Đổi mới và năng suất của doanh nghiệp nhỏ và vừa ở việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH PHẠM TÂN PHONG ĐỞI MỚI VÀ NĂNG SUẤT CỦA DOANH NGHIỆP NHỎ VÀ VỪA Ở VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ HỌC TP HỒ CHÍ MINH – 2020 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH PHẠM TÂN PHONG ĐỔI MỚI VÀ NĂNG SUẤT CỦA DOANH NGHIỆP NHỎ VÀ VỪA Ở VIỆT NAM Chuyên ngành: Kinh tế học Mã số chuyên ngành: 60 31 01 01 Người hướng dẫn khoa học: GVHD: TS PHẠM THỊ BÍCH NGỌC TP HỒ CHÍ MINH – 2020 LỜI CAM ĐOAN Tôi cam đoan luận văn “Đổi suất: Minh chứng từ doanh nghiệp nhỏ vừa ở Việt Nam” nghiên cứu tơi Ngoại trừ tài liệu tham khảo trích dẫn luận văn này, tơi cam đoan tồn phần hay phần nhỏ luận văn chưa từng công bố sử dụng để nhận cấp ở nơi khác Khơng có sản phẩm/nghiên cứu người khác sử dụng luận văn mà khơng trích dẫn theo quy định Luận văn chưa nộp để nhận cấp Trường đại học Cơ sở đào tạo khác Thành phố Hồ Chí Minh, năm 2020 Người thực đề tài Phạm Tân Phong i LỜI CẢM ƠN Nghiên cứu luận văn tốt nghiệp thạc sĩ Trường Đại học Mở Thành Phố Hồ Chí Minh Đầu tiên, trình nghiên cứu, xin gửi lời cảm ơn chân thành đến TS Phạm Thị Bích Ngọc tận tình hướng dẫn cho tơi suốt q trình thực luận văn tốt nghiệp Thứ hai, xin gửi lời cảm ơn đến quý thầy cô Trường Đại Học Mở Thành Phố Hồ Chí Minh tuyền đạt kiến thức quý báu cho trình học cao học Sau xin gửi lời cảm ơn đến gia đình bạn học động viên, giúp đỡ suốt trình học cao học hoàn thành luận văn Xin trân trọng cảm ơn! Thành phố Hồ Chí Minh, năm 2020 Người thực đề tài Phạm Tân Phong ii TÓM TẮT Nghiên cứu thực với mục tiêu đóng góp chứng thực nghiệm về mối quan hệ đổi suất lao động doanh nghiệp nhỏ vừa ngành chế biến chế tạo ở Việt Nam giai đoạn 2005 - 2015 Trên sở lý thuyết về đổi suất doanh nghiệp, nghiên cứu tác động trình đầu vào đổi mới, chi tiêu R&D chi tiêu máy móc thiết bị, chuyển đổi thành đầu đổi mới, đổi sản phẩm, đổi công nghệ, đổi đồng thời (có đồng thời đổi sản phẩm đổi công nghệ) làm tăng suất lao động (giá trị gia tăng tổng số lao động) doanh nghiệp vừa nhỏ Việt Nam Kết nghiên cứu là: Chi tiêu đầu vào đổi gồm chi tiêu R&D chi tiêu máy móc thiết bị đều làm gia tăng xác suất đổi thành công, tức tăng xác suất DNNVV tiến hành đổi sản phẩm, đổi công nghệ, đổi đồng thời, chi tiêu cho máy móc thiết bị tác động đến xác suất đầu đổi cho ba loại đổi cao chi tiêu R&D Đối với đầu đổi với suất thì đổi sản phẩm đổi đồng thời (có đồng thời đổi sản phẩm đổi công nghệ) tác động tích cực tới suất lao động Kết đổi sản phẩm tương tự Griffith ctg (2006), Mairesse Robin (2008), Masso Vahter (2008), Azza López (2010) Kết đổi đồng thời tác động làm tăng suất lao động, có ý nghĩa thống kê, tương tự nghiên cứu Mairesse Robin (2008), Benavente (2006), Arza López (2010), Baumann Kritikos (2016), tác giả tìm tác động không mạnh đổi sản phẩm Đổi công nghệ không tác động, kết tương tự Hall (2011) Lööf Heshmati (2006), Janz ctg (2003) iii ABSTRACT The study is conducted with the aim of contributing empirical evidence on the relationship between innovation and labor productivity of small and medium-sized enterprises in manufacturing in Vietnam in the period 2005-2015 Enterprise innovation and productivity theories, studying the impact of innovation input processes, R&D spending and machinery and equipment spending, transformation into innovation outputs, product innovation, technology innovation, simultaneous innovation (with product innovation and technology innovation at the same time) increases labor productivity (value-added per total number of employees) of Vietnamese small and medium enterprises The research results are: Innovation input spending, including R&D and machinery-equipment expenditures both increases the probability of successful innovation, which means that SMEs undertake product innovation, technology innovation, and simultaneous innovation But spending on machinery impacts the probability of innovation output for all three types of innovation higher than R&D spending For output innovation with productivity, product innovation, and simultaneous innovation (with product innovation and technology innovation at the same time) have a positive impact on labor productivity Similar product innovation results by Griffith et al (2006), Mairesse and Robin (2008), Masso and Vahter (2008), Azza and López (2010) The results of simultaneous innovation increase labor productivity, which are statistically significant, similar to the research of Mairesse and Robin (2008), Benavente (2006), Arza and López (2010), Baumann and Kritikos (2016), but the author finds the impact is not as strong as product innovation Technology innovation does not impact, the results are similar to that of Hall (2011) and Lööf and Heshmati (2006), Janz et al (2003) iv MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN i LỜI CẢM ƠN ii TÓM TẮT iii DANH MỤC BẢNG viii DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT ix CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Ý nghĩa nghiên cứu 1.7 Kết cấu đề tài CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC 2.1 Cơ sở lý thuyết 2.1.1 Doanh nghiệp nhỏ vừa 2.1.2 Tổng quan về đổi doanh nghiệp 2.1.3 Hoạt động đổi suất 2.2 Các nghiên cứu trước 17 CHƯƠNG 3: DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 26 3.1 Dữ liệu nghiên cứu 26 3.2 Mô hình nghiên cứu 26 3.3 Định nghĩa đo lường biến mô hình nghiên cứu 33 3.4 Giả thuyết nghiên cứu 47 3.5 Phương pháp ước lượng 47 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 48 4.1 Thống kê mô tả phân tích liệu nghiên cứu 48 v 4.1.1 Thống kê mô tả suất lao động 50 4.1.2 Thống kê mô tả yếu tố khác liệu nghiên cứu 55 4.2 Ma trận hệ số tương quan 62 4.3 Kiểm tra đa cộng tuyến theo hệ số VIF 63 4.4 Kết ước lượng mô hình 64 4.4.1 Kết nhóm phương trình chi tiêu đổi - Đầu vào đổi 64 4.4.2 Kết phương trình sản xuất tri thức - Đầu đổi 70 4.4.3 Kết phương trình suất 75 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 81 5.1 Kết luận 81 5.2 Hàm ý chính sách 82 5.3 Hạn chế hướng nghiên cứu 83 TÀI LIỆU THAM KHẢO 85 PHỤ LỤC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 94 vi DANH MỤC HÌNH Hình 2.2: Mô hình hóa trình đổi ảnh hưởng đến suất 10 Hình 3.2: Mô hình hóa quy trình nghiên cứu 28 Hình 4.1: Tỷ lệ doanh nghiệp tham gia đổi 55 Hình 4.2: Tỷ lệ đổi phân theo loại đổi 56 Hình 4.3: Doanh nghiệp tham gia hoạt động thuê 57 Hình 4.4: Tỷ lệ doanh nghiệp xuất 57 Hình 4.5: Doanh nghiệp tham gia hiệp hội kinh doanh 59 Hình 4.6: Doanh nghiệp nhận trợ giúp chính phủ 59 Hình 4.7: Địa điểm kinh doanh DNNVV 60 Hình 4.8: Quy mô DNNVV phân theo số lượng lao động 61 Hình 4.9: Ngành nghề kinh doanh DNNVV 61 vii DANH MỤC BẢNG Bảng 2.1 Phân loại DNNVV theo quy mô lao động, doanh thu nguồn vốn Bảng 2.2: Các nghiên cứu trước 21 Bảng 3.2: Tóm tắt biến mô hình nghiên cứu 38 Bảng 4.1: Thống kê DNNVV qua năm 47 Bảng 4.2: Thống kê mô tả biến mơ hình 49 Bảng 4.3: Năng suất lao động phân theo loại đổi 51 Bảng 4.4: Năng suất lao động theo quy mô doanh nghiệp năm khảo sát 52 Bảng 4.5: Năng suất theo ngành nghề kinh doanh 53 Bảng 4.6: Ma trận hệ số tương quan 62 Bảng 4.7: Hệ số phóng đại phương sai VIF 63 Bảng 4.8: Kết hồi quy Heckman hai bước 65 Bảng 4.9: Kết hồi quy mô hình Probit 70 Bảng 4.10: Kết hồi quy FEM FGLS 76 viii -lnPRO 1.58 1.26 0.6340 0.3660 p_prod 6.23 2.50 0.1606 0.8394 p_proc 5.95 2.44 0.1681 0.8319 lnkl 1.44 1.20 0.6935 0.3065 _Ifirmsize_2 1.90 1.38 0.5258 0.4742 _Ifirmsize_3 1.31 1.14 0.7655 0.2345 _Isector_2 2.18 1.48 0.4582 0.5418 _Isector_3 1.90 1.38 0.5260 0.4740 _Isector_4 1.13 1.06 0.8885 0.1115 _Isector_5 1.07 1.04 0.9334 0.0666 _Isector_6 1.43 1.20 0.6978 0.3022 _Isector_7 2.45 1.56 0.4088 0.5912 _Isector_8 1.28 1.13 0.7789 0.2211 _Isector_9 2.18 1.48 0.4588 0.5412 -Mean VIF 2.29 Cond Eigenval Index 5.6477 1.0000 1.0944 2.2717 1.0257 2.3465 1.0088 2.3661 1.0024 2.3737 1.0003 2.3762 130 1.0000 2.3765 1.0000 2.3765 0.9428 2.4475 10 0.6908 2.8593 11 0.2621 4.6419 12 0.2439 4.8122 13 0.0348 12.7375 14 0.0276 14.3048 15 0.0186 17.4088 Condition Number 17.4088 Eigenvalues & Cond Index computed from scaled raw sscp (w/ intercept) Det(correlation matrix) 0.0320 *Phương pháp FGLS xi: xtgls lnPRO p_prod p_proc lnkl i.firmsize i.sector i.year i.firmsize _Ifirmsize_1-3 (naturally coded; _Ifirmsize_1 omitted) i.sector _Isector_1-9 (naturally coded; _Isector_1 omitted) i.year _Iyear_2005-2015 (naturally coded; _Iyear_2005 omitted) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: homoskedastic Correlation: no autocorrelation Estimated covariances = Number of obs = 14,977 Estimated autocorrelations = Number of groups = 4,940 = Estimated coefficients = 19 Obs per group: 131 Log likelihood = -15410.36 avg = 3.031781 max = Wald chi2(18) = 13387.02 Prob > chi2 = 0.0000 -lnPRO | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -p_prod | 1.442945 1168041 12.35 0.000 1.214013 1.671877 p_proc | 0085472 1472591 0.06 0.954 -.2800753 2971696 lnkl | 2434227 0044511 54.69 0.000 2346987 2521468 _Ifirmsize_2 | 101839 0198131 5.14 0.000 063006 1406719 _Ifirmsize_3 | 0476782 0478551 1.00 0.319 -.0461162 1414725 _Isector_2 | -.2701317 0347639 -7.77 0.000 -.3382677 -.2019956 _Isector_3 | -.2741253 0281081 -9.75 0.000 -.3292161 -.2190345 _Isector_4 | 0493306 0381349 1.29 0.196 -.0254124 1240736 _Isector_5 | 1441318 0408946 3.52 0.000 0639798 2242838 _Isector_6 | 0547496 0332478 1.65 0.100 -.0104149 1199141 _Isector_7 | -.0951056 0268322 -3.54 0.000 -.1476958 -.0425154 _Isector_8 | 0478883 0360328 1.33 0.184 -.0227347 1185113 _Isector_9 | -.2416483 0387884 -6.23 0.000 -.317672 -.1656245 _Iyear_2007 | 4025947 024856 16.20 0.000 3538779 4513115 _Iyear_2009 | 7415935 0265562 27.93 0.000 6895442 7936427 _Iyear_2011 | 1.038514 027799 37.36 0.000 9840293 1.092999 _Iyear_2013 | 1.555733 0425553 36.56 0.000 1.472326 1.63914 _Iyear_2015 | 1.463671 0323001 45.31 0.000 1.400364 1.526978 _cons | 9469448 0416849 22.72 0.000 8652439 1.028646 132 - est store fgls *Tác động đổi đồng thời lên suất lao động *Hồi quy Pool OLS xi: regress lnPRO p_innov lnkl i.firmsize i.sector i.year i.firmsize _Ifirmsize_1-3 (naturally coded; _Ifirmsize_1 omitted) i.sector _Isector_1-9 (naturally coded; _Isector_1 omitted) i.year _Iyear_2005-2015 (naturally coded; _Iyear_2005 omitted) Source | SS df MS -+ Number of obs = 14,977 F(17, 14959) = 762.33 Model | 6035.49361 17 355.029036 Prob > F = 0.0000 Residual | 6966.64721 14,959 465716104 R-squared = 0.4642 Adj R-squared = 0.4636 Root MSE = 68243 -+ -Total | 13002.1408 14,976 868198505 -lnPRO | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -p_innov | 1.017737 096982 10.49 0.000 8276404 1.207834 lnkl | 24721 0044778 55.21 0.000 2384328 2559871 _Ifirmsize_2 | 172754 0181748 9.51 0.000 1371293 2083788 _Ifirmsize_3 | 1409713 0455988 3.09 0.002 051592 2303506 _Isector_2 | 0309898 0205153 1.51 0.131 -.0092228 0712023 _Isector_3 | -.038403 0186134 -2.06 0.039 -.0748876 -.0019184 _Isector_4 | 2095926 0363898 5.76 0.000 1382641 2809211 _Isector_5 | 1886441 0410934 4.59 0.000 108096 2691922 133 _Isector_6 | 2652793 0267544 9.92 0.000 2128375 3177212 _Isector_7 | 1504471 0154693 9.73 0.000 1201253 1807689 _Isector_8 | 2565419 0309695 8.28 0.000 195838 3172459 _Isector_9 | 1304989 0215269 6.06 0.000 0883035 1726944 _Iyear_2007 | 2770088 0238562 11.61 0.000 2302477 3237699 _Iyear_2009 | 586799 025203 23.28 0.000 5373981 6361999 _Iyear_2011 | 8828192 0268989 32.82 0.000 8300941 9355443 _Iyear_2013 | 1.116501 0299335 37.30 0.000 1.057828 1.175174 _Iyear_2015 | 1.262306 0297368 42.45 0.000 1.204018 1.320594 _cons | 1.378247 0299348 46.04 0.000 1.319571 1.436922 - est store pool1 *Hồi quy theo phương pháp FEM xi: xtreg lnPRO p_innov lnkl i.firmsize i.sector i.year, fe i.firmsize _Ifirmsize_1-3 (naturally coded; _Ifirmsize_1 omitted) i.sector _Isector_1-9 (naturally coded; _Isector_1 omitted) i.year _Iyear_2005-2015 (naturally coded; _Iyear_2005 omitted) Fixed-effects (within) regression Number of obs = 14,977 Group variable: firmid Number of groups = 4,940 R-sq: Obs per group: = 0.4318 = between = 0.3725 avg = 3.0 overall = 0.3690 max = F(17,10020) = 448.00 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = 0.0807 134 lnPRO | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -p_innov | 2284689 1062214 2.15 0.032 0202536 4366841 lnkl | 1455742 0061572 23.64 0.000 1335047 1576436 _Ifirmsize_2 | -.1176308 0236032 -4.98 0.000 -.1638979 -.0713637 _Ifirmsize_3 | -.3224269 0609754 -5.29 0.000 -.4419509 -.2029028 _Isector_2 | -.0266818 0904188 -0.30 0.768 -.2039209 1505573 _Isector_3 | 0125479 0759728 0.17 0.869 -.1363741 1614698 _Isector_4 | -.1667575 112505 -1.48 0.138 -.38729 0537749 _Isector_5 | -.0512192 1020408 -0.50 0.616 -.2512397 1488012 _Isector_6 | -.0271197 0882828 -0.31 0.759 -.2001718 1459324 _Isector_7 | 0158782 0826573 0.19 0.848 -.1461467 177903 _Isector_8 | -.0285059 091471 -0.31 0.755 -.2078075 1507956 _Isector_9 | -.0356145 0778712 -0.46 0.647 -.1882577 1170287 _Iyear_2007 | 229639 0224367 10.23 0.000 1856585 2736195 _Iyear_2009 | 5250434 024714 21.24 0.000 476599 5734879 _Iyear_2011 | 8329159 0275 30.29 0.000 7790104 8868214 _Iyear_2013 | 1.015063 0313294 32.40 0.000 9536507 1.076474 _Iyear_2015 | 1.14611 0317254 36.13 0.000 1.083922 1.208298 _cons | 2.195119 0623284 35.22 0.000 2.072942 2.317295 -+ -sigma_u | 66448163 sigma_e | 53481865 rho | 60686636 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(4939, 10020) = 2.90 135 Prob > F = 0.0000 est store fem1 *Hồi quy theo phương pháp REM xi: xtreg lnPRO p_innov lnkl i.firmsize i.sector i.year, re i.firmsize _Ifirmsize_1-3 (naturally coded; _Ifirmsize_1 omitted) i.sector _Isector_1-9 (naturally coded; _Isector_1 omitted) i.year _Iyear_2005-2015 (naturally coded; _Iyear_2005 omitted) Random-effects GLS regression Number of obs = 14,977 Group variable: firmid Number of groups = 4,940 R-sq: Obs per group: = 0.4166 = between = 0.4934 avg = 3.0 overall = 0.4579 max = Wald chi2(17) = 11759.31 Prob > chi2 = 0.0000 within corr(u_i, X) = (assumed) -lnPRO | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -p_innov | 688486 0913666 7.54 0.000 5094108 8675612 lnkl | 2070209 0047768 43.34 0.000 1976586 2163833 _Ifirmsize_2 | 0925922 0185139 5.00 0.000 0563057 1288788 _Ifirmsize_3 | 0399376 0469876 0.85 0.395 -.0521564 1320316 _Isector_2 | 0990231 0276584 3.58 0.000 0448136 1532325 _Isector_3 | 053001 0245698 2.16 0.031 0048451 1011569 _Isector_4 | 2163739 0464443 4.66 0.000 1253448 307403 _Isector_5 | 2254807 0503129 4.48 0.000 1268693 3240921 136 _Isector_6 | 2932504 0343259 8.54 0.000 2259729 360528 _Isector_7 | 1701166 021794 7.81 0.000 1274011 2128321 _Isector_8 | 2539739 0370719 6.85 0.000 1813144 3266335 _Isector_9 | 1212541 0266347 4.55 0.000 069051 1734572 _Iyear_2007 | 2551965 0206445 12.36 0.000 214734 295659 _Iyear_2009 | 5548685 0223296 24.85 0.000 5111033 5986337 _Iyear_2011 | 8536318 024382 35.01 0.000 8058439 9014196 _Iyear_2013 | 1.065338 0274933 38.75 0.000 1.011452 1.119223 _Iyear_2015 | 1.205155 0274959 43.83 0.000 1.151264 1.259046 _cons | 1.649673 0313935 52.55 0.000 1.588143 1.711203 -+ -sigma_u | 44734173 sigma_e | 53481865 rho | 41163515 (fraction of variance due to u_i) - est store rem1 *Kiểm định lựa chọn mô hình hausman fem1 rem1 Coefficients -| (b) (B) | fem1 rem1 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -+ -p_innov | 2284689 688486 -.4600171 0541769 lnkl | 1455742 2070209 -.0614468 0038851 _Ifirmsize_2 | -.1176308 0925922 -.210223 0146407 _Ifirmsize_3 | -.3224269 0399376 -.3623644 0388608 137 _Isector_2 | -.0266818 0990231 -.1257049 0860847 _Isector_3 | 0125479 053001 -.0404531 0718901 _Isector_4 | -.1667575 2163739 -.3831315 102471 _Isector_5 | -.0512192 2254807 -.2766999 0887747 _Isector_6 | -.0271197 2932504 -.3203701 0813363 _Isector_7 | 0158782 1701166 -.1542385 0797323 _Isector_8 | -.0285059 2539739 -.2824799 0836219 _Isector_9 | -.0356145 1212541 -.1568686 0731745 _Iyear_2007 | 229639 2551965 -.0255575 008787 _Iyear_2009 | 5250434 5548685 -.029825 0105911 _Iyear_2011 | 8329159 8536318 -.0207159 0127188 _Iyear_2013 | 1.015063 1.065338 -.050275 0150216 _Iyear_2015 | 1.14611 1.205155 -.0590448 0158264 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(17) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 599.44 Prob>chi2 = 0.0000 *Kiểm định phương sai thay đổi xi: xtreg lnPRO p_innov lnkl i.firmsize i.sector i.year, fe i.firmsize _Ifirmsize_1-3 (naturally coded; _Ifirmsize_1 omitted) i.sector _Isector_1-9 (naturally coded; _Isector_1 omitted) i.year _Iyear_2005-2015 (naturally coded; _Iyear_2005 omitted) 138 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 14,977 Group variable: firmid Number of groups = 4,940 R-sq: Obs per group: = 0.4318 = between = 0.3725 avg = 3.0 overall = 0.3690 max = within F(17,10020) corr(u_i, Xb) = 0.0807 = Prob > F = 448.00 0.0000 -lnPRO | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -p_innov | 2284689 1062214 2.15 0.032 0202536 4366841 lnkl | 1455742 0061572 23.64 0.000 1335047 1576436 _Ifirmsize_2 | -.1176308 0236032 -4.98 0.000 -.1638979 -.0713637 _Ifirmsize_3 | -.3224269 0609754 -5.29 0.000 -.4419509 -.2029028 _Isector_2 | -.0266818 0904188 -0.30 0.768 -.2039209 1505573 _Isector_3 | 0125479 0759728 0.17 0.869 -.1363741 1614698 _Isector_4 | -.1667575 112505 -1.48 0.138 -.38729 0537749 _Isector_5 | -.0512192 1020408 -0.50 0.616 -.2512397 1488012 _Isector_6 | -.0271197 0882828 -0.31 0.759 -.2001718 1459324 _Isector_7 | 0158782 0826573 0.19 0.848 -.1461467 177903 _Isector_8 | -.0285059 091471 -0.31 0.755 -.2078075 1507956 _Isector_9 | -.0356145 0778712 -0.46 0.647 -.1882577 1170287 _Iyear_2007 | 229639 0224367 10.23 0.000 1856585 2736195 _Iyear_2009 | 5250434 024714 21.24 0.000 476599 5734879 _Iyear_2011 | 8329159 0275 30.29 0.000 7790104 8868214 139 _Iyear_2013 | 1.015063 0313294 32.40 0.000 9536507 1.076474 _Iyear_2015 | 1.14611 0317254 36.13 0.000 1.083922 1.208298 _cons | 2.195119 0623284 35.22 0.000 2.072942 2.317295 -+ -sigma_u | 66448163 sigma_e | 53481865 rho | 60686636 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(4939, 10020) = 2.90 Prob > F = 0.0000 xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (4940) Prob>chi2 = = 4.4e+35 0.0000 *Kiểm định tự tương quan xi: xtserial lnPRO p_inno lnkl i.firmsize i.sector i.firmsize _Ifirmsize_1-3 (naturally coded; _Ifirmsize_1 omitted) i.sector _Isector_1-9 (naturally coded; _Isector_1 omitted) Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 2499) = 187.297 Prob > F = 0.0000 *Kiểm định đa cộng tuyến xi: collin lnPRO p_inno lnkl i.firmsize i.sector 140 i.firmsize _Ifirmsize_1-3 (naturally coded; _Ifirmsize_1 omitted) i.sector _Isector_1-9 (naturally coded; _Isector_1 omitted) (obs=14,977) Collinearity Diagnostics SQRT Variable VIF VIF RTolerance Squared -lnPRO 1.57 1.25 0.6382 0.3618 p_innov 1.81 1.35 0.5514 0.4486 lnkl 1.44 1.20 0.6952 0.3048 _Ifirmsize_2 1.66 1.29 0.6033 0.3967 _Ifirmsize_3 1.20 1.09 0.8341 0.1659 _Isector_2 1.27 1.12 0.7904 0.2096 _Isector_3 1.28 1.13 0.7831 0.2169 _Isector_4 1.10 1.05 0.9130 0.0870 _Isector_5 1.07 1.04 0.9328 0.0672 _Isector_6 1.18 1.09 0.8471 0.1529 _Isector_7 1.40 1.18 0.7167 0.2833 _Isector_8 1.14 1.07 0.8765 0.1235 _Isector_9 1.21 1.10 0.8262 0.1738 -Mean VIF 1.33 Cond Eigenval Index - 141 4.6649 1.0000 1.1026 2.0569 1.0282 2.1300 1.0043 2.1552 1.0003 2.1595 1.0000 2.1598 1.0000 2.1598 1.0000 2.1598 0.9414 2.2260 10 0.7107 2.5621 11 0.2558 4.2706 12 0.2305 4.4984 13 0.0346 11.6155 14 0.0267 13.2251 Condition Number 13.2251 Eigenvalues & Cond Index computed from scaled raw sscp (w/ intercept) Det(correlation matrix) 0.2137 *Phương pháp FGLS xi: xtgls lnPRO p_innov lnkl i.firmsize i.sector i.year i.firmsize _Ifirmsize_1-3 (naturally coded; _Ifirmsize_1 omitted) i.sector _Isector_1-9 (naturally coded; _Isector_1 omitted) i.year _Iyear_2005-2015 (naturally coded; _Iyear_2005 omitted) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares 142 Panels: homoskedastic Correlation: no autocorrelation Estimated covariances = Number of obs = 14,977 Estimated autocorrelations = Number of groups = 4,940 = avg = 3.031781 max = Wald chi2(17) = 12975.19 Prob > chi2 = 0.0000 Estimated coefficients Log likelihood = 18 Obs per group: = -15519.88 -lnPRO | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -p_innov | 1.017737 0969237 10.50 0.000 8277701 1.207704 lnkl | 24721 0044752 55.24 0.000 2384388 2559811 _Ifirmsize_2 | 172754 0181638 9.51 0.000 1371536 2083545 _Ifirmsize_3 | 1409713 0455714 3.09 0.002 051653 2302897 _Isector_2 | 0309898 020503 1.51 0.131 -.0091953 0711748 _Isector_3 | -.038403 0186022 -2.06 0.039 -.0748627 -.0019433 _Isector_4 | 2095926 0363679 5.76 0.000 1383128 2808725 _Isector_5 | 1886441 0410687 4.59 0.000 1081509 2691373 _Isector_6 | 2652793 0267383 9.92 0.000 2128733 3176854 _Isector_7 | 1504471 01546 9.73 0.000 120146 1807482 _Isector_8 | 2565419 0309509 8.29 0.000 1958793 3172045 _Isector_9 | 1304989 021514 6.07 0.000 0883322 1726656 _Iyear_2007 | 2770088 0238419 11.62 0.000 2302796 3237381 143 _Iyear_2009 | 586799 0251878 23.30 0.000 5374318 6361662 _Iyear_2011 | 8828192 0268827 32.84 0.000 8301301 9355083 _Iyear_2013 | 1.116501 0299155 37.32 0.000 1.057868 1.175134 _Iyear_2015 | 1.262306 0297189 42.47 0.000 1.204058 1.320554 _cons | 1.378247 0299168 46.07 0.000 1.319611 1.436882 - est store fgls1 144 ... động đổi mới, trọng tâm chế đầu tư đầu vào đổi tác động đến đầu đổi (xác suất đổi xảy ra) DNNVV Việt Nam Giả định tất doanh nghiệp đều có đầu vào đổi quy trình ước tính đầu vào đổi doanh nghiệp. .. trường, doanh nghiệp có đổi có suất cao doanh nghiệp không đổi Kết cho thấy doanh nghiệp nhỏ có xác suất tham gia vào đổi bao gồm thực đồng thời đổi sản phẩm đổi công nghệ/quy trình thấp doanh. .. đầu vào đổi mới, đầu đổi suất Nghiên cứu đổi và suất ở Việt Nam Đối với nghiên cứu về hoạt động đổi suất ở Việt Nam thì có nghiên cứu Ngơ Hồng Thảo Trang (2017) về ? ?Năng suất doanh nghiệp