So sánh hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp FDI và doanh nghiệp Việt Nam thông qua đánh giá năng suất nhân tố tổng hợp

Bài viết so sánh hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp (DN) FDI tại Việt Nam và DN trong nước thông qua đánh giá năng suất nhân tố tổng hợp (TFP). Nghiên cứu sử dụng bộ dữ liệu gồm 207.168 DN tại Việt Nam giai đoạn 2015-2018 và hàm sản xuất Cobb-Douglas để ước lượng TFP bằng phần mềm Stata 16.1.

TẠP CHÍ QUẢN LÝ VÀ KINH TẾ QUỐC TẾ Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế Trang chủ: http://tapchi.ftu.edu.vn SO SÁNH HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA DOANH NGHIỆP FDI VÀ DOANH NGHIỆP VIỆT NAM THÔNG QUA ĐÁNH GIÁ NĂNG SUẤT NHÂN TỐ TỔNG HỢP Trịnh Thị Thu Hương1 Trường Đại học Ngoại thương, Việt Nam Nguyễn Thanh Tuấn Trường Đại học Ngoại thương, Việt Nam Phạm Kim Thái Đại học Kobe, Kobe, Nhật Bản Ngày nhận: 23/02/2021; Ngày hồn thành biên tập: 07/06/2021; Ngày duyệt đăng: 14/06/2021 Tóm tắt: Bài viết so sánh hiệu hoạt động doanh nghiệp (DN) FDI Việt Nam DN nước thông qua đánh giá suất nhân tố tổng hợp (TFP) Nghiên cứu sử dụng liệu gồm 207.168 DN Việt Nam giai đoạn 2015-2018 hàm sản xuất Cobb-Douglas để ước lượng TFP phần mềm Stata 16.1 Kết rằng, DN Việt Nam có xu hướng bắt kịp mức độ hiệu hoạt động với DN FDI, xu hướng khác ngành có mức độ tập trung DN cao Công nghiệp chế biến, chế tạo (C); Bán buôn bán lẻ; sửa chữa ô tô, mô tô, xe máy xe có động khác (G) theo quốc gia có vốn FDI Nghiên cứu cho thấy mức độ hiệu DN Việt Nam vượt qua nhiều DN FDI đánh giá theo tiêu chí quy mơ, DN FDI đến từ nước phát triển Nhật Bản, Hàn Quốc, Đài Loan Từ khóa: Doanh nghiệp nước, Doanh nghiệp FDI, Hiệu hoạt động, TFP, Việt Nam COMPARING THE EFFICIENCY OF FDI FIRMS AND DOMESTIC FIRMS THROUGH ASSESSING TOTAL FACTOR PRODUCTIVITY Abstract: The study compares the e ciency of FDI and domestic rms in Vietnam through assessing Total Factor Productivity (TFP) In order to accomplish this target, the study uses a panel dataset including 207,168 rms in Vietnam during the period of 2015-2018, and estimates the Cobb-Douglas production function model to calculate TFP by using Stata 16.1 The results show that many domestic rms are catching up with FDI rms in terms of e ciency This trend changes in the manufacturing and processing sector and the wholesale and retail, repair Tác giả liên hệ, Email: ttthuhuong@ftu.edu.vn Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 138 (06/2021) of automobiles, motors, motorbikes, and other motor vehicles sector This trend also diverses with FDI rms coming from di erent countries Moreover, the study indicates that many FDI rms have lower e ciency than domestic rms when scales are taken into consideration, even though FDI rms may come from developed economies such as Japan, South Korea, Taiwan Keywords: Domestic rm, FDI rm, E ciency, TFP, Vietnam Mở đầu Từ sau “Đổi mới” đến nay, Việt Nam đạt mức tăng trưởng kinh tế cao bình quân giới Theo Tổng cục Thống kê (2020), tăng trưởng GDP năm 2015-2019 6,68%; 6,21%; 6,81%; 7,08% 7,02% Do ảnh hưởng đại dịch COVID-19, GDP Việt Nam năm 2020 đạt 2,91%, thấp so với giai đoạn 2011-2019 thuộc nhóm tăng trưởng cao giới Tuy nhiên, kinh tế Việt Nam tăng trưởng theo chiều rộng thể qua yếu tố sản xuất gồm lao động (L) vốn đầu tư (K), đặc biệt coi trọng nguồn vốn FDI Luật Đầu tư nước Việt Nam năm 1987 tạo điều kiện thu hút DN FDI đến FDI đánh giá trụ cột tăng trưởng kinh tế (Nguyễn, 2018), nhiên, khu vực DN nước coi nội lực giúp phát triển kinh tế bền vững Luật Công ty Luật Doanh nghiệp tư nhân 1990 tạo tiền đề cho phát triển khu vực kinh tế nước, có khu vực kinh tế tư nhân Mặc dù đa số DN nước có quy mô nhỏ vừa dần khẳng định vai trò hạt nhân cho tăng trưởng kinh tế quốc gia Vì vậy, phát triển DN nhỏ vừa (SME) nhiệm vụ chiến lược phát triển kinh tế - xã hội (Chính phủ, 2001) Mơ hình tăng trưởng theo chiều rộng mơ hình thường thấy nước phát triển Việt Nam, chưa dựa nhiều vào suất lao động, ứng dụng khoa học công nghệ, đổi tổ chức, quản lý sản xuất kinh doanh chuyển dịch cấu kinh tế (Ban Chấp hành Trung ương, 2016) Mơ hình Solow (1956) tăng trưởng kinh tế dựa vào tăng L K dẫn đến tăng trưởng ngắn hạn, thành phần TFP tảng cho tăng trưởng kinh tế ổn định dài hạn TFP phản ánh tiến khoa học, kỹ thuật cơng nghệ, qua gia tăng đầu không phụ thuộc vào số lượng tăng thêm đầu vào K L, mà tuỳ thuộc vào chất lượng yếu tố đầu vào (Vũ, 2017) Tại Việt Nam, khơng có khái niệm tên gọi thống TFP Căn vào chất TFP, nhóm tác giả sử dụng khái niệm tiếng Việt “năng suất nhân tố tổng hợp” Theo Nguyễn (2018), TFP phản ánh hiệu sử dụng yếu tố đầu vào trình sản xuất Seker & Saliola (2018) cho TFP thước đo quan trọng để đánh giá hiệu sử dụng yếu tố đầu vào báo quan trọng cho nhà hoạch định sách Có thể thấy rõ DN FDI chiếm ưu hiệu hoạt động (HQHĐ) so với DN nước Nền kinh tế ngày hội nhập DN nước phải chịu áp lực lớn cạnh tranh với DN FDI Việc hội nhập sâu rộng Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 138 (06/2021) thúc đẩy dòng thương mại Việt Nam nước, mà luồng dịch chuyển FDI vào Việt Nam Trong bối cảnh đó, tác động Cách mạng công nghiệp 4.0, nhiều sách thu hút FDI Việt Nam, HQHĐ DN nước tương quan với DN FDI có xu hướng thay đổi DN nước liệu có hội thu hẹp khoảng cách HQHĐ với DN FDI đến từ quốc gia ngành nào? Mặc dù có nhiều nghiên cứu TFP Việt Nam, chưa có nghiên cứu vận dụng TFP để so sánh HQHĐ khu vực DN nước DN FDI Tổng quan tình hình nghiên cứu Đánh giá HQHĐ cho biết lực DN việc sử dụng nguồn lực sẵn có để đạt mục tiêu Cho đến nay, có nhiều cơng cụ, mơ hình xây dựng nhằm đánh giá xác HQHĐ DN Về có hai phương pháp đánh giá HQHĐ DN Thứ nhất, HQHĐ DN đơn giản xác định hiệu số “kết đầu ra” “chi phí đầu vào” Tuy nhiên, phương pháp khơng thể sử dụng để so sánh hiệu sản xuất kinh doanh DN Thứ hai, HQHĐ DN xác định suất đo tỷ lệ “kết đầu ra” “chi phí đầu vào” (Phạm, 2004) Ngoài ra, tiêu suất cho biết hiệu việc kết hợp sử dụng tối ưu nguồn lực có, nhằm đạt mục tiêu kinh tế Nếu xét theo yếu tố đầu vào, suất chia thành suất lao động (PK) suất vốn (PL) Tuy nhiên, TFP cho phản ánh tốt HQHĐ so với PK PL, tiêu thể khả cải thiện suất chung mà không phụ thuộc vào yếu tố đầu vào K L (Nguyễn, 2018) Nhiều nghiên cứu TFP thực giới Việt Nam Số nghiên cứu tập trung xây dựng phương pháp ước lượng TFP Gal (2013) nghiên cứu phương pháp đo lường TFP mức độ DN; Tăng (2005) đưa phương pháp tính ứng dụng tốc độ tăng TFP; Lê (2005) trình bày việc áp dụng hàm sản xuất Cobb-Douglas để đo hiệu sản xuất Những nghiên cứu đóng góp tảng quan trọng cho phương pháp ước lượng TFP Tuy nhiên, khơng có phương pháp thống để tính TFP cách xác Hiện có hai phương pháp sử dụng phổ biến nhất: Phương pháp thứ nhất, cơng thức tính tốc độ tăng TFP theo phương pháp hạch toán Tổ chức Năng suất Châu Á đưa có dạng: gTFP=gY - {αgK+βgL}, với gTFP tốc độ tăng TFP; gY tốc độ tăng đầu (giá trị gia tăng); gK tốc độ tăng vốn cố định; gL tốc độ tăng lao động; α β hệ số đóng góp vốn cố định lao động, β = (Thu nhập người lao động từ sản xuất)/GDP với thu nhập người lao động từ sản suất toàn tiền lương khoản thu nhập khác lương từ sản xuất; hệ số α = - β Nhược điểm phương pháp khơng thể xác định thu nhập ngồi lương từ sản xuất người lao động, nên dễ dẫn đến kết sai lệch α β Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 138 (06/2021) Phương pháp thứ hai sử dụng hàm sản xuất Cobb-Douglas Ưu điểm phương pháp hạch toán hệ số α β tính cho năm liệu sử dụng tính tốn không thiết phải liên tục nhiều năm Tuy nhiên, nghiên cứu thực nghiệm, sử dụng hàm sản xuất Cobb-Douglas phổ biến hơn, dễ ứng dụng, ước lượng phản ánh xu sản xuất áp dụng cho cấp quốc gia, cấp ngành cho DN (Lê, 2005) Phần lớn nghiên cứu TFP đề cập đến tốc độ tăng trưởng TFP đóng góp TFP vào tăng trưởng kinh tế Nguyễn (2016) nghiên cứu yếu tố đóng góp vào tăng trưởng kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh (TP HCM) giai đoạn 2006-2010 2011-2015 Bằng cách áp dụng mơ hình Solow (1956) với bảng cân đối liên ngành I/O (Input-Output table), kết cho thấy TFP đóng góp vào tăng trưởng kinh tế TP HCM giai đoạn sau cao giai đoạn trước rút ngắn khoảng cách biệt so với yếu tố vốn Đỗ & Nguyễn (2017) nghiên cứu đóng góp TFP tăng trưởng kinh tế tỉnh Kiên Giang giai đoạn 2001-2015 Theo đó, chuỗi liệu thời gian sử dụng để ước lượng hàm sản xuất Cobb-Douglas phương pháp bình phương nhỏ (OLS) Kết cho thấy tăng trưởng TFP tỉnh Kiên Giang giai đoạn 2001-2015 0,11%/năm, tăng trưởng TFP giai đoạn 2001-2005, 2006-2010, 2011-2015 1,85%/năm; -4,1%/năm 2,55%/năm; đồng thời tỷ trọng đóng góp TFP tăng trưởng kinh tế Tỉnh 13,21%; -36,55% 25,63% Nghiên cứu giá trị âm tăng trưởng TFP Điều giải thích tăng trưởng tỉnh Kiên Giang thời kỳ chủ yếu dựa vào vốn đầu tư cao, dẫn đến lấn át hồn tồn đóng góp TFP lao động Đặng & Võ (2011) phân tích ảnh hưởng vốn, lao động TFP đến tăng trưởng TP Cần Thơ từ cách tiếp cận TFP Bằng phương pháp hạch toán, nghiên cứu yếu tố vốn động lực cho tăng trưởng GDP thành phố giai đoạn trước năm 2004, thành phần TFP khơng có đóng góp cho tăng trưởng thời kỳ Tuy nhiên, giai đoạn 2004-2007, thành phần TFP ngày khẳng định vai trị đóng góp quan trọng vào tăng trưởng kinh tế, ngược lại đóng góp vốn ngày giảm Ở phạm vi ngành, Nguyễn & Nguyễn (2017) sử dụng số liệu điều tra gồm 2.000 DN Viện Năng suất Việt Nam giai đoạn 2010-2014, nhằm nghiên cứu đóng góp TFP vào tăng trưởng số ngành công nghiệp chế biến chế tạo Hàm sản xuất Cobb-Douglas sử dụng để ước lượng TFP Tuy nhiên, với lo ngại vấn đề biến nội sinh mơ hình ước lượng hàm sản xuất phương pháp OLS, nghiên cứu dùng kỹ thuật bán tham số Olley & Pakes (1996) đề xuất cải biên Levinshon & Petrin (2003) Kết thu đóng góp TFP vào tăng trưởng đầu chung cho mẫu ngành giai đoạn nghiên cứu 1,82%; riêng cho ngành gồm: sản xuất da sản phẩm liên quan; sản xuất Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 138 (06/2021) hóa chất; sản xuất trang phục; dệt; chế biến thực phẩm sản xuất sản phẩm từ cao su plastic tương ứng 2,9%; 2,3%; 2,1%; 1,74%; 1,34% 0,98% Vì vai trị quan trọng TFP tăng trưởng kinh tế, việc xác định nhân tố ảnh hưởng đến TFP thu hút quan tâm nhiều học giả nhà nghiên cứu Võ & cộng (2017) nghiên cứu tác động chất lượng nguồn lực đến TFP DN nước nhằm tìm yếu tố tác động đến TFP giúp DN có định đầu tư phù hợp để nâng cao sản lượng Nhóm tác giả sử dụng liệu chéo trích từ liệu điều tra DN Việt Nam Ngân hàng Thế giới năm 2009 năm 2015 ước lượng mơ hình tăng trưởng Solow (1956) theo hàm sản xuất Cobb-Douglas phương pháp OLS Nghiên cứu đưa chứng thực tiễn cho thấy yếu tố chất lượng nguồn lực có mối quan hệ đồng biến với TFP đóng vai trò ngày quan trọng tăng sản lượng Nghiên cứu Jajri (2007) nhân tố định tăng tưởng TFP Malaysia giai đoạn 1971-2004 nhấn mạnh cần thiết việc sử dụng hiệu nguồn lực người thị trường lao động tăng số lượng nhân cơng có tay nghề cao để tăng suất Mai & cộng (2019) sử dụng liệu mảng gồm 420 DN lĩnh vực nông nghiệp giai đoạn 2000-2009 ước lượng hàm sản xuất Cobb-Douglas mơ hình tác động cố định (FEM) để từ ước lượng TFP phân tích nhân tố tác động đến TFP ngành nông nghiệp Đây số nghiên cứu Việt Nam TFP sử dụng phương pháp ước lượng OLS Nghiên cứu yếu tố định TFP quy mô DN, số năm hoạt động DN, khả tiếp cận Internet khoản vay ngân hàng Dương & cộng (2013) nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến TFP ngành công nghiệp TP HCM, bao gồm: công nghiệp thực phẩm đồ uống, dệt may, hóa chất, điện tử viễn thơng, vật liệu xây dựng khí Dữ liệu 15.000 DN sản xuất địa bàn TP HCM giai đoạn 2000-2009 phân tích để tính TFP Kết cho thấy mức độ quan tâm DN đến môi trường quy mô DN có ảnh hưởng tích cực đến TFP Ngược lại, gánh nặng thuế hàm lượng sử dụng vốn ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng TFP; đó, HQHĐ DN nước ngành (được đo thị phần DN ngành) mức độ tập trung ngành không ảnh hưởng đến TFP ngành Saliola & Seker (2011) sử dụng số liệu vi mô ngành công nghiệp sản xuất 80 quốc gia phát triển thực phân tích so sánh TFP DN quốc gia, ngành khác thông qua so sánh mức suất trung bình Kết cho thấy Moldova, Nicaragua, Ethiopia Indonesia có giá trị TFP trung bình cao số quốc gia khảo sát Brazil xem nước có TFP trung bình cao số nước khảo sát ngành may mặc hóa chất Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 138 (06/2021) Tại Việt Nam, TFP thường đề cập phân tích Báo cáo tình hình kinh tế - xã hội Tổng cục Thống kê; Báo cáo suất Việt Nam Viện Năng suất Việt Nam biên soạn Theo Tổng cục Thống kê (2018), chất lượng tăng trưởng kinh tế Việt Nam cải thiện Năm 2018, TFP đóng góp 43,50% vào tăng trưởng GDP, đóng góp TFP bình qn năm 2016-2018 đạt 43,29% cao nhiều so với mức bình quân 33,58% giai đoạn 2011-2015 Như vậy, thấy, với vai trò thành phần quan trọng tăng trưởng kinh tế Việt Nam, TFP ngày thu hút quan tâm nhà nghiên cứu Tuy nhiên, việc vận dụng TFP để phân tích so sánh HQHĐ DN nước với DN FDI chưa triển khai nghiên cứu khó khăn thu thập liệu đủ lớn Trong Việt Nam thực sách nhằm nâng cao lực cạnh tranh phát triển bền vững khối DN nước (Chính phủ, 2016), việc so sánh HQHĐ DN Việt Nam tương quan với DN FDI có nhiều ý nghĩa thiết thực Chính vậy, nghiên cứu cố gắng trả lời câu hỏi nêu đoạn cuối phần Mở đầu bổ sung vào khoảng trống nghiên cứu Phương pháp nghiên cứu 3.1 Dữ liệu nghiên cứu Các biến số nguồn liệu 207.168 DN Việt Nam giai đoạn 2015-2018 thu thập từ Bureau van Dijk (2020), Tổ chức Lao động Quốc tế (2020) (Bảng 1) Bảng Bảng mô tả biến số sử dụng Kí hiệu biến số KFT KFI K L Wage PL DEP Tài sản cố định hữu hình Tài sản cố định vơ hình Vốn Lao động Lương Lợi nhuận Khấu hao Tax Thuế IntPaid Tiền lãi vay phải trả VA Giá trị gia tăng Tên đầy đủ biến số Đơn vị Giải thích Triệu đồng Triệu đồng Triệu đồng K = KFT + KFI Số người Số nhân công Triệu đồng Triệu đồng Triệu đồng Tất thuế trả Triệu đồng DN kỳ kế toán Triệu đồng VA = Thuế + lợi nhuận + chi phí nhân cơng Triệu đồng (Wage*L) + khấu hao + lãi vay Nguồn Orbis Orbis Orbis Orbis ILOSTAT Orbis Orbis Orbis Orbis Orbis Nguồn: Tổng hợp nhóm tác giả Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 138 (06/2021) 3.2 Phương pháp ước lượng TFP Với ưu điểm kể trên, phương pháp sử dụng hàm sản xuất Cobb-Douglas phù hợp với mục tiêu nghiên cứu viết Đây lựa chọn phổ biến nhiều tác giả nước nghiên cứu TFP, Võ & cộng (2017), Mai & cộng (2019), Đỗ & Nguyễn (2017), Nguyễn & Nguyễn (2017), Arısoy (2012), Gamage & Kankanamge (2013), Seker & Saliola (2018) Hàm sản xuất Cobb-Douglas vận dụng sau: (1) Yit giá trị gia tăng DN i năm t; Ait TFP DN i năm t; Kit trữ lượng vốn DN i năm t; Lit số lao động DN i năm t; α hệ số co giãn đầu theo vốn; β hệ số co giãn đầu theo lao động Các hệ số α, β xác định cách ước lượng mơ hình hồi quy kinh tế lượng thành lập từ phương trình (1) có dạng: LnYit = φ0 + αLnKit + βLnLit + ϑit (2) Trong đó: LnYit, LnAit, LnKit, LnLit kết phép lấy logarit tự nhiên vế phương trình LnAit=φ0+ϑit với φ0 số, ϑit thành phần nhiễu HQHĐ DN định nghĩa theo phương trình: (3) Mơ hình áp dụng phương pháp ước lượng gồm: phương pháp bình phương nhỏ thơng thường (OLS); mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM); mơ hình tác động cố định (FEM), sau chọn mơ hình phù hợp để xác định hệ số α, β tính mức độ hiệu Đồng thời, mơ hình REM FEM biến giả cho năm 2015, 2016, 2017, 2018 dùng để đánh giá ảnh hưởng thời gian HQHĐ Theo McGovern (2012), lệnh testparm Stata sử dụng để kiểm định xem hệ số hồi quy có đồng thời “0” 3.3 Phương pháp so sánh HQHĐ DN nước DN FDI Để phân tích HQHĐ DN FDI DN nước, phương pháp t.test áp dụng cho phạm vi toàn ngành riêng cho ngành C G Giả thuyết kiểm định áp dụng cho kiểm định t.test H0: δt=0, δt=μtddi-μtfdi; μtddi trung bình độ hiệu DN Việt Nam năm t, μtfdi trung bình độ hiệu DN FDI năm t Giả thuyết đối gồm có Ha:δt< 0; Ha:δt !=0; Ha:δt>0 Vì DN FDI thường đánh giá có nhiều lợi cơng nghệ, trình độ quản lý đại nên kỳ vọng có độ hiệu cao DN Việt Nam, H0: δt=0 kỳ vọng bị bác bỏ Tuy nhiên, nghiên cứu mong đợi chứng từ kết t.test cho thấy δt>0 có ý nghĩa thống kê, nói mức hiệu trung bình DN Việt Nam vượt qua mức hiệu trung bình DN FDI năm t Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 138 (06/2021) Cơ sở định bác bỏ giả thuyết H0 giá trị p_value tương ứng với kiểm định không vượt mức ý nghĩa 1% Bảng Mô tả giả thuyết kiểm định giá trị P_value Giả thuyết Giá trị thống kê t quan sát P_value Pr(T|t|) Pr(T>t) Nguồn: Tổng hợp nhóm tác giả Trong sfdi, sddi độ lệch chuẩn độ hiệu DN FDI độ hiệu DN Việt Nam; nfdi, nddi số quan sát tương ứng Giá trị thống kê t tính với giả định có khác phương sai độ hiệu hai khu vực DN Kiểm định t.test cho biết khác mức hiệu trung bình khu vực DN nước khu vực DN FDI năm giai đoạn nghiên cứu mà không xét đến yếu tố quy mô DN Tuy nhiên, khác biệt mức độ hiệu cịn phụ thuộc vào quy mô DN xét theo yếu tố K L Để phân tích sâu vấn đề này, tác giả thực phân chia DN thành nhóm (Class) dựa vào phân vị 10%, 20%, 30%, 40%, 50%, 60%, 70%, 80% 90% theo K L, nhằm đảm bảo DN xếp vào nhóm có quy mơ Khi định nghĩa |∆ijt = ∂ijtfdi - μjtddi, với ∂ijtfdi hiệu DN FDI thứ i thuộc nhóm j (j=0;99) năm t; μjtddi hiệu trung bình DN nước xếp nhóm j Kết xu hướng bắt kịp HQHĐ DN nước DN FDI thể biểu đồ phân tán biến ∆ijt năm 2015 2018 Nếu ∆ijt0 năm t cho thấy DN FDI lấn át DN Việt Nam độ hiệu Tập hợp điểm (∆ij2015; ∆ij2018) đồ thị phân tán phân tích theo đặc điểm góc phần tư chứa chúng Để thuận tiện cho phân tích, góc phần tư hệ tọa độ gọi vùng (hiệu quả) đánh số từ I đến IV theo chiều ngược kim đồng hồ Vùng hiệu I góc phần tư thứ bao gồm điểm có hồnh độ ∆ij2015 tung độ ∆ij2018 dương, ký hiệu I (+, +) Tương tự vùng lại II (-, +), III (-, -) IV (+, -) Nếu ∆ijt tăng năm 2015 năm 2018 (∆ ij2018>∆ij2015), nghĩa DN nước bị bỏ lại phía sau DN FDI; ngược lại ∆ijt giảm năm 2015 năm 2018, chứng cho thấy hiệu ứng đuổi kịp DN nước DN FDI độ hiệu xét quy mơ Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 138 (06/2021) Các giá trị |δt| = |μtddi - μtfdi| |∆ijt| = |∂ijtfdi - μjtddi| sử dụng nhằm phản ánh khoảng cách độ hiệu DN FDI DN nước Các giá trị lớn cho biết chênh lệch lớn độ hiệu hai khu vực DN Kết nghiên cứu thảo luận 4.1 Mô tả thống kê Theo mẫu liệu, giai đoạn 2015-2018, DN FDI Việt Nam đến từ 49 quốc gia vùng lãnh thổ Biểu đồ Bảng cho thấy Nhật Bản đứng đầu số lượng DN, chiếm 32,84% tổng số DN FDI Việt Nam Vị trí thứ hai thứ ba Hàn Quốc (12,54%) Đài Loan (9,57%) Thái Lan, Hoa Kỳ, Singapore, Trung Quốc, Đức… có tương đối nhiều DN FDI hoạt động Việt Nam Số DN FDI đến từ 36 quốc gia cịn lại khơng đáng kể (chiếm 12,96%) DN FDI đến từ khu vực ASEAN chiếm 13,12% EU chiếm 11,72% Biểu đồ Tỷ lệ doanh nghiệp FDI Việt Nam theo quốc gia giai đoạn 2015-2018 Nguồn: Kết tổng hợp nhóm tác giả Bảng thống kê số lượng DN FDI DN nước theo mã ngành giai đoạn 2015-2018 Các ngành Bảng thuộc hệ thống ngành Việt Nam (Thủ tướng Chính phủ, 2018): (A) Nơng nghiệp, lâm nghiệp thủy sản; (B) Khai khống; (C) Cơng nghiệp chế biến, chế tạo; (D) Sản xuất phân phối điện, khí đốt, nước nóng, nước điều hịa khơng khí; (E) Cung cấp nước; hoạt động quản lý xử Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 138 (06/2021) lý rác thải, nước thải; (F) Xây dựng; (G) Bán buôn bán lẻ; sửa chữa tơ, mơ tơ, xe máy xe có động khác; (H) Vận tải, kho bãi; (I) Dịch vụ lưu trú ăn uống; (J) Thông tin truyền thơng; (K) Hoạt động tài chính, ngân hàng bảo hiểm; (L) Hoạt động kinh doanh bất động sản; (M) Hoạt động chuyên môn, khoa học công nghệ; (N) Hoạt động hành dịch vụ hỗ trợ; (O) Hoạt động Đảng Cộng sản, tổ chức trị - xã hội; quản lý Nhà nước, an ninh quốc phòng; đảm bảo xã hội bắt buộc; (P) Giáo dục đào tạo; (Q) Y tế hoạt động trợ giúp xã hội; (R) Nghệ thuật, vui chơi giải trí; (S) Hoạt động dịch vụ khác; (T) Hoạt động làm thuê công việc hộ gia đình, sản xuất sản phẩm vật chất dịch vụ tự tiêu dùng hộ gia đình Bảng cho thấy mức độ tập trung DN cao ngành G; thứ ngành C ngành F, M K Tuy nhiên, mức độ tập trung DN vào ngành có khác biệt khu vực DN FDI khu vực DN nước Trong DN nước tập trung nhiều vào ngành G, ngành C; xu hướng lại ngược lại DN FDI Theo cách phân loại quy mô DN OECD (2020), kết thống kê từ liệu cho thấy 98% DN nước thuộc nhóm SME; nửa số DN FDI Việt Nam SME (năm 2015 tỷ lệ 54,28%, năm 2018 62,41%) 4.2 Kết ước lượng hàm sản xuất Kiểm định F lựa chọn mơ hình phù hợp OLS FEM cho giá trị p_value 0.0000, nên mơ hình FEM ưu tiên lựa chọn Tương tự, kiểm định Breusch-Pagan lựa chọn mơ hình OLS REM cho giá trị p_value 0.0000, nên mơ hình REM ưu tiên lựa chọn Kiểm định Hausman cho giá trị p_value 0.0000, mơ hình FEM chứng tỏ phù hợp Tuy nhiên, kiểm định Wald cho biết mơ hình FEM gặp vấn đề phương sai sai số thay đổi (heteroskedasticity), điều dẫn đến sai lệch ước tính sai số chuẩn hệ số hồi quy, giải pháp khắc phục vấn đề sử dụng sai số chuẩn mạnh (“robust” standard errors) Kết Bảng cho thấy tất hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê mức 1%, kiểm định testparm cho biết hiệu ứng theo thời gian mơ hình có ý nghĩa thống kê mức 1% Đồng thời, kết ước lượng cho thấy sai số chuẩn hệ số hồi quy bé Kết ước lượng mơ hình thu hệ số α 0,0475; hệ số β 0,588 Vì α + β < nên DN mẫu có hiệu suất giảm theo quy mô Hệ số hồi quy biến year năm 2016, 2017 2018 có độ lớn tăng dần, cho thấy trung bình mức độ hiệu DN có xu hướng cải thiện theo thời gian có tăng đáng kể năm 2018 10 Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 138 (06/2021) Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 138 (06/2021) 11 Hà Lan 2557 10 2546 41755 658 1015 1 D 1270 1 E 36680 32 1 1 12 F 67745 166 17 1 12 20 34 13 38 48 G 5860 62 1 4 14 25 H 7854 18 1 1 3 2591 38 1 2 20 J 10330 59 2 3 1 23 K 3486 29 1 1 3 10 L 15011 93 13 4 4 13 20 32 M 6003 36 1 1 1 19 N 196 O 142 1 P 51 1 Q 779 2 R 79 1 S T 205957 1212 89 11 11 13 14 19 24 25 25 29 31 36 37 46 68 68 116 142 152 159 398 Tổng Chú thích: * Kết dịng “Tổng” không bao gồm số doanh nghiệp FDI theo khu vực ASEAN EU Nguồn: Kết tổng hợp nhóm tác giả Việt Nam Tổng* 37 Thụy Sĩ 31 quốc gia lại Đan Mạch Vương quốc Anh 13 Quần đảo Cayman Quần đảo Virgin (Anh) 18 Hồng Kông 11 Pháp Ý 14 Malaysia 10 Đức 28 Trung Quốc 19 Singapore 39 93 50 101 81 204 34 Thái Lan 1 Mỹ 1 Đài Loan Liên minh Châu Âu (EU) Hàn Quốc ASEAN Nhật Bản C I B Vùng lãnh thổ A Ngành Quốc gia/ Bảng Thống kê số lượng doanh nghiệp FDI số lượng doanh nghiệp nước theo mã ngành giai đoạn 2015-2018 Bảng Kết hồi quy mơ hình Hệ số chặn lnK lnL OLS 9,5296*** (0,0076) 0,1568*** (0,006) 0,8648*** (0,011) FEM 11,5218*** (0,0211) 0,0475*** (0,0013) 0,5880*** (0,0049) REM 9,8568*** (0,0095) 0,1234*** (0,0007) 0,8710*** (0,0015) ROBUST-FEM 11,5218*** (0,0336) 0,0475*** (0,0018) 0,5880*** (0,0109) 523.248 0,6519 Prob > F 0,0000 0,1006*** (0,0022) 0,1283*** (0,0022) 0,2251*** (0,0026) 523.248 0,6584 Prob > F 0,0000 0,0870*** (0,0021) 0,1064*** (0,0021) 0,1835*** (0,0024) 523.248 0,6690 Prob > chi2 0,0000 0,1006*** (0,0021) 0,1283*** (0,0023) 0,2251*** (0,0028) 523.248 0,6584 Prob > F 0,0000 Năm 2016 2017 2018 Số quan sát R_squares Chú thích: *** hệ số hồi quy có ý nghĩa mức 1%; sai số chuẩn hệ số hồi quy đặt dấu ngoặc đơn Nguồn: Kết tổng hợp nhóm tác giả 4.3 Phân tích so sánh hiệu hoạt động doanh nghiệp FDI doanh nghiệp nước Kết t.test trình bày Bảng cho thấy tất δt0, đồng thời cho thấy tỷ lệ ∆ijt∆ij 2015, cho biết khoảng cách hiệu DN FDI DN nước có xu hướng tăng lên từ năm 2015 đến 2018 Tuy nhiên, tín hiệu tốt từ điểm nằm đường 45ᴼ ∆ij 2018 F 0,0000 0,1179*** (0,0038) 0,1589*** (0,0041) 0,2646*** (0,0049) 175.977 0,5149 Prob > F 0,0000 Năm 2016 2017 2018 Số quan sát R² Chú thích: *** hệ số hồi quy có ý nghĩa mức 1%; sai số chuẩn hệ số hồi quy đặt dấu ngoặc đơn Nguồn: Kết tổng hợp nhóm tác giả 4.4.2 Ngành C Phân tích ngành C cho kết tương đồng phân tích cho tồn ngành Kết t.test Bảng cho thấy hiệu DN FDI cao DN nước Đồng thời, Biểu đồ cho thấy khoảng cách hiệu DN nước DN FDI đến từ khu vực ASEAN EU rút ngắn; khoảng cách lại lớn năm 2018 so sánh với DN FDI đến từ Nhật Bản, Hàn Quốc Đài Loan Biểu đồ Bảng 10 cho thấy bên cạnh việc có nhiều DN FDI ngày bỏ xa DN Việt Nam mức hiệu quả, có nhiều DN nước bắt kịp, chí vượt hiệu DN FDI giai đoạn 2015-2018 Hơn nữa, tỷ lệ DN FDI có xu hướng bị đuổi kịp DN Việt Nam mức cao ngành C (chiếm đến 37,5%) so với tỷ lệ phân tích tồn ngành (chiếm 34,4%) Do tỷ lệ DN FDI bị DN Việt Nam vượt qua mức hiệu cao ngành (chiếm 8,51%); cụ thể 204 DN FDI từ Nhật, 12 DN có hiệu (chiếm 5,88%); DN FDI từ Hàn Quốc, Đài Loan Trung Quốc, tỷ lệ cao 7,92%; 11,83% 10,71% Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 138 (06/2021) 17 Bảng Kết t.test cho ngành C 2015 δC t.statistic * Tất FDI -2,2163 -33,4167 Nhật Bản -1,8236* -12,9254 Hàn Quốc -2,1605* -13,8882 Đài Loan -2,3018* -16,5836 ASEAN -2,2504* -13,7116 EU -2,7505* -10,008 2016 δC t.statistic * -2,1348 -35,4920 -2,0352* -20,7003 -1,9941* -13,0346 -1,9048* -15,8354 -2,3646* -11,5158 -2,5605* -10,2325 2017 δC t.statistic * -2,0575 -29,4742 -2,0550* -17,5275 -1,9793* -9,4799 -1,7106* -11,0436 -2,1192* -10,8519 -2,6011* -11,8594 2018 δC t.statistic * -2,1780 -30,7603 -2,3739* -24,1024 -2,2180* -10,6510 -1,9529* -15,2839 -1,8410* -9,1448 -2,1653* -5,8134 Chú thích: * Giả thiết H0 bị bác bỏ mức ý nghĩa 1% Nguồn: Kết tổng hợp nhóm tác giả Biểu đồ Mô tả biến δCt ngành C Nguồn: Kết tổng hợp nhóm tác giả Biểu đồ Mô tả tương quan biến ∆ijt ngành C năm 2015 2018 Nguồn: Kết tổng hợp nhóm tác giả 18 Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 138 (06/2021) Bảng 10 Mô tả số lượng doanh nghiệp FDI ngành C theo vùng hiệu Quốc gia/ Vùng lãnh thổ Nhật Bản Hàn Quốc Đài Loan Thái Lan Hoa Kỳ Trung Quốc Singapore Hồng Kông Malaysia Quần đảo Cayman Pháp Đức Vương quốc Anh Hà Lan Ý Đan Mạch Ấn Độ Quần đảo Virgin (Anh) 18 quốc gia khác Tổng Tỷ lệ (%) I 166 83 73 30 27 23 13 15 12 10 5 30 534 81,1550 II 24 2 2 Vùng hiệu III 1 IV 12 11 3 1 1 1 60 9,1185 1,2158 56 8,5106 Tổng 204 101 93 39 34 28 19 18 14 13 11 10 5 36 658 Nguồn: Kết tổng hợp nhóm tác giả 4.4.3 Ngành G Kết t.test cho ngành G trình bày Bảng 11 cho thấy khác biệt với kết t.test trước đó, giá trị δG>0 năm 2015 2016, nghĩa trung bình mức hiệu DN Việt Nam lớn trung bình DN FDI đến từ Đài Loan, nhiên kết kiểm định t.test khơng có ý nghĩa thống kê mức 1% Biểu đồ cho thấy khoảng cách hiệu DN FDI DN nước trì ổn định, ngoại trừ khoảng cách có xu hướng lớn DN FDI đến từ Đài Loan Biểu đồ cho thấy điểm khác biệt ngành G so với ngành C điểm phân tán ngành G thuộc vùng III tỷ lệ DN FDI bị bắt kịp DN nước hiệu thấp nhiều (chỉ chiếm khoảng 28,92%) Do đó, Bảng 12 cho thấy có 4,22% DN FDI có hiệu thấp DN nước Như vậy, DN nước có nhiều lợi hiệu với DN FDI ngành C so với ngành G Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 138 (06/2021) 19 Bảng 11 Kết t.test ngành G 2015 δG t.statistic * Tất FDI -2,3050 -13,7852 Nhật Bản -2,0684* -6,7977 Hàn Quốc -0,8527 -1,7993 Đài Loan 0,0313 0,0573 * ASEAN -2,5856 -8,5626 * EU -2,6645 -8,0486 2016 δG t.statistic * -2,4061 -15,7508 -2,0164* -8,4738 * -2,7714 -7,0300 0,2353 0,3129 * -2,5817 -8,8358 * -3,3396 -13,7490 2017 δG t.statistic * -2,2807 -16,2174 -1,7693* -6,0814 -2,5728* -10,6229 -0,4296 -0,6931 -2,4826* -8,0424 -2,8404* -12,5802 2018 δG t.statistic * -2,2608 -17,7371 -1,9166* -6,7215 -2,4396* -7,2125 -2,1275 -2,7260 -2,3428* -9,7569 -2,5325* -9,9446 Nguồn: Kết tổng hợp nhóm tác giả Biểu đồ Mô tả biến δGt cho ngành G Nguồn: Kết tổng hợp nhóm tác giả Biểu đồ Mô tả tương quan biến ∆ ijt ngành G năm 2015 2018 Nguồn: Kết tổng hợp nhóm tác giả 20 Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 138 (06/2021) Bảng 12 Mô tả số lượng doanh nghiệp FDI ngành G theo vùng hiệu Quốc gia/ Vùng lãnh thổ Nhật Bản Thái Lan Hàn Quốc Đức Malaysia Hoa Kỳ Singapore Đài Loan Pháp Trung Quốc Đan Mạch Quần đảo Cayman Thụy Điển 17 quốc gia khác Tổng Tỷ lệ (%) I 44 18 10 12 9 3 22 150 90,3614 Vùng hiệu II III IV 1 2 1 5,4217 0 0 4,2169 Tổng 48 20 13 12 9 4 3 23 166 Nguồn: Kết tổng hợp nhóm tác giả Kết luận hàm ý sách Kết nghiên cứu viết ra: (i) DN nước có xu hướng theo kịp DN FDI HQHĐ, tỷ lệ DN FDI bị đuổi kịp ngành C cao ngành G; (ii) Một phần DN nước có HQHĐ cao DN FDI giai đoạn 2015-2018; (iii) Khoảng cách hiệu trung bình DN nước DN FDI đến từ khu vực ASEAN EU dường thu hẹp, ngành C điển hình phản ánh rõ xu hướng giai đoạn nghiên cứu Những kết luận sở tham khảo thực tế cho nhà hoạch định sách Từ đó, nghiên cứu đưa số khuyến nghị sách cho Việt Nam nhằm nâng cao hiệu DN nước, tạo nội lực tăng trưởng quốc gia đảm bảo hiệu mơ hình tăng tưởng theo chiều sâu thời kỳ gồm: (i) Tranh thủ thu hút vốn FDI thực cách có chọn lọc, ưu tiên gắn liền với chuyển giao công nghệ; (ii) Nâng cao hiệu thực thi sách hỗ trợ phát triển SME; (iii) Ưu tiên nghiên cứu, phát triển, ứng dụng khoa học công nghệ đổi sáng tạo; (iv) Phát triển nguồn nhân lực chất lượng cao; (v) Cơ cấu kinh tế theo hướng nâng cao suất sức cạnh tranh đặc biệt ngành cho thấy DN nước khai thác tốt lợi thế, với ngành C Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 138 (06/2021) 21 G, ưu tiên phát triển ngành C; (vi) Khơng ngừng cải thiện môi trường kinh doanh môi trường đầu tư Cuối cùng, hạn chế nguồn lực, nghiên cứu chưa yếu tố để cải thiện hiệu tương đối DN nước Đây hướng nghiên cứu nhóm tác giả Tài liệu tham khảo Arısoy, A (2012), “The impact of foreign direct investment on total factor productivity and economic growth in Turkey”, The Journal of Developing Areas, Vol 46 No 1, pp 17 - 29 Ban Chấp hành Trung ương (2016), Nghị số 05/NQ-TW ban hành ngày 01/11/2016 Bureau van Dijk (2020), “Bureau van Dijk – a Moody’s Analytics Company”, https://orbis.bvdinfo.com/, truy cập ngày 01/10/2020 Chính phủ (2001), Nghị định số 90/2001/NĐ-CP ban hành ngày 23/11/200 trợ giúp phát triển doanh nghiệp nhỏ vừa Chính phủ (2016), Nghị số 35/NQ-CP ban hành ngày 16/05/2016 hỗ trợ phát triển doanh nghiệp đến năm 2020 Đặng, H.T & Võ, T.D (2011), “Phân tích yếu tố tác động đến tăng trưởng thành phố Cần Thơ: cách tiếp cận tổng suất yếu tố”, Tạp chí Khoa học, Số 17, tr 120 - 129 Đỗ, V.X & Nguyễn, H.Đ (2017), “Đóng góp TFP tăng trưởng kinh tế tỉnh Kiên Giang giai đoạn 2001-2015”, Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ, Số 50D, tr - Dương, N.H., Lại, H.H., Nguyễn, H.N.H., Lê, T.H.G & Hứa, H.Y (2013), “Các yếu tố ảnh hưởng đến suất tổng hợp TFP: khảo sát ngành công nghiệp TP.HCM”, Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ, Quyển 16, Số Q2, tr 16 - 24 Gal, P.N (2013), “Measuring total factor productivity at the rm level using OECD-Orbis”, Economics Department, Working Papers No 1049, OECD Publishing, Paris Gamage, G.G.S.N & Kankanamge, A (2013), “Factors a ecting total factor productivity growth in Sri Lanka”, Modern Sri Lanka Studies, Vol No 1, pp - 21 Jajri, I (2007), “Determinants of total factor productivity growth In Malaysia”, Journal of Economic Cooperation, Vol 28 No 3, pp 41 - 58 Levinshon, J & Petrin, A (2003), “Estimating production function using inputs to controls for unobservable”, Review of Economic Studies, Vol 70 No 2, pp 317 - 341 Lê, V.D (2005), “Áp dụng hàm sản xuất Cobb-Douglass để đo hiệu sản xuất”, Thông tin Khoa học Thống kê, Số 6, tr 17 - 20 Mai, H.G., Trần D.X., Bui H.T & Mai T.Q (2019), “Total factor productivity of agricultural rms in Vietnam and its relevant determinants”, Economies, MDPI, Open Access Journal, Vol No 1, pp - 12 McGovern, M.E (2012), “A practical introduction to stata”, Harvard Center for Population and Development Studies Geary Institute and School of Economics, University College Dublin, https://scholar.harvard.edu/mcgovern//node/39045, truy cập ngày 20/12/2020 Nguyễn, Đ.T (2018), “Tăng trưởng suất lao động Việt Nam chuyển dần từ phụ thuộc vào cường độ vốn sang TFP”, Tạp chí Khoa học Cơng nghệ Việt Nam, Số 10, tr - 10 22 Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 138 (06/2021) Nguyễn, K.M & Nguyễn, T.L.H (2017), “Đóng góp tăng TFP vào tăng trưởng số ngành công nghiệp chế biến chế tạo: ước lượng từ số liệu điều tra doanh nghiệp”, Tạp chí Khoa học Công nghệ Việt Nam, Quyển 13, Số 2, tr 53 - 58 Nguyễn, T.C (2016), “Các yếu tố đóng góp vào tăng trưởng kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh”, Tạp chí Phát triển kinh tế, Tập 3, Số 27, tr - 24 OECD (2020), “Enterprises by business size (indicator)”, https://www.oecd-ilibrary.org/ industry-and-services/enterprises-by-business-size/indicator/english_31d5eeaf-en, truy cập ngày 24/12/2020 Olley, S & Pakes, A (1996), “The dynamics of productivity in the telecommunications equipment industry”, Econometrica, Vol 64 No 6, pp 1263 - 1297 Phạm, T.G (2004), Giáo trình phân tích hiệu hoạt động kinh doanh, NXB Thống kê, Hà Nội Saliola, F & Seker, M (2011), “Total factor productivity across the developing world”, World Bank, Working Paper, Enterprise Note Series, Vol 23, pp - Seker, M & Saliola, F (2018), “A cross-country analysis of total factor productivity using micro-level data”, Central Bank Review, Vol 18 No 1, pp 13 - 27 Solow, R (1956), “A Contribution to the theory of economic growth”, Quarterly Journal of Economics, Vol 70 No 1, pp 65 - 94 Tăng, V.K (2005), Tốc độ tăng suất nhân tố tổng hợp - phương pháp tính ứng dụng, NXB Thống kê, Hà Nội Thủ tướng Chính phủ (2018), Quyết định số 27/2018/QĐ-TTg ban hành ngày 06/07/2018 Hệ thống ngành kinh tế Việt Nam Tổ chức Lao động Quốc tế (2020), “Statistics and databases”, https://ilostat.ilo.org/data/, truy cập ngày 05/10/2020 Tổng cục Thống kê (2018), Báo cáo tình hình kinh tế - xã hội quý IV năm 2018, Số: 190/BC-TCTK, 27/12/2018 Tổng cục Thống kê (2019), Báo cáo tình hình kinh tế - xã hội quý IV năm 2019, Số: 209/BC-TCTK, 26/12/2019 Tổng cục Thống kê (2020), Báo cáo tình hình kinh tế - xã hội quý IV năm 2020, Số: 245/BC-TCTK, 27/12/2020 Võ, V.D., Phan, N.N.A., Nguyễn, X.T & Trần, Q.A (2017), “Tác động chất lượng nguồn lực đến suất tổng hợp doanh nghiệp Việt Nam”, Tạp chí Khoa học Đại học Quốc gia Hà Nội: Kinh tế Kinh doanh, Tập 33, Số 3, tr - 12 Vũ, T.O (2017), "Phân tích suất yếu tố tổng hợp sử dụng số Fare-Primont Nghiên cứu trường hợp Trung Quốc gợi ý cho Việt Nam", Tạp chí Kinh tế đối ngoại, Số 98, tr - 12 Tạp chí Quản lý Kinh tế quốc tế, số 138 (06/2021) 23 ... biết khoảng cách hiệu DN FDI ngày lớn DN nước bị bỏ xa DN FDI Vùng III cho thấy có DN FDI hoạt động Việt Nam có mức độ hiệu DN nước, tín hiệu tốt DN Việt Nam trì vượt trội số DN FDI hiệu giai đoạn... thương mại Việt Nam nước, mà luồng dịch chuyển FDI vào Việt Nam Trong bối cảnh đó, tác động Cách mạng cơng nghiệp 4.0, nhiều sách thu hút FDI Việt Nam, HQHĐ DN nước tương quan với DN FDI có xu... vào K L, mà tuỳ thuộc vào chất lượng yếu tố đầu vào (Vũ, 2017) Tại Việt Nam, khơng có khái niệm tên gọi thống TFP Căn vào chất TFP, nhóm tác giả sử dụng khái niệm tiếng Việt ? ?năng suất nhân tố