Phi hiệu quả kỹ thuật phân phối bán chuẩn (H0: µ = 0) (df = 1) -13341.236 55.86 6.63 3.84 Bác bỏ H0 H0: Phi hiệu quả kỹ thuật bất biến theo thời gian (H0: η = 0) (df = 1) -13313.371 39.158 6.63 3.84 Bác bỏ H0 H0: Không có tiến bộ công nghệ (H0: βT = βTL = βTK = βTT = 0) (df = 4) -13400.414 213.352 13.28 9.49 Bác bỏ H0 H0: Tiến bộ công nghệ là trung tính (H0: βTL = βTK = 0) (df = 2) -13375.168 164.85 9.21 5.99 Bác bỏ H0 Nguồn: Ước lượng của các tác giả 34 Các kiểm định giả thuyết đối với hàm sản xuất biên ngẫu nhiên ước lượng được và đối với các ảnh hưởng phi hiệu quả được tóm tắt ở Bảng 1. Kết quả kiểm định các giả thuyết như sau: Giả thuyết H0 cho rằng hàm sản xuất Cobb-Douglas thích hợp với tập dữ liệu của ngành chế biến thực phẩm với giả thiết đối là H1: hàm loga siêu việt, bị bác bỏ với mức ý nghĩa 1%. Như vậy dạng hàm được chọn sẽ là hàm sản xuất dạng loga siêu việt. Giả thuyết H0 cho rằng không tồn tại tính phi hiệu quả về mặt kỹ thuật (H0: µ = η = γ = 0) bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 1%. Bác bỏ giả thiết này có nghĩa là quá trình sản xuất của ngành chế biến thực phẩm có tồn tại phi hiệu quả kỹ thuật. Giả thuyết H0 cho rằng không có tiến bộ công nghệ H0: βT = βTL = βTK = βTT = 0 (df = 4) bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 1%. Bác bỏ giả thiết H0 nghĩa là có tiến bộ công nghệ trong ngành này. Giả thuyết H0 cho rằng tiến bộ công nghệ là trung tính H0: βTL = βTK = 0 (df = 2) bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 1%. Bác bỏ giả thiết H0 nghĩa là tiến bộ công nghệ không trung tính, kết hợp với kết quả ước lượng mô hình (5) với hệ số của biến T*LnK không có ý nghĩa thống kê còn hệ số của biến T*LnL có ý nghĩa thống kê cao có thể khẳng định rằng tiến bộ công nghệ thiên về lao động. Giả thuyết H0 giả định rằng tất cả phi hiệu quả kỹ thuật là bán chuẩn. Nếu giả thuyết này là đúng, các ảnh hưởng phi hiệu quả về kỹ thuật có cùng một quy luật phân phối xác suất bán chuẩn. Tuy nhiên, giả thuyết H0 bị bác bỏ tại mức ý nghĩa 1%. Giả thuyết H0 giả định rằng tính phi hiệu quả kỹ thuật là bất biến theo thời gian bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 1%. Bác bỏ giả thuyết này có nghĩa là hiệu quả kỹ thuật thay đổi theo thời gian. Điều này được khẳng định bằng kết quả ước lượng hiệu quả được trình bày ở bảng 3. 4.2. Kết quả ước lượng 4.2.1. Ước lượng hiệu quả Kết quả ước lượng hiệu quả của các doanh nghiệp ngành chế biến thực phẩm trong 11 năm, kể từ năm 2000 đến năm 2010 được cho ở bảng 2. Bảng 2. Kết quả ước lượng hiệu quả các doanh nghiệp ngành chế biến thực phẩm HQ2000 HQ2001 HQ2002 HQ2003 HQ2004 HQ2005 Trung bình 0.345 0.378 0.410 0.443 0.476 0.508 Trung vị 0.313 0.347 0.383 0.418 0.453 0.487 Cực đại 0.812 0.828 0.842 0.855 0.867 0.879 Cực tiểu 0.118 0.144 0.172 0.203 0.236 0.270 Độ lệch chuẩn 0.138 0.137 0.134 0.131 0.127 0.122 Số doanh nghiệp 745 745 745 745 745 745 HQ2006 HQ2007 HQ2008 HQ2009 HQ2010 Trung bình 0.540 0.571 0.601 0.629 0.656 Trung vị 0.521 0.553 0.585 0.615 0.643 Cực đại 0.889 0.899 0.908 0.916 0.924 Cực tiểu 0.306 0.342 0.378 0.415 0.451 Độ lệch chuẩn 0.117 0.112 0.106 0.100 0.095 Số doanh nghiệp 745 745 745 745 745 Nguồn: Ước lượng của các tác giả 35 Kết quả ước lượng cho ta một số nhận xét sau: Hiệu quả trung bình của ngành chế biến thực phẩm tăng đều qua các năm. Chẳng hạn, năm 2000, hiệu quả trung bình của ngành chỉ là 34,5% nhưng đến năm 2010, hiệu quả trung bình của các doanh nghiệp thuộc ngành này là 65,6%. Hiệu quả cao nhất năm 2000 là 81,2% trong khi đó hiệu quả cao nhất năm 2010 là 92,4%. Hiệu quả thấp nhất năm 2000 là 11,8% trong khi đó hiệu quả thấp nhất năm 2010 là 45,1%. Như vậy nhìn chung, hiệu quả của các doanh nghiệp trong ngành chế biến thực phẩm được cải thiện qua thời gian. 4.2.2. Tác động của FDI đến hiệu quả của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm Bảng 3. Kết quả ước lượng hàm sản xuất biên ngẫu nhiên cho ngành chế biến thực phẩm Mô hình (5) (Mô hình hàm sản xuất biên ngẫu nhiên) Mô hình (6) (mô hình phi hiệu quả) Ký hiệu Hệ số Sai số tiêu chuẩn Thống kê t Hệ số Sai số tiêu chuẩn Thống kê t Hằng số  2.354*** 0.244 9.663 8.8395*** 0.3604 24.5267 LnK  0.549*** 0.054 10.084 0.6422*** 0.0532 12.0678 LnL L 0.848*** 0.059 14.316 0.7696*** 0.0636 12.1026 T  -0.084*** 0.013 -6.397 -0.324*** 0.0182 -17.7813 T 2 T -0.003** 0.001 -2.4 0.0097*** 0.0015 6.5716 (LnK) 2  0.038*** 0.005 7.812 0.0155** 0.0055 2.8122 (LnL) 2 LL 0.061*** 0.009 6.52 0.0324*** 0.0099 3.2594 T*lnK K -0.001 0.003 -0.406 0.0182*** 0.0033 5.5774 T*lnL TL 0.014*** 0.004 3.418 0.0077** 0.0043 1.7991 LnK*LnL L -0.116*** 0.011 -10.339 -0.074*** 0.0132 -5.5897 Hằng số  7.8734*** 0.3204 24.5722 LnLc  -0.334*** 0.0168 -19.9455 Vng  0.0002*** 0 6.0786 K/L  0.0101*** 0.001 9.6795 Fs  0.2292*** 0.0662 3.4627 Hori  -0.282*** 0.102 -2.771 Back  -2.286*** 0.3072 -7.4435 Forw  -0.1882 0.2625 -0.7169 Sback  0.9899*** 0.2709 3.6543 Her  0.4798*** 0.0447 10.7311 sigma-   1.443 0.027 52.787 1.4089 0.0237 59.483 36 Mô hình (5) (Mô hình hàm sản xuất biên ngẫu nhiên) Mô hình (6) (mô hình phi hiệu quả) Ký hiệu Hệ số Sai số tiêu chuẩn Thống kê t Hệ số Sai số tiêu chuẩn Thống kê t squared gamma  0.03 0.006 4.694 0.2867 0.1531 1.8735 Mu µ 0.418 0.054 7.712 Eta 𝜂 0.101 0.01 0.96467164E (*** và ** chỉ ý nghĩa thống kê ở mức 1% và 5% tương ứng) Nguồn: Ước lượng của các tác giả Kết quả ước lượng mô hình ((5) và (6)) cho các mô hình hàm sản xuất biên ngẫu nhiên dạng loga siêu việt cho thấy: Hầu hết các ước lượng tham số là có ý nghĩa về mặt thống kê, ở mức ý nghĩa 1% trừ hệ số của biến T*LnK là không có ý nghĩa thống kê ở bất cứ mức ý nghĩa nào. Các giả thuyết chủ yếu được xây dựng để kiểm định tính phù hợp của dạng hàm sản xuất dạng loga siêu việt. Các phương sai của các nhiễu cũng được ước lượng. 4.3. Thảo luận các ảnh hưởng phi hiệu quả về mặt kỹ thuật từ hàm sản xuất biên ngẫu nhiên Giải thích ảnh hưởng của các yếu tố bên trong của mỗi doanh nghiệp đến hiệu quả kỹ thuật của các doanh nghiệp thuộc ngành chế biến thực phẩm: Thứ nhất, các ước lượng hệ số của biến biểu thị chất lượng lao động có dấu âm và có ý nghĩa về mặt thống kê, điều này cho thấy rằng có mối quan hệ cùng chiều giữa chất lượng lao động và hiệu quả kỹ thuật trong các ngành chế biến thực phẩm. Như vậy năng suất lao động của công nhân là quan trọng (cũng hàm ý rằng, việc nâng cao năng suất thông qua giáo dục chuyên môn, năng lực quản trị là quan trọng). Kết quả này cũng chỉ ra các doanh nghiệp trong ngành chế biến thực phẩm bước đầu đã có chính sách sử dụng lao động tương đối tốt. Thứ hai, hệ số biến số vốn bên ngoài và mức trang bị vốn trên lao động, mang dấu dương trong mô hình và có ý nghĩa thống kê. Điều này ngược với mong đợi nhưng có thể là do thị trường tài chính chưa phát triển và mức trang bị vốn không đồng bộ. Giải thích ảnh hưởng của các yếu tố ngành đến hiệu quả kỹ thuật của các doanh nghiệp: Thứ nhất, ta kỳ vọng, các hệ số mang dấu âm và có ý nghĩa đối với những thay đổi đầu vào sản xuất cũng như thay đổi tỷ trọng vốn nước ngoài. Nó hàm ý rằng tăng tỷ lệ vốn nước ngoài ở một doanh nghiệp gắn với mức hiệu quả hơn. Tuy nhiên kết quả ước lượng của chúng ta ngược với mong muốn. Biến Fs có ý nghĩa thống kê nhưng lại mang dấu dương. Đây là dấu hiệu cho biết sự hiện diện của yếu tố nước ngoài làm giảm hiệu quả kỹ thuật của các doanh nghiệp thuộc ngành này bởi vì tác động lấn át của các doanh nghiệp FDI trội hơn các nhân tố tích cực của lan tỏa FDI. Điều này có thể giải thích là các doanh nghiệp thuộc ngành chế biến thực phẩm đang phải đối mặt với sự gia tăng cường độ cạnh tranh và có thể do yếu kém về quản lý, công nghệ lạc hậu, họ bị thua thiệt do 37 hiệu ứng chèn lấn. Thứ hai, hệ số của biến đại diện cho ảnh hưởng lan tỏa theo chiều ngang (Hori), mang dấu âm nhưng lại có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Điều này giải thích rằng ảnh hưởng lan tỏa ngang có tác động tích cực đến các doanh nghiệp thuộc ngành một cách có ý nghĩa. Sự tham gia của các doanh nghiệp có đầu tư nước ngoài có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả của các doanh nghiệp thuộc ngành chế biến thực phẩm. Hệ số của thước đo về mối liên kết ngược (ngược dòng Back) cũng mang dấu âm có ý nghĩa thống kê. Như vậy mối liên kết ngược tức là các doanh nghiệp làm nhiệm vụ cung cấp đầu vào cho các doanh nghiệp FDI có tăng hiệu quả một các có ý nghĩa. Điều này có thể giải thích là do yêu cầu chất lượng đầu vào cao, các doanh nghiệp trong nước đã thay đổi công nghệ để có thể tạo ra các sản phẩm chất lượng cao cung cấp cho các doanh nghiệp FDI. Mặt khác hình thức chuyển giao công nghệ của các doanh nghiệp FDI tới các doanh nghiệp nội địa để có được đầu vào có chất lượng đã làm tăng hiệu quả của các doanh nghiệp thuộc ngành này. Hệ số của biến Forw âm và không có ý nghĩa thống kê. Điều này có thể giải thích là những doanh nghiệp nhận đầu vào từ các doanh nghiệp FDI tuy có dấu hiệu cải thiện hiệu quả nhưng không có ý nghĩa. Hệ số của biến Sback dương và có ý nghĩa thống kê, nghĩa là mối liên kết này làm phương hại đến hiệu quả của các doanh nghiệp thuộc ngành chế biến thực phẩm. Hệ số của biến biểu thị tác động của tập trung công nghiệp (Her) đến hiệu quả của các doanh nghiệp thuộc ngành chế biến thực phẩm mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê, điều này chỉ ra rằng hiệu quả của các doanh nghiệp thuộc ngành này vận động ngược chiều với chỉ số tập trung công nghiệp. 5. KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH Các kết quả ước lượng ở trên đã cho thấy hiệu quả kỹ thuật (nói một cách khác, khả năng sử dụng công nghệ sản xuất, quản lý) của các doanh nghiệp thuộc nghành chế biến thấp nhưng có có xu hướng được cải thiện từ năm 2000 đến năm 2010 (năm 2000, hiệu quả kỹ thuật trung bình là 34,5% nhưng đến năm 2010 là 65.6%). Mặc dù xu hướng chung hiệu quả kỹ thuật của ngành tăng, nhưng nhìn chung vẫn còn thấp. Nguyên nhân do trình độ của công nhân và trình độ quản lý chưa bắt kịp với tình hình phát triển mới, đầu tư công nghệ chưa đồng bộ. Vì vậy các chính sách phát triển hiệu quả lao động thông qua các hình thức để nâng cao tay nghề của công nhân là rất quan trọng, nó sẽ ảnh hưởng tích cực tới hiệu quả của các doanh nghiệp thuộc ngành này. Kết quả của mô hình đánh giá tác động của FDI đến hiệu quả của các doanh nghiệp ngành chế biến thực phẩm cho thấy dấu hiệu cho biết sự hiện diện của yếu tố nước ngoài (hệ số Fs có dấu dương và có ý nghĩa thống kê) nghĩa là sự hiện diện của các doanh nghiệp FDI làm giảm hiệu quả kỹ thuật của các doanh nghiệp thuộc ngành này mà nguyên nhân chủ yếu có lẽ do tác động lấn át (tác động tiêu cực như tăng giá nhân công, mất phần chia thị trường đối với các doanh nghiệp trong nước) trội hơn các nhân tố tích cực của lan tỏa FDI. Kết quả ước lượng cho biết hiệu quả các doanh nghiệp làm nhiệm vụ cung cấp đầu vào cho các doanh nghiệp FDI tăng rõ rệt. Điều này gợi ý là về mặt chính sách chính phủ cần phải phát triển công nghiệp phụ trợ tương ứng với FDI vào nước ta. 38 Như vậy để phát triển ngành chế biến thực phẩm, một mặt nhà nước cần có chính sách thu hút FDI và phát triển công nghiệp phụ trợ tương ứng sao cho phát huy được tác động tích cực của ảnh hưởng lan tỏa và mặt khác cần có chính sách hỗ trợ đặc biệt đối với các doanh nghiệp vừa và nhỏ (vì phần lớn các doanh nghiệp thuộc ngành này là doanh nghiệp vừa và nhỏ) để có thể tận dụng lợi thế của ngành. TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. Aigner, D.J. and Chu, S.F. (1968), “On Estimating the Industry Production Function”, American Economic Review, 58, 226-239. 2. Farrell, M.J. (1957), “The Measurement of Productive Efficiency”, Journal of the Royal Statistical Society, 120, 253-81. 3. Forsund, F.R., Lovell, C.A.K. and Schmidt, P.(1980), “A Survey of Frontier Production Functions and of their Relationship to Efficiency Measurement”, Journal of Econometrics, 13, 5-25 4. Greene, W. H. (1993), “The Econometric Approach to Efficiency Analysis”, In The Measurement of Productive Efficiency: Techniques and Applications, ed. Fried H.O., Lovell C.A.K. and Schmidt S.S., New York : Oxford University Press. 5. Javorcik, B.S. (2004), “Does Foreign Direct Investment Increase the Productivity of Domestic Firms? In Search of Spillovers Through Backward Linkages”, The American Economic Review, 94(3), 605-627. 6. Lovell, C. A. K. (1993), "Production Frontiers and Productive Efficiency", In: H. O. Fried, C. A. Knox Lovell, and P. Schmidt (eds.), The Measurement of Productive Efficiency: Techniques and Applications, New York: Oxford University Press, Chapter I. * Ngày nhận bài: 15/3/2015. Biên tập xong: 24/4/2015. Duyệt đăng: 04/5/2015.