Đ Ạ I H Ọ C Q U Ó C G IA H À N Ộ I BÁO CÁO TỎNG KẾT KÉT QUẢ TH ựC HIỆN ĐỀ TÀI KH&CN CẤP ĐẠI HỌC QUỐC GIA T i ê n đ ề t i : T ham n h ũ n g hiệu h o t đ ộ n g a n h nghiệp: B ằ n g ch ứ n g kinh tế li lư ợ n g m i từ p h â n tích doanh nghiệp n h ỏ vừa Việt N am Mã số đề tài: QG 15.40 Chủ nhiệm đề tài: TS Trần Quang Tuyến ĐẠI HỌC QỮỖc g i a h a nội TRUNG TẦM THÔNG TIN TMƯ VIỆN 0006000044/ Hà Nội, tháng 11 năm 2016 PHẨN I THÔNG TIN CHUNG 1.1 Tên đề tài: Tham n h ũ n g h iệ u q u ả h o t đ ộ n g c ủ a doanh n gh iệp: B ằ n g c h ứ n g ki, iế lư ợ n g m i từ p h â n tích d o a n h n g h iệ p n h ỏ vừ a Việt N am 1.2 M ã số: QG 15.40 1.3 Danh sách chủ trì, thành viên tham gia thực đề tài TT Chức danh, học vị, họ tên Đơn vị cơng tác Vai trò thực đề tài TS Trần Quang Tuyến Trường ĐHKT, ĐH Q G HN Chủ nhiệm đề tài TS Vũ Văn Hưởng Học viện Tài Thư ký TS Đồn Thanh Tịnh Trường ĐHKT, ĐHQGHN Thành viên TS Trần Đức Hiệp Trường ĐHKT, ĐHQGHN Thành viên TS Lê Thị Hồng Điệp Trường ĐHKT, ĐHQGHN Thành viên 1.4 Đon vị chủ trì: 1.5 Thòi gian thực hiện: 1.5.1 Theo hợp đồng: từ tháng n ăm đến tháng n ăm 1.5.2 Gia hạn (nếu có): đến th án g n ăm 1.5.3 Thực thực tế : từ tháng n ă m đến tháng n ẵm 1.6 Những thay đổi so với thuyết minh ban đầu (nếu có): Khơng (Vê mục tiêu, nội dung, phương pháp, kết nghiên cứu tổ chức thực hiện; Nguyên nhân; Ỷ k C quan quản lý) 1.7 Tổng kinh phí phê duyệt đề tài: 300 triậu đồng PHẦN II TỎNG QUAN KÉT QUẢ N G H IÊN c ứ u Viết theo cấu trúc báo khoa học tổng quan từ 6-15 trang (báo cáo sẽđược đăng ti tạp chí khoa học ĐHQGHN sau đề tài nghiệm thu), nội dung gồm phần: Đặt vấn đề Qua gần 30 năm thực sách đổi mới, Việt Nam trì tốc độ tăng trưởng GI bình quân đầu người cao nước thu nhập thấp trung bình (M arkussen et al., 2012 ) Nhờ công tăng trưởng phát triển kinh tế, V iệt Nam chuyển từ nhóm nước nghièo sa nhóm nước có thu nhập trung bình thấp vào năm 2010 (Ngân hàng Thế giới, 2012) Các thực nghiệm thường cho thấy tốc độ tăng trưởng kinh tế cao thường kèm với m ức độ thí nhũng thấp nhiều quốc gia (Bai, Jayachandran, v.alesky, & O lken, 2013) Tuy nhiiên, điều n khơng phải trường hợp V iệt Nam Mặc dù cic luật chống tham nhũng, chốn g lãng phi chiến dịch chống tham nhũng kác thực Việt Nam, số nghicn cứu gần tham Việt Nam (vílụ, N guyen & Van Dijk, 2012) liệu điều tra từ PCI1 cho thấy tham nhũng phổ biến.Trả tiền hối lộ cho viên chức thách thức lớn cho hoạt động doanh nghiệp ân suất và quy m ô khoản hối lộ mức tương đối cao (Malesky, 2009; VCCI (2015)).rheo Tổ chức M inh bạch Quốc tế (TI), thứ hạng Việt Nam thấp, mức 123 tổng số 79 quốc gia xếp hạng Mặc dù có nỗ lực chống tham nhũng phủ, Việt Nai đạt tiến bảng xếp hạng tham nhũng Số liệu năm 2014 từ PCI cho thấy Tiệt Nam đạt số điểm 3,1 10 (hoặc 116 tổng số 177 quốc gia) Trong nhiều năm qua, việc ông bố báo cáo lực cạnh tranh cấp tỉnh VCCI có tác đơng tích cực định ừi việc nâng cao chất lượng chế nói chung, giảm thiểu tham nhũng nói riêng Các báo cáo thườn, niên VCCI PCI nêu rõ quy mô tần suất khoản trả phi thức doanh nghiệ cho hoạt động khác Tuy nhiên, chưa có nghiên cứu lượng hóa tác động chất lưọig thể chế cấp tỉnh, tham nhũng, loại hình mức độ tham nhũng tới hiệu doanh nghiệp Đâychính khoảng trống cần thiết mặt khoa học thực tiễn để chúng tơi lựa chọn chủ đề nghiên cíu Mục tiêu Nghiên cứu chúng tơi có mục têu sau: thứ nhất, nghiên cứu lượng hóa tác động chất lưẹmg thể chế tham nhũtg m ức độ tham nhũng tới suất doanh nghiệp nhỏ vừa V iệt Nam (SMEs) Tring đó, tham nhũng đo việc doanh nghiệp có phải trả khoản phi thức khơng ( to bàng biến giả) mức độ tham nhũng đo giá trị khoản trả phi thức so với doaih thu ( đo phần trăm); hiệu doanh nghiệp đo bàng giá trị gia tăng Thứ hai, nghiên cứunày lượng hóa tác động tham nhũng, mức độ tham nhũng loại hình tham nhũng tới hiệu ài doanh nghiệp (đo ROA: tỷ suất sinh lời vôn) Trên sở phát nghên cứu thực nghiệm, chúng tơi có đề xuất số hàm ý sách góp phần nâng cao hiệu cỉa SMEs Phương pháp nghiên cứu 3.1 Mơ hình lý thuyết Mối liên hệ tham nhũng hiệi doanh nghiệp thảo luận rộng rãi nhiều nghiên cứu (ví dụ, Fism an & Svensson, 20)7) v ề mặt lý thuyết, tác động tham nhũng hiệu công ty khơng thể giải thích k)ặc dự đốn m ột lý thuyết Một m ặt, tham nhũng PCI: Chỉ số n ă n g lự c cạn h tranh cấp tỉnh cược đ o lư n g P h òn g T h ơn g mại Công n ghiệp Việt Nam (VCCI) gây hại cho cơng ty dài hạn Ví dụ, tác hại tham nhũng làm s u y ị giản nguồn tài nguyên quan trọng danh tiếng văn hóa doanh nghiệp, làm méo nn ó \ việc bổ hiệu nguồn lực, giảm triệt tiêu động lực cho sáng tạo c ô n g t'ty (H 2008; Lou, 2002) Theo Murphy, Shleifer Vishny (1993), tham nhũng khiến cho dioiannh n£ không mong muốn cung đầu tư cho phát triển nâng cao suất Do thaam n! coi “hạt sạn cỗ m áy” (Ades & Di Telia, 1996) Mặt khác, số học giả nglhiêên cú cho tham nhũng ngăn chặn việc gia nhập ngành doanh nghiệp díơannh ng ngành có xu hướng khai thác mối quan hệ tham nhũng có họ, v ( ( chức nhận hối lộ cố gắng trì hỗn giao dịch để trích xuất nhiều hối lộ từ việc sử dụng dịch h vụ ( (Rose-Ackerman, 1997) Do đó, nguồn lực phân bổ sai cho doanh nghiệp' đứưa kl hối lộ cao nhất, nguồn lực không tới doanh nghiệp sử dụng nguồn lực hiệu quiâ nhhất ( 2001 ) Trong cách tiếp cận khác, hành vi tham nhũng công ty giải thích b a n g ; lý th thể chế Đây coi quan điểm phổ biến kinh tế chhuyểr (xem thêm nghiên cứu Hoskisson, Eden, Lau, & Wright, 2000; W right, Filatotchev, Hdoskis & Peng, 2005) Cách tiếp cận cho tham nhũng khơng ảnh hưởng đến hiiệu t c ty trả tiền hối lộ đơn giản chi phí cơng ty để tham gia vào trò ch(ơi điuợc ỉ lập tạo điều kiện cho sống họ môi trường kinh doanh (Bắc, 1990) K!hi ccác dc nghiệp trả khoản chi phí khơng thức, điều đặt áp lực lên doanh nghiiệp 1khác theo hành vi họ Kết là, tham nhũng có ảnh hưởng đến hiệu suất họ) Với luận điểm thảo luận làm sáng tỏ lý thuyết nói trên., ngghiền thực nghiệm chủ đề tiến hành nước khác nhau, kết khcơng h tồn thống nhất Đã có sổ nghiên cứu tác động tham nhũng hiệiu quưả kin sử dụng liệu cấp quốc gia nghiên cửu nước ( cross-country studies) (vó dui, Pie Guillaumeméon & Sekkat, 2005) Tuy nhiên, sử dụng liệu tổng họp (aggregate dat;a) kchơng kiểm sốt đặc điểm khác biệt cơng ty ảnh hưởng đến hiệu 'Suấtt côm (Kasahara & Rodrigue, 2008) Hơn nữa, Halpem, Koren Szeidl (2005) cho thấy vấr.n đề t bỏ sót nhân ngược làm sai lệch kết nghiên cứu nghiên cứu cấp độ vĩ mô ( nghiên cứu gần sử dụng liệu cấp độ vi mô nhấn mạnh mối quan hệ tham 1nhũng tăng trưởng doanh nghiệp mức độ cơng ty (ví dụ, Faruq, Webb & Yi, 2013) Tuy nhiiên, đ khơng rõ ràng lợi ích việc tham nhũng lớn chi phí ngược lại Đ iềiu nguồn từ thực tế có số lượng lớn nghiên cứu thực nghiệm tác đong (Của th nhũng suất công ty tăng trưởng, nghiên cứu tác động tham nlhũmg đối hoạt đóng tài (Donadelli, Pasan, & Magnanelli, 2014) Mặc dù số nghiên cửu chủ đề tham m ùng nói chung tiến hành Việt Nam (ví dụ, Nguyen & Van Dijk, 2012), với hiểu biết chúng tơi, chưa có chứng thực nghiệm tác động tham nhũng hoạt động tai doanh nghiệp Việt Nam Do đó, nghiên cứu chúng tơi cung cấp băng chứng tác động tham nhũng, loại hình tham nhũng hiệu tài doanh nghiệp Việt Nam Khi xem xét vai trò tham nhũng suất doanh nghiệp, chất lượng thể chế cấp tỉnh kiếm soát nghiên cứu chúng tơi nhiều lý Thứ nhất, Méon Weill (2010) kiểm tra mẫu nghiên cứu 69 quốc gia thấy tham nhũng có tác động tiêu cực nhỉ) nước có thất lượng chế Thậm chí tham nhũng có quan hệ tích cực tới hiệu cơng ty nước có chất lượng thể chế yếu Do vậy, hai tác giả kết luận ràng tham nhũng "dầu bôi trơn" Các nghiên cứu khác đạt đến đồng thuận ởm ột mức độ tham nhũng cao, tham nhũng liên quan với thể chế yếu tham nhũng “dầu bơi trơn” giúp doanh nghiệp hiệu Tuy nhiên, mức độ tham nhũng thấp tham nhũng hiệu doanh nghiệp có quan hệ ngược chiều (ví dụ, Halkos & Tzerenes, 2010) Thứ hai, nghiên cứu gần lưu ý tác động ước tính hối lộ đổi với tăng trường suất cơng ty bị sai lệch yếu tố chất lượng thể chế không đưa vào mò hlnh tính tốn Do vậy, chất lượng thể chế ảnh hưởng đến mối quan hệ tham nhũngvà suất cấp độ doanh nghiệp (Faruq et al., 2013) Ngồi ra, tỉnh Việt Nam có nhiều khác biệt văn hóa kinh doanh phát triển kinh tế Họ có quyền tự chủ thực thực thi sách quy định theo ý riêng phủ có luật lệ hay quy định chung cho tất tỉnh thành Trong thực tế, tỉnh thực thi pháp luật sách phủ theo cách khác (Malesky, 2004, 2008) Luật pháp Việt Nam thường khơng rõ ràng diễn giải theo nhiều cách khác Hơn nữa, chất lượng thể chế quản trị tỉnh khác Ví dụ, số tỉnh thực cii tiến đáng kể quản lý kinh tế, kinh doanh môi trường đầu tư, tỉnh khác tụt hậu phía sau quan liêu (Malesky, 2007) Điều hàm ý khác biệt chất lượng chế cấp tỉnh có tác động trực tiếp tác động trung gian qua tham nhũng tới hiệu doanh nghiệp Như thảo luận trên, có nhiều nghiên cứu chủ đề chất lượng chế, tham nhũng hiệu doanh nghiệp số nước, chưa có nghiên cứu chủ đề Việt N am Nghiên cứu chúng tơi nghiên círu đánh giá tác động chất lượng thể chế cấp tỉnh tham nhũng tới hiệu doanh nghiệp đo nhiều số khác Hom mữa, c sử dụng liệu mảng năm có độ tin cậy cao đại điện cấp độ quốc gia từ cảcc tra doanh nghiệp nhỏ vừa, kết họp với mơ hình kinh tế lượng phù hợp để đảm bảio Mctết qui tốn xác Các phát nghiên cứu chúng tôii có giá trị tham khảo hữui ácclh chc động nâng cao chất lượng thể chế, giảm thiểu tham nhũng qua thúc đẩy suất củ ỉa d nghiệp Việt Nam, bối cảnh phủ cần tháo gỡ nút thắt thể chế để thúc đ ầ y ttăíng tr kinh tế 3.2.1 Tác động thể chế, tham nhũng tới suất doanh nghiệp Ảnh hưởng tham nhũng suất doanh nghiệp nghiên cứu qua việc siử dụng hàm sản xuất Cobb-Douglas gộp Chúng tiến hành ước lượng suất giai đo ạn Điềi xuất phát từ số lý Đầu tiên, sử dụng cách tiếp cận giai đoạn m ột 'Cáie.h tiếp truyển thống tránh tranh luận phương pháp phù hợp đ ể tính suất (Van, 2003) Ngồi ra, cách tiếp cận hai bước (ví dụ Levinsohn Petrin, 0 ; Olle Pakes, 1996) có số nhược điểm khó khăn việc định dạng ước lượng m hình đ phương pháp kiểm sốt nội sinh yếu tố đầu vào (Cáidh sử c tiêu dùng trung gian doanh nghiệp (xem thảo luận chi tiết Ackerberg et all, 2006 Wooldrige, 2009) Hơn nữa, De Rosa cộng (2013) cho thấy phương pháp haii biurớc hiệu so với phương pháp tiếp cận bước Do đó, sử dụng cách tiếp cận giai đoạn để ước tính mối liên hệ giiữai náng doanh nghiệp tham nhũng đây: InVAựi — cc + j3/B ribejtj + PĩlnKựt + PĩỉnL yt + /34 Xịjt + Ầt + Ầj+ Ầm + Bijt (1) Trong Inva logarit tự nhiên giá trị gia tăng doanh nghiệp i n g n h j điểm t có mơ hình hóa với đầu vào lnKijt (vốn) lnLijt (số lao động) B’>iếm quan (Bribe) biến tham nhũng Hầu hết nghiên cứu thường đo lường tham nhũntg lỉà giả điều không phản ánh đầv đủ mức độ tham nhũng Do đó, chúng tơi sử dụng c:ả h cácí (biến giả biến liên tục tham nhũng) nghiên cứu Chúng đura wào mô biến số đặc điểm doanh nghiệp bao gồm đòn bẩy tài chính, đo bàng tỷ lệ g iữ a tổng so tổng tài sản hoạt động cải tiến vốn yếu tố quan trọng ảnh hư(ỏn;g đến n suất doanh nghiệp (ví dụ, Griffĩth, Huergo, Mairesse, & Peters, 2006) Phương trình (1) gồm biìn giả cho năm (Ắ/), hiến giả ngành công nghiệp /Ị/, hiệu ứng ảnh hườn ụ cô định vê khơng giian (Ấm)- Trcng mơ hình mở rộng, sổ chất lượng thể chế cấp tỉnh đưa vào mơ lnVAijt = cc + Bribeyt + Ị32ỈnKijt + PỉlnLyt + /3T = 1) (2) Trong X ký hiệu cho biến đặc điểm đối tượng 2.2 Một số phương pháp đánh giá tác động Có nhiều phương pháp sử dụng để đo lường tác động chương trình chi công thức (2) Các phương pháp dựa giả định khác trình lựa chọn đối tượng tham gia chương trình Đe thuận tiện cho việc so sánh phương pháp, hiệu doanh nghiệp giả sử hàm số biến giải thích X: Y —0-0 +Pox + eo (3) Y , = a , + P X + 8, ( 4) Biến X gọi biến điều kiện, giả định không chịu ảnh hường việc tham gia chương trình, tức biến T e 8, ký hiệu cho biến tác động đến Y không quan sát Theo cách ký hiệu này, công thức (2) viết lại sau: *X.T-I = E ( Y 1|X , T = ) - E ( Y |X , T = 1) = E [ ( a , + p , X + e , ) I X , T = 1] - E [ ( a + P0X + e 0) I X , T = 1] = ( a , - a 0) + X ( p , - P ) + E ( e , - e I X , T = 1) khu vực, hay tác đ ộn g biên củ a ch n g trình ((H eck m an V ytlacil, 0 ) trình bày chi tiết v ề loại tham số đánh g iá tác đ ộ n g ) T uy nhiên tham số thuờng sử dụng, đánh giá chương trình mục tiêu, tác đ ộ n g cù a c h n g trình lên đối tượng tham g ia ch n g trình E (Y |T ) g ọ i kỳ v ọ n g tốn c ó điều kiện (h o ặ c giá trị trung binh ch o m ột m ẫu cụ th ể) Hai phương trình (3) (4) viết lại thành phương trình chuyển đổi (Quandt, 1972): Y = T Y , + ( - T ) Y = T ( a , + p , x + e , ) + (1 - T ) ( a + P0X + e ) (5) Phương trình biến đổi sau (Heckman, Lalonde Smith, 1999): Y = a + P 0X + [ ( a , - a 0) + (P, - Ị 0) X + ( e , - e 0) Ị r + e0 = a + Ị30X + [((X, - o 0) + (p, - Po)X + E(e, - E0 I X,T = l)]r (6 ) + {e0 +i(e, - E 0) - E ( e , - e0 1X , T = 1)]t } Trong hệ số T tác động việc có khơng có việc trả chi phí chi phí phi thức mà muốn ước tính Tuy nhiên phuơng trình (6) khơng phải phương trình tiêu chuẩn kinh tế lượng hệ số T bao gồm biến không quan sát Các phương pháp khác ước lượng hệ số T dựa giả định khác Chú ý m ột giả thiết ngầm định kinh tế lượng truyền thống giá trị biến T đối tượng i độc lập với giá trị phúc lợi Y đối tượng j Tức việc tham gia chương trình m ột đối tượng không ảnh hưởng đến phúc lợi đối tượng khác a Phương pháp hồi quy bình phương sai lệch nhỏ (OLS) Phương pháp giả định sau kiểm soát biến quan sát việc tham gia chương trình khơng dựa khác biệt giá trị trung bình biến không quan sát được, tức là: E ( s , - e |X ,T = l) = (7) Khi phương trình (6) viết sau: Y = a + p X + [ ( a , - a ) + (Pị - p0)x]r + [e + ( e , - e )T ] (8 ) Tác động chương trình - đo lường hệ số T phuơng trình (8) - bao gồm giá trị biến quan sát X v ấ n đề lại ước lượng phương trình (8) tương quan biến T sai số [e0 +(8, - e 0)T]: E ( s + ( s , - £ 0) T | X , T ) = E ( £ |X , T > + E((£, - e 0) T | X , T ) = E ( s | X , T ) (9) Tương quan T s làm cho ước lượng hệ số T bị sai lệch T gọi biến nội sinh Để phương pháp hồi quy OLS cho ước lượng khơng chệch phải giả định £0 khơng có tương quan với T, tức mơ hình kiểm sốt tất yếu tố tác động đến T Phương pháp hồi quy OLS có ưu điểm dễ thực nhược điểm yêu cầu sô liệu chi tiết đối tượng để kiểm sốt việc tham gia chương trình họ Hơn phương pháp hồi quy phải dựa giả thiết dạng phương trình biến phúc lợi, ví dụ phương trình tuyến tính Do vấn đề thường gặp phương pháp hồi quy đa cộng tuyến hay phương sai sai số thay đổi làm cho ước lượng tác động chương trình khơng hiệu quả3 b Phương pháp biến công cụ Phương pháp dựa giả định (7) để ước lượng hệ sổ biến T phương trình phúc lợi (8) nhung khơng yêu cầu e0 phải độc ỉập với T Phương pháp kinh tế lượng truyền thống để giải vấn đề tương quan T s xác định biến cơng cụ có tác động đến việc tham gia chương trình đối tượng (biến T) khơng có tương quan với biến khơng quan sát E0 Neu tìm biến cơng cụ hệ số T phương trình (8) ước ỉượng phương pháp hồi quy bước với T coi biến nội sinh Phương pháp biến công cụ có ưu điểm dễ thực hiện, nhược điểm khó xác định biến cơng cụ mà có tác động đến việc tham gia chương trình đối tượng lại khơng có tương quan với biến phương trình phúc lợi c Phương pháp so sánh điểm xu hưởng (PSM: Propsensity Score Matching) Để xác định tác động chương trình, (Rubin, 1977) đưa giả định độc lập có điều kiện, theo biến phúc lợi Y0,Y| xem độc lập với việc lựa chọn đối tượng tham gia chương trình, biến T, sau kiểm soát khác biệt đặc điểm đối tượng: Y0, Y , ± T | X (10) Hồi quy O LS ch o ước lư ọ n g c ó sai số chuẩn lớn có vấn đ ề đa cộ n g tu yến hay phư ơng sai sai số thay đổi Khi thi nhóm so sánh lập từ đối tượng khơng tham gia chương trình Nhóm có đặc điểm X tương tự đối tượng tham gia chương trình, khác khơng tham gia chương trình Phúc lợi nhóm so sánh mơ phúc lợi nhóm đối tượng thụ hưởng truờng hợp khơng tham gia chương trình Ket khác biệt giá trị phúc lợi nhóm so sánh nhóm đối tượng tham gia chương trình tác động chương trình mang lại: I XT=1 = E(Y, | X , T = 1) - E ( Y 0| X , T = 1) = E (Y, | X , T = 1) - E ( Y 0| X , T = 0) ( 11) Tuy nhiên việc xác định nhóm so sánh dựa giống cácbiến đặc điểm trở nên khó khăn có nhiều biến sử dụng để ghép nối (Rosenbaum Rubin, 1983) chứng minh Yo, Yi độc lập với T sau kiểm sốt X, biến Yo, Y độc lập với T kiểm soát xác suất lựa chọn vào chương trình, P(T = 11X ), đối tượng (xác suất gợi điểm xu hướng): ( Y0, Y, )1T|X => (Y0, Y, )±T |P(T = 11X) (12) Nhóm so sánh bao gồm đối tượng không tham gia chương trình nhimg có xác suất tham gia chương trình xấp xỉ với xác suất tham gia chương trình đối tượng thụ hưởng Tác động chương trình đo lường sau: t XiT., = E ( Y 1|P(T = |X ) ,T = ) - E ( Y 0|P(T = |X ) ,T = 0) (13) Phương pháp tương họp xu hướng có ưu điểm tính trực quan việc giải thích kết đánh giá tác động Tác động chương trình đơn giản khác biệt phúc lợi nhóm tham gia chương trình nhóm so sánh khơng tham gia chương trình có đặc điểm giống nhóm tham gia chương trình Một ưu điểm phương pháp không dựa giả định dạng hàm số phương trình phúc lợi Tuy nhiên phương pháp đòi hỏi số liệu chi tiết đối tượng để kiểm sốt yếu tố tác động đến việc tham gia chương trình họ d Phương pháp mơ hình lựa chọn đối tượng tham gia chương trình Ba phương pháp nói dựa giả định (7), tức cho ràng việc tham gia chương trình đối tượng không phụ thuộc vào chênh lệnh của giá trị trung binh có điều kiện biến khơng quan sát đối tượng thụ hưởng đối tượng khơng tham gia chương trình Giả định ngầm định việc lựa chọn đối tượng vào chương trình phụ thuộc vào biến sổ quan sát Phương pháp mơ hình lựa chọn cho phép việc lựa chọn đối tượng vào chương trình phụ thuộc vào biến số không quan sát Thay giả định E(e, - e 1X,T = I) bàng 0, phương pháp ước lượng giá trị Phương pháp giả định ràng việc tham gia chương trình đối tượng mơ sau: V = (Z) + e V với v > = > "*=1 (14) V < ==> T = Trong V gọi số tham gia chương trình, z biến tác động đến việc tham gia chương trình đối tượng Dựa vào giá trị z , dạng hàm phân phối xác suất £v , xác định đuợc khả tham gia chương trình đối tượng, P(Z) = P(T=1|Z) theo giá trị z Hơn giả định biến không quan sát 80,e, s v độc lập với biến quan sát X z , giá trị trung bình có điều kiện s S| ước tính sau (Heckman, Lalonde Smith, 1999): E(s0 I z, X,T = 0) = E(e0 I e v < -Ộ(Z)) = E(e0 I P(Z),T = 0) = K0(P(Z)) E(e, i Z,X,T = 1) = E(e, I ev > -Ộ(Z)) = E(s, I P(Z),T = 1) = K, (P(Z)) Trong dạng hàm sổ Ko KI phụ thuộc vào giả định phân phối (e0>e v) (el5ev ) Tiếp theo, giá trị kiểm chứng E(s0 I Z,X,T = 1) ước lượng sau: = E(S0 |Z ,X ,T = 1)P(Z ) + E ( e |Z ,X ,T = ) ( - P ( Z ) ) => E(e0 1Z , X , T = 1) = - K 0( P ( Z ) ) i ^ ^ (16) Như yếu tố hệ số T phương trình (6) xác định, hệ số có giá trị là: *X.T-1 = ( a , - sai sổ ngẫu nhiên chuẩn Theo nghiên cứu trước (e.g., Nguyen, Locke, & Reddy, 2014; Wintoki cộng sự, 2012),thông tin từ khứ kiểm sốt hai trễ biến phụ thuộc Để khám phá điều này, tiến hành ước lượng định mà hiệu tài biến phụ thuộc hồi quy với hai biến trễ biến giải thích khác mơ hình(l) Sử dụng việc tạo dựng này, m ột tác động không ý nghĩa i-2 vào hiệu tài doanh nghiệp phát Vì vậy, điều hàm ý ràng biến phụ thuộc trễ giai đoạn giai đoạn mơ hình cấu trúc tự hồi quy bậc [AR(1)] đủ để kiểm soát vấn đề nội sinh động Phát đồng thuận với kết Zhou, Faff, Alpert (2014) người cho cấu trúc AR(1) tỏ không tránh khỏi gần tất liệu mảng sử dụng nghiên cứu hiệu tài ngắn Chỉ định mơ hình cấu trúc AR(1) trình bày chi tiết sau Yịr = a c 4- ) cicicontrt for unobservables Review o f Ecoromic Studies, 70(2), 317-41 Lui, F T (1985) An equilibrium quỉuing model o f bribery The jo u rn a l o f pO‘Poo)oliticL economy, 760-781 Lou, Y (2002), C orrupệệậ and organizatia>rn Asian management system A.sia Pacựìc Journal o f Managếitient, 19, 405-422 Malesky, Edmund J., oỊậJpUsh, pull, and neíorcing: the channels o f FDI iníluence 011 provincìal goveraattíce in Vietnam Im:erkvliet, Ben, Marr, David (Eds.): Beyond Hanoi: Local Oofeliỉtoc© ỉn Vietnann.istitute for South East Asian Studies and NIAS Press, Singapore, pp 285-333' Malesky, Edm und J., 2007 The Vietnam Proncial Competitive Index 2007: Measuring Economic Govem ance for Private Seor Development USAID and VCCI, Hanoi Malesky, E (2008) Sữaight ahead on rechow foreign direct investment empowers subnational leaders The õournaỉ of'Pitics, 70(01), 97-119 Malesky, E (2009) The Vieừiam provimd competitiveness index 2008: Measuring economic governance fo r jivate sector Retrieved from http://asiafoundation.org/publicationisdf/448 Méon, P.-G., & W eill, L (2010) Is corrupDn an effìcient grease? World development, 38{3), 244-259 Murphy, K., Shleifer, A., & Vishny, R (19í) Why is rent-seeking so costly to growth? American Economic Review, 83(2), 40-414 Nguyen, T T., & Van Dijk, M A (2012) O ruption, grovvth, and governance: Private vs state-owned fírm s in Vietnam Journcof Banking & Finance, 36( 11), 2935-2948 North, D c (1990) Instỉtutỉons, instỉtuonal change and economic per/ormance: Cambridge university press Olley G.s & Pakes, A (1996) The dynanxs o f productivity in the telecommunications equipment industry Econometrica, 64(), 1263-97 Pieưe-Guillaumeméon, & Sekkat, K (2005)Does corruption grease or sand the vvheels of grovvth? Public Choice, 122, 69-97 Rand, J., & Tarp, F (2012) Firm-level corrution in Vietnam Economic Development and Rose-Ackerman, s (1997) Role o f tìie W rld Bank in Controlling Corruption Law & Poưylnt'1 Bits, 29(93) Svensson, J (2005) Eight questions abut corruption The Journal o f Economic Perspectives, 19(3), 19-42 Van Biesebroeck, J (2003) Revỉsitỉng sote productivity debates National Bureau o f Economic Research Reữieved from hip://w w w nber.org/papers/w l0065.pdf? Vial, V., & Hanoteau, J (2010) Corruptio), manufacturing plant growth, and the Asian paradox: Indonesian evidence WorỉcDevelopment, 35(5), 693-705 Vu, H., Holmes, M., Lim, s., & Tran, T