Tải bản đầy đủ

Tham nhũng và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp bằng chứng kinh tế lượng mới từ phân tích các doanh nghiệp nhỏ và vừa ở việt nam

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 à i : T ham n h ũ n g và hiệu quả h o ạ t đ ộ n g của do a n h nghiệp: B ằ n g ch ứ n g kinh tế
li lư ợ n g m ớ i từ p h â n tích các doanh nghiệp n h ỏ và vừa ở 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 và h iệ u q u ả h o ạ 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 ớ i từ p h â n tích các d o a n h n g h iệ p n h ỏ và vừ a ở Việt N am .

1.2. M ã số: QG 15.40
1.3. Danh sách chủ trì, thành viên tham gia thực hiện đề tài
TT

Chức danh, học vị, họ và tên

Đơn vị công tác

Vai trò thực hiện đề tài

1

TS Trần Quang Tuyến

Trường ĐHKT,
ĐH Q G HN

Chủ nhiệm đề tài

2

TS Vũ Văn Hưởng

Học viện Tài chính

Thư ký

3

TS Đoàn Thanh Tịnh

Trường ĐHKT,


ĐHQGHN

Thành viên

4

TS Trần Đức Hiệp

Trường ĐHKT,
ĐHQGHN

Thành viên

5

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 hiện thực tế :

từ tháng .... n ă m ........ đến tháng..... n ẵm ............

1.6. Những thay đổi so với thuyết minh ban đầu (nếu có): Không
(Vê mục tiêu, nội dung, phương pháp, kết quả nghiên cứu và tổ chức thực hiện; Nguyên nhân; Ỷ k
của C ơ quan quản lý)
1.7. Tổng kinh phí được phê duyệt của đề tài: 300 triậu đồng.

PHẦN II. TỎNG QUAN KÉT QUẢ N G H IÊN c ứ u
Viết theo cấu trúc một bài báo khoa học tổng quan từ 6-15 trang (báo cáo này sẽđược đăng ti
tạp chí khoa học ĐHQGHN sau khi đề tài được nghiệm thu), nội dung gồm các phần:

1. Đặt vấn đề
Qua gần 30 năm thực hiện chính sách đổi mới, Việt Nam đã duy trì được tốc độ tăng trưởng GI
bình quân đầu người cao các nước thu nhập thấp và trung bình (M arkussen et al., 2012 ). Nhờ thà
công của tăng trưởng và phát triển kinh tế, V iệt Nam cũng chuyển từ nhóm nước nghièo nhất sa
nhóm nước có thu nhập trung bình thấp vào năm 2010 (Ngân hàng Thế giới, 2012). Các bằng chứ
thực nghiệm thường cho thấy tốc độ tăng trưởng kinh tế cao thường đi kèm với một m ức độ thí
nhũng thấp hơn ở nhiều quốc gia (Bai, Jayachandran, v.alesky, & O lken, 2013). Tuy nhiiên, điều n
có thể không phải là trường hợp ờ V iệt Nam. Mặc dù cic luật chống tham nhũng, chốn g lãng phi


các chiến dịch chống tham nhũng kác nhau đã được thực hiện ở Việt Nam, một số nghicn cứu gần
đây về tham những ở Việt Nam (vílụ, N guyen & Van Dijk, 2012) và dữ liệu điều tra từ PCI1 cho
thấy tham nhũng vẫn còn phổ biến.Trả tiền hối lộ cho các viên chức vẫn còn là một thách thức lớn
cho hoạt động của doanh nghiệp bởi ân suất và và quy m ô của các khoản hối lộ vẫn ở mức tương đối
cao (Malesky, 2009; VCCI (2015)).rheo Tổ chức M inh bạch Quốc tế (TI), thứ hạng của Việt Nam
là rất thấp, ở mức 123 trên tổng số 79 quốc gia được xếp hạng. Mặc dù đã có những nỗ lực chống
tham nhũng của chính phủ, Việt Nai đạt được những tiến bộ rất ít trong bảng xếp hạng tham nhũng.
Số liệu năm 2014 từ PCI cho thấy Tiệt Nam đã đạt được một số điểm 3,1 trên 10 (hoặc 116 trong
tổng số 177 quốc gia).

Trong nhiều năm qua, việc ông bố báo cáo năng lực cạnh tranh cấp tỉnh của VCCI đã có
những tác đông tích cực nhất định ừi việc nâng cao chất lượng thế chế nói chung, giảm thiểu tham
nhũng nói riêng. Các báo cáo thườn, niên của VCCI về PCI đã nêu rõ quy mô và tần suất các khoản
trả phi chính thức của doanh nghiệ cho các hoạt động khác nhau. Tuy nhiên, chưa có nghiên cứu
nào lượng hóa tác động của chất lưọig thể chế cấp tỉnh, tham nhũng, loại hình và mức độ tham nhũng
tới hiệu quả của doanh nghiệp. Đâychính là khoảng trống cần thiết về mặt khoa học và thực tiễn để
chúng tôi lựa chọn chủ đề nghiên cíu này.
2. Mục tiêu

Nghiên cứu của chúng tôi có mục têu chính như sau: thứ nhất, nghiên cứu này lượng hóa tác động
của chất lưẹmg thể chế và tham nhũtg cũng như m ức độ tham nhũng tới năng suất của doanh nghiệp
nhỏ và vừa ở V iệt Nam (SMEs). Tring đó, tham nhũng được đo bằng việc doanh nghiệp có phải trả
khoản phi chính thức nào không ( to bàng biến giả) và mức độ tham nhũng được đo bằng giá trị
khoản trả phi chính thức so với doaih thu ( đo bằng phần trăm); và hiệu quả doanh nghiệp đo bàng
giá trị gia tăng. Thứ hai, nghiên cứunày lượng hóa tác động của tham nhũng, mức độ tham nhũng và
loại hình tham nhũng tới hiệu quả ài chính của doanh nghiệp (đo bằng ROA: tỷ suất sinh lời trên
vôn). Trên cơ sở các phát hiện nghên cứu thực nghiệm, chúng tôi có đề xuất một số hàm ý chính
sách góp phần nâng cao hiệu quả cỉa SMEs.
3. Phương pháp nghiên cứu
3.1. Mô hình lý thuyết
Mối liên hệ giữa tham nhũng và hiệi quả doanh nghiệp đã được thảo luận rộng rãi trong nhiều nghiên
cứu (ví dụ, Fism an & Svensson, 20)7). v ề mặt lý thuyết, tác động của tham nhũng đối với hiệu quả
công ty không thể được giải thích k)ặc dự đoán bằng m ột lý thuyết duy nhất. Một m ặt, tham nhũng

1 PCI: Chỉ số n ă n g lự c cạn h tranh cấp tỉnh cược đ o lư ờ n g bởi P h òn g T h ư ơn g mại và Công n ghiệp Việt Nam (VCCI).

2


có thể gây hại cho các công ty trong dài hạn. Ví dụ, tác hại tham nhũng có thể làm s u y ị giản
nguồn tài nguyên quan trọng như danh tiếng và văn hóa của các doanh nghiệp, làm méo nn ó \ việc
bổ hiệu quả các nguồn lực, và giảm hoặc triệt tiêu động lực cho sự sáng tạo của các c ô n g t'ty (H
2008; Lou, 2002). Theo Murphy, Shleifer và Vishny (1993), tham nhũng khiến cho các dioiannh n£
không không có mong muốn cung đầu tư cho sự phát triển và nâng cao năng suất. Do vậy thaam n!
được coi là “hạt sạn trong cỗ m áy” (Ades & Di Telia, 1996). Mặt khác, một số học giả nglhiêên cú
cho rằng tham nhũng ngăn chặn việc gia nhập ngành của các doanh nghiệp mới vì các díơannh ng
hiện trong ngành có xu hướng khai thác các mối quan hệ tham nhũng hiện có của họ, v à ( các (
chức nhận hối lộ cố gắng trì hoãn giao dịch để trích xuất nhiều hối lộ từ việc sử dụng dịch h vụ (
(Rose-Ackerman, 1997). Do đó, nguồn lực sẽ được phân bổ sai cho những doanh nghiệp' đứưa kl
hối lộ cao nhất, và nguồn lực sẽ không tới được doanh nghiệp sử dụng nguồn lực hiệu quiâ nhhất (.
2001 ).

Trong cách tiếp cận khác, hành vi tham nhũng của các công ty được giải thích b a n g ; lý th
thể chế. Đây được coi là một trong những quan điểm phổ biến nhất trong các nền kinh tế chhuyểr
(xem thêm nghiên cứu của Hoskisson, Eden, Lau, & Wright, 2000; W right, Filatotchev, Hdoskis
& Peng, 2005). Cách tiếp cận này cho rằng tham nhũng có thể không ảnh hưởng đến hiiệu t quả c
ty vì trả tiền hối lộ chỉ đơn giản là một chi phí của công ty để tham gia vào một trò ch(ơi điuợc ỉ
lập và tạo điều kiện cho sự sống còn của họ trong môi trường kinh doanh (Bắc, 1990). K!hi ccác dc
nghiệp trả các khoản chi phí không chính thức, điều này đặt áp lực lên các doanh nghiiệp 1khác
theo hành vi của họ. Kết quả là, tham nhũng có thể có ít ảnh hưởng đến hiệu suất của họ).

Với những luận điểm đã được thảo luận và làm sáng tỏ ở các lý thuyết nói trên., ngghiền
thực nghiệm về các chủ đề này đã được tiến hành ở các nước khác nhau, và kết quả là khcông h
toàn thống nhất nhất. Đã có một sổ nghiên cứu về tác động của tham nhũng đối với hiệiu quưả kin
sử dụng dữ liệu cấp quốc gia và nghiên cửu giữa các nước ( cross-country studies) (vó dui, Pie
Guillaumeméon & Sekkat, 2005). Tuy nhiên, sử dụng dữ liệu tổng họp (aggregate dat;a) kchông
kiểm soát được những đặc điểm khác biệt của công ty có thể ảnh hưởng đến hiệu .'Suấtt côm
(Kasahara & Rodrigue, 2008). Hơn nữa, Halpem, Koren và Szeidl (2005) cho thấy rằng vấr.n đề t
bỏ sót và nhân quả ngược sẽ làm sai lệch kết quả nghiên cứu ở các nghiên cứu cấp độ vĩ mô. (
nghiên cứu gần đây sử dụng dữ liệu cấp độ vi mô đã nhấn mạnh mối quan hệ giữa tham 1nhũng
tăng trưởng của doanh nghiệp ở mức độ công ty (ví dụ, Faruq, Webb & Yi, 2013). Tuy nhiiên, đ
đó không rõ ràng nếu các lợi ích của việc tham nhũng lớn hơn chi phí hoặc ngược lại. Đ iềiu này
nguồn từ thực tế là trong khi có một số lượng lớn các nghiên cứu thực nghiệm về tác đong (Của th
nhũng đối với năng suất công ty và tăng trưởng, ít nghiên cứu về tác động của tham nlhũmg đối


hoạt đóng tài chính (Donadelli, Pasan, & Magnanelli, 2014). Mặc dù một số nghiên cửu về chủ đề
tham m ùng nói chung này đã được tiến hành tại Việt Nam (ví dụ, Nguyen & Van Dijk, 2012), với sự
hiểu biết của chúng tôi, chưa có bằng chứng thực nghiệm về tác động của tham nhũng đối với hoạt
động tai chính của các doanh nghiệp Việt Nam. Do đó, nghiên cứu của chúng tôi sẽ cung cấp băng
chứng đầu tiên về tác động của tham nhũng, loại hình tham nhũng đối với hiệu quả tài chính của
doanh nghiệp Việt Nam.

Khi xem xét vai trò của tham nhũng đối với năng suất doanh nghiệp, chất lượng thể chế cấp
tỉnh cũng được kiếm soát trong nghiên cứu của chúng tôi vì nhiều lý do. Thứ nhất, Méon và Weill
(2010) đã kiểm tra một mẫu nghiên cứu của 69 quốc gia và thấy rằng tham nhũng có tác động tiêu
cực nhỉ) hơn ở các nước có thất lượng thế chế kém. Thậm chí tham nhũng có thể có quan hệ tích cực
tới hiệu quả công ty ở các nước có chất lượng thể chế cực kỳ yếu kém. Do vậy, hai tác giả này kết
luận ràng tham nhũng có thể là "dầu bôi trơn". Các nghiên cứu khác cũng đạt đến một sự đồng thuận
rằng ởm ột mức độ tham nhũng cao, tham nhũng có thể liên quan với thể chế yếu kém và khi đó tham
nhũng là “dầu bôi trơn” có thể giúp doanh nghiệp hiệu quả hơn. Tuy nhiên, ở mức độ tham nhũng
thấp hơn thì tham nhũng và hiệu quả doanh nghiệp có quan hệ ngược chiều (ví dụ, Halkos &
Tzerenes, 2010). Thứ hai, các nghiên cứu gần đây cũng lưu ý rằng tác động ước tính của hối lộ đổi
với tăng trường năng suất công ty có thể bị sai lệch nếu yếu tố chất lượng thể chế không được đưa
vào mò hlnh tính toán. Do vậy, các chất lượng thể chế có thể ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa tham
nhũngvà năng suất cấp độ doanh nghiệp (Faruq et al., 2013).

Ngoài ra, mỗi tỉnh ở Việt Nam có rất nhiều sự khác biệt trong văn hóa kinh doanh và phát
triển kinh tế. Họ có quyền tự chủ thực hiện hoặc thực thi chính sách và các quy định theo ý riêng
ngay cả khi chính phủ đã có luật lệ hay quy định chung cho tất cả các tỉnh thành. Trong thực tế, các
tỉnh thực thi pháp luật và chính sách của chính phủ theo những cách khác nhau (Malesky, 2004,
2008) Luật pháp tại Việt Nam thường không rõ ràng và có thể được diễn giải theo nhiều cách khác
nhau. Hơn nữa, chất lượng thể chế và quản trị của các tỉnh khá khác nhau. Ví dụ, một số tỉnh đã thực
hiện cii tiến đáng kể trong quản lý kinh tế, kinh doanh và môi trường đầu tư, trong khi các tỉnh khác
tụt hậu phía sau và rất quan liêu (Malesky, 2007). Điều đó hàm ý rằng sự khác biệt về chất lượng thế
chế cấp tỉnh sẽ có những tác động trực tiếp và tác động trung gian qua tham nhũng tới hiệu quả doanh
nghiệp.

Như đã được thảo luận ở trên, mặc dù có nhiều nghiên cứu về chủ đề chất lượng thế chế, tham
nhũng và hiệu quả doanh nghiệp ờ một số nước, hiện chưa có nghiên cứu nào về chủ đề này ở Việt
N am . Nghiên cứu của chúng tôi là nghiên círu đầu tiên đánh giá tác động của chất lượng thể chế cấp
4


tỉnh và tham nhũng tới hiệu quả doanh nghiệp được đo bằng nhiều chỉ số khác nhau. Hom mữa, c
tôi sử dụng bộ dữ liệu mảng các năm có độ tin cậy cao và đại điện cấp độ quốc gia từ cảcc cuộc
tra doanh nghiệp nhỏ và vừa, kết họp với các mô hình kinh tế lượng phù hợp để đảm bảio Mctết qui
toán chính xác nhất. Các phát hiện nghiên cứu của chúng tôii có giá trị tham khảo hữui ácclh chc
động nâng cao chất lượng thể chế, giảm thiểu tham nhũng và qua đó thúc đẩy năng suất củ ỉa các d
nghiệp Việt Nam, trong bối cảnh chính phủ cần tháo gỡ nút thắt về thể chế để thúc đ ầ y ttăíng tr
kinh tế.

3.2.1. Tác động của thể chế, tham nhũng tới năng suất doanh nghiệp

Ảnh hưởng của tham nhũng đối với năng suất doanh nghiệp được nghiên cứu qua việc siử dụng
hàm sản xuất Cobb-Douglas gộp. Chúng tôi tiến hành ước lượng năng suất một giai đo ạn .. Điềi
xuất phát từ một số lý do chính. Đầu tiên, sử dụng cách tiếp cận một giai đoạn là m ột 'Cáie.h tiếp
truyển thống và có thể tránh được những tranh luận về các phương pháp phù hợp nhất đ ể tính
suất (Van, 2003). Ngoài ra, cách tiếp cận hai bước (ví dụ như Levinsohn và Petrin, 2 0 0 3 ; Olle
Pakes, 1996) có một số nhược điểm như khó khăn trong việc định dạng và ước lượng m ô hình đ
mặc dù phương pháp này có thể kiểm soát được nội sinh của các yếu tố đầu vào bằng (Cáidh sử c
tiêu dùng trung gian của doanh nghiệp (xem thảo luận chi tiết trong Ackerberg et all, 2006
Wooldrige, 2009). Hơn nữa, De Rosa và cộng sự (2013) cho thấy rằng phương pháp haii biurớc là
hiệu quả hơn so với phương pháp tiếp cận một bước.

Do đó, chúng tôi sử dụng cách tiếp cận một giai đoạn để ước tính các mối liên hệ giiữai náng
doanh nghiệp và tham nhũng như dưới đây:
InVAựi — cc + j3/B ribejtj + PĩlnKựt + PĩỉnL yt + /34 Xịjt + Ầt + Ầj+ Ầm + Bijt

(1)

Trong đó Inva là logarit tự nhiên của giá trị gia tăng của doanh nghiệp i trong n g à n h j tại
điểm t có được mô hình hóa với các đầu vào của lnKijt (vốn) và lnLijt (số lao động). B’>iếm quan
chính (Bribe) là biến tham nhũng. Hầu hết các nghiên cứu thường đo lường tham nhũntg lỉà một 1
giả và điều này không phản ánh đầv đủ mức độ tham nhũng. Do đó, chúng tôi sử dụng c:ả h ai cácí
(biến giả và biến liên tục đối với tham nhũng) trong nghiên cứu này. Chúng tôi cũng đura wào mô
các biến số đặc điểm doanh nghiệp bao gồm đòn bẩy tài chính, được đo bàng tỷ lệ g iữ a tổng so
trên tổng tài sản và hoạt động cải tiến vốn là một trong yếu tố quan trọng có thể ảnh hư(ỏn;g đến n
suất doanh nghiệp (ví dụ, Griffĩth, Huergo, Mairesse, & Peters, 2006). Phương trình (1) cũng


gồm các biìn giả cho năm (Ắ/), hiến giả ngành công nghiệp /Ị/, và các hiệu ứng ảnh hườn ụ cô định vê
không giian (Ấm)-

Trcng mô hình mở rộng, chỉ sổ chất lượng thể chế cấp tỉnh cũng được đưa vào mô hình như

lnVAijt = cc +

Bribeyt + Ị32ỈnKijt + PỉlnLyt + /3
(2)

Trong đó Zijts là những yếu tố của chất lượng thể chế ở cấp tỉnh. Những đặc điểm không
quan sát được và nội sinh tiềm năng của biến tham nhũng có thể gây ra những sai lệch trong ước
lượng từ phương trình 2 khi sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) (Pisman & Svensson,
2007). Mặc dù một số nghiên cứu cho thấy rằng nội sinh của tham nhũng có thế không phải là một
mối quan tàm nghiêm trọng ở Việt Nam vì cách đo lường của họ (ví dụ, Nguyen & Van Dijk, 2012).
Tuy nhiên, điều này có thể không đủng trong nghiên cứu của chúng tôi. Hối lộ là có khả năng nội
sinh bởi vì các tác giả Rand và Tarp (2012) đã sử dụng các số liệu tương tự như chúng tôi thấy rằng
tham nhũng tại mức độ doanh nghiệp của Việt Nam bị ảnh hưởng bởi các yếu tố khác trong mô hình.
Ngoài ra, Asiedu và Freeman (2009) lập luận rằng khi các dữ liệu của tham nhũng và năng suất công
ty xuất phát từ cùng một nguồn ở cấp độ doanh nghiệp sẽ dẫn đến vấn đề nội sinh. Do đó, nghiên cứu
của chúng tôi giải quyết vấn đề nội sinh của tham nhũng qua việc sử dụng biến số trung bình theo
ngầnh cồng nghiệp như là một biến số công cụ theo cách tiếp cận của Pisman và Svcnsson (2007).
Theo đó, các khoản hối lộ công ty bao gồm hai yếu tố:

biịt = Bij( + Bjt

(3 )

Trong đó Biịí là thanh toán của doanh nghiệp i trong ngành j tại thời điểm t theo đặc thù
riêng của doanh nghiệp, Bjt là phần thanh toán bởi các lý do liên quan đến lĩnh ngành cụ thể ở một vị
trí địa h nhất định tại thời điểm t. Chúng tôi tiến hành thủ tục ước lượng thực nghiệm hai giai đoạn.
Đầu tiên, việc chi trả cho hoạt động tham nhũng được tính trung bình theo vị trí và ngành (Bjt) cùng
với các biến ngoại sinh khác được sử dụng để ước tính giá trị ước lượng cho bíjt- Sau đó, chúng tôi
mô hìrứ hóa năng suất công ty như là một hàm của các giá trị được ước lượng từ giai đoạn một và
các biếr ngoại sinh khác như được chỉ định trong phương trình (4) và (5).

bijt — f(Bjt, lnKiịt, lnLijt, Xijt, Zijt)
Lnvũijt —f(ốijt, lnKijt, lnLjjt, Xiịt, Zijt)

(4)
(5)

Theo Fisman và Svensson (2007), việc sử dụng biến trung bình được tính theo ngành công
nghiệp 'à vị trí như một biến công cụ không chỉ khắc phục được nguy cơ nội sinh tiềm năng của tham


nhũng và ước lượng chệch do tác động của các yếu tố không quan sát được mà còn giảm thiểiu sa
đo lường trong các dữ liệu. Do đó chúng tôi sử dụng các phương pháp tiếp cận biến công cụ ,
hưởng cố định để giải quyết các sai lệch tiềm ẩn gây ra bởi cả hai: những yếu tố không quan Síát đi
và không biến đổi theo thời gian và nội sinh tiềm năng của biến tham nhũng (Vial & Hanoteaui, 20

3.2.2. Tác động của tham nhũng, loại hình tham nhũng tới hiệu quả tài chính

V iệ c áp d ụ n g m ộ t p h ư ơ n g p h á p tiế p c ậ n đ ộ n g đ ể k h ắ c p h ụ c tín h đ ộ n g c ủ a c á c q u á trìn h k in h tế nỊ

càng trở nên quan trọng trong những nghiên cứu gần đây (Flannery & Hankins, 2013). Wintc
Linck, và Netter (2012), lun ý rằng mối quan hệ giữa hiệu quả tài chính và quản trị doanh nịghiệp
quá trình động trong thực tế do hiệu quả công ty hiện tại và đặc điểm cụ thể khác của công ty cũng
ảnh hưởng bởi hoạt động tài chính của doanh nghiệp trong quá khứ. Tính chất động này đ ư ạ c co
một nguồn tiềm năng của nội sinh, và điều này làm cho ước lượng bằng mô hỉnh tĩnh truyền tthống
bị sai lệch (Flannery & Hankins, 2013; Wintoki, et al, 2012). Để kiểm soát được "nội sinh độing", c
mô hình thực nghiệm xem xét các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính công ty phải đlược <
trong một bối cảnh động trong đó các biến phụ thuộc (s) thời kỳ trước được sử dụng như là m ột bi
giải thích (s) trong mô hình (Wintoki và cộng sự, 2012).

v ề mặt kỹ thuật, việc đưa vào mô hình các biến trễ phụ thuộc (s) như một biến g.iải thí
của mô hình thực nghiệm cho phép kiểm soát các yếu tố mang tính lịch sử không được quan sát
thể ảnh hưởng đến hiệu quả hiện tại của doanh nghiệp và do đó làm giảm mức độ sai lệch gây ra t
biến bỏ sót (W ooldrige, 2009). Hơn nữa, ngay cả khi các hệ số ước tính (s) trên biến phụ thuộc trễ I
không phải là mối quan tâm thực sự của các nhà nghiên cứu, việc kiểm soát quá trình động trong q
trình ước lượng là rất quan trọng, và điều này cho phép tạo ra những ước lượng vững của các ths
số ước lượng khác (Bond, năm 2002, p.142). Do đó, mô hình kinh tế lượng của chúng tôi kể thừa
các nghiên cứu trước đây (ví dụ, Wintoki, et al, 2012) và phát triển cho phù hợp với mục tiêu nghi
cứu, được trình bày như sau:

Yu = a 0 + X s= i cis Yừ_s + ỗmC o rru p tio n it 4- p kz k lt + y e a r d u m m ie s + i n d u s t r y d u m m ie s + d ịt

(1 )

Trong đó: dit = ụ.i + 0Jt + £it
Trong đó Yit là hiệu quả tài chính (được đo bằng chỉ số ROA) của doanh nghiệp i trong nă
t; as là hệ số ước lượng của biến phụ thuộc trễ; Tham nhũng là biến quan tâm chính trong mô hìn
Tương tự với nghiên cứu Rand và Tarp (2012), chúng tôi đo lường tham nhũng với các chỉ sô và cái
đo khác nhau. Trước tiên, tham nhũng được đo như là một biến giả dựa trên các câu hỏi nếu các doai


nghiệp phải trả các khoản phí phi chính thức cho các hoạt động khác nhau. Chúng tôi cũng đo lường
mức độ hối lộ bằng tỷ lệ giữa các giá trị các khoản thanh toán không chính thức trên tổng doanh thu.

z là một vector của các biến giải thích phản ánh đặc điểm doanh nghiệp (quy mô doanh
nghiệp, tuổi doanh nghiệp, hoạt động cải tiến và đòn bẩy tài chính) đưọ’c sử dụng trong các mô hình
tương tự như các nghiên cứu trước đó (ví dụ, Donadelli và cộng sự, 2014; Fisman & Svensson. 2007).
Chúng tôi cũng kiểm soát những ảnh hường tiềm năng phát sinh từ sự khác biệt giữa các ngành thông
qua việc sử dụng các biến giả về phân loại ngành công nghiệp. ụ.ị đại diện đặc điểm doanh nghiệp
khôr.g quan sát được và biến đổi theo thời gian; Cút biểu thị các hiệu ứng thời gian cụ thể; £u là sai số
trong mô hình.

Việc không xem xét các yếu tố chất lượng thể chế trong mô hình có thể làm sai lệch kết quả
phâr. tích tác động của tham nhũng đối với hiệu quả công ty (Frauq, Webb & Yi, 2013); Halkos &
Tzeremes (2010)). Tham nhũng có thể thúc đẩy hoặc kìm hãm phát triển doanh nghiệp, vì điều này
có thể phụ thuộc nếu chất lượng thể chế là tốt hay xấu (Méon và Weill, 2010). Do đó, chỉ số về chất
lượng thể chế ở cấp tỉnh (Pm,jt) được kiểm soát trong mô hình như sau:

Yu — a 0 +

t _! + SmC o r r u p tio n it + p kz k u + Ympm jc + y e a r d u m m ie s + i n d u s t r y d u m m ie s

' + 0 it

'

(2)

Một Số nghiên cửu về chủ đề ngày thường sử dụng phương pháp biến công cụ (IV) truyền thống. Tuy
nhiêì, việc tìm một tập họp các biến công cụ có vẻ không khả thi bởi gần như tất cả biến độc lập
được coi là không ngoại sinh. Để khắc phục vấn đề này, chúng tôi sử dụng hệ thống ước lượng tổng
quát hai bước (hệ thống GMM) bời phát triển bởi Blundell và Bond (1998). Ước lượng này có ưu
điến' so với các phương pháp OLS hay FE trong việc kiểm soát các yếu tố không quan sát được và
khôrg biến động theo thời gian, và tính đồng thời nội sinh động (Blundell và Bond,1998;. Wintoki,
e tal 2012).

3.3. Vguồn số liệu
N ghên cứu của chúng tôi sử dụng hai nguồn dữ liệu. Nguồn đầu tiên là từ các cuộc điều tra khảo sát
doarii nghiệp quy mô vừa và nhỏ ở Việt Nam tiến hành hai năm một lần vào năm 2005, 2007, 2009
và 2)11. Các cuộc điều tra được sự họp tác giữa Viện Khoa học Lao động và Xã hội, Viện quản lý
kinh tế Trung ương và Đại học Copenhagen. Các cuộc điều tra được tài trợ bời Cơ quan Phát triển
Quố: tế Đan Mạch, sử dụng bảng câu hỏi tương tự và bao phủ cả hai mục mới và "lặp lại" các công
ty sải xuất tư nhân trong mười tỉnh của ba miền (miền Nam, miền Trung và miền Bắc) tại Việt Nam.


Các cuộc điều tra thu thập thông tin về hoạt động của các công ty bao gồm nhiều chỉ s;ố nl
đặc điểm công ty, địa điểm, các ngành công nghiệp, và đặc biệt là thông tin chi tiết về các hoạtt đội
tham nhũng ở cấp độ doanh nghiệp. Để tạo ra các dữ liệu bảng qua các giai đoạn nghiên cứu, các I
của các công ty được sử dụng để định danh công ty để kết nối các bộ dữ liệu (ví dự Rand 8c Ta
(2012); Vũ, Holmes, Lim & Trần (2014)).
Nguồn dữ liệu thứ hai là các cuộc điều tra của chỉ sổ cạnh tranh cấp tỉnh Việt Nam (PCI)) tror
các năm năm 2005, 2007, 2009, và 2011. Các cuộc điều tra PCI được thực hiện bởi Tổ chức Sár
kiến Cạnh tranh Việt Nam và Phòng Thương mại và Công nghiệp Việt Nam (VCCI) để đánh giiá ch
lượng thể chế của chính quyền cấp tỉnh trong đó có 9 chỉ số, cụ thể là: (i) chi phí gia nhập; (li) tiề
cận đất đai; (Iiỉ) tính minh bạch và tiếp cận thông tin; (iv) chi phí thời gian và thực thi các quy địni
(v) chi phí không chính thức; (Vi) ưu đãi khu vực nhà nước; (Vii) các dịch vụ hồ trợ khu vực tư nhâj
(Viii) đào tạo lao động; và (ix) thể chế pháp luật.
4. Tổng kết kết quả nghiên cứu
4. ỉ. Phân tích hồi quy tác động của thể chế và tham nhũng tới năng suất doanh nghiệp
Để kiểm soát cho các yếu tố không quan sát được và không biến đổi theo thời gian, chúng t(
sử dụng ước lượng ảnh hưởng cố định. Theo báo cáo trong cột 2 của bảng 1, dấu của tác động củ
tham nhũng đối với năng suất doanh nghiệp không thay đổi, mặc dù các hệ số ước tính lớn hơi
Chúng tôi tiếp tục kiểm soát các yếu tố chất lượng thể chế ở cấp tỉnh, kết quả ước lượng được bá
cáo trong cột 3 của Bảng 1 cho các chỉ số tổng hợp (PCI) và cột 4 của bảng 1 cho các tiểu chỉ số V
chất lượng thể chế cấp tỉnh. Hệ số ước lượng của biến tham nhũng (hối lộ) đến năng suất doan
nghiệp vẫn dương và có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, nếu thay thế biến tham nhũng bằng mức đ
tham nhũng, cột 5 của Bảng 1 cho thấy một mối liên hệ tiêu cực và đáng kể giữa mức độ tham nhũn
và năng suất doanh nghiệp.

Chúng tôi bắt đầu mô hình với các biến tại thời điểm hiện tại để cung cấp một số ước tín
ban đầu. Các mô hình OLS và FE được sử dụng. N hư thể hiện trong cột 1 của bảng 1, có một mc
liên hệ dương và đáng kể giữa tham nhũng và năng suất doanh nghiệp. Các hệ số ước tính cho thấ;
các doanh nghiệp có trả phí phi chính thức có năng suất cao hơn so với những doanh nghiệp khôn;
làm như vậy. Phát hiện này là phù hợp với kết quả gần đây cho nhiều nước Đông Á khi năng suấ
doanh nghiệp tăng mặc dù tham nhũng phổ biến (ví dụ, Vial & Hanoteau, 2010 tại Indonesia). Tu;
nhiên, các kết quả này khác với những phát hiện bởi Fisman và Svensson (2007) cho các doanh nghiỘỊ
châu Phi. Những kết quả này hàm ý rằng quan sát ban đầu này bởi OLS có thể bị chệch bởi các yếi
tố không quan sát hoặc các vấn đề nội sinh tiềm năng của tham nhũng.


B i ê n giải thích

T r à h ô i lộ

Bảng 1: Tác động của tham nhũng đến năng suất của doanh nghiệp
(2)
(1)
(4)
(3)
Pooled OLS
FE
FE
FE
0.1244**
0.0768**
0.0832**
0.0768**
(0.015)
(0.017)
(0.017)
(0.017)

Hối lộ/doanh thu( %)
Lao động (Log)
Vốn (log)
Đòn bẩy tài chính
Cải tiến

0.9305**
(0.009)
0.1727**
(0.006)
0.2541**
(0.048)
0.1425**
(0.014)

0.7145**
(0.019)
0.0925**
(0.009)
0.0623*
(0.028)
0.0814**
(0.016)

0.3506**
(0.015)

0.3102*
(0.129)

Chí phí nhập ngành
Tiếp cận dất
Minh bạch
Thời gian làm thủ tục
Trá phí phi chính thức
N ăng động

Hỗ trợ doanh KVTN
Đào tạo lao động
Khung pháp lý
Biến già đô thị

0.7144**
(0.019)
0.0924**
(0.009)
0.0622*
(0.028)
(10814**
(0.016)

0.7154**
(0.019)
0.0859**
(0.008)
0.0610*
(0.028)
0.0873**
(0.016)
0.0088
(0 0 1 7 )
0.0077
(0.014)
-0.0013
(0.014)
-0.0924**
(0.015)
0.0213
(0.018)
0.0200*
(0.010)
0.0303**
(0.009)
-0.0371 *
(0.016)
0.0531 **
(0.016)

(5)

FE

-0.9078+
(0.530)
0.7208**
(0.017)
0.0879**
(0.007)
0.0607*
(0.027)
0.0940**
(0.017)
0.0144
(0.017)
0.0057
(0.015)
0.0037
(0.014)
-0.0911**
(0.015)
0.0189
(0.018)
0.0172+
(0.010)
0.0264**
(0.009)
-0.0338*
(0.016)
0.0506**
(0.017)

PCI

0.0001
(0.002)
Hệ số chặn
1.0823**
1.9190**
2.0497**
2.0280**
(0.030)
(0.086)
(0.101)
(0.087)
Sô quan sát
10,033
10,033
10,033
10,033
R-squared
0.321
0.817
0.311
0.311
Lmt ý: Biên phụ thuộc là logarit tự nhiên của giá trị gia tăng của doanh nghiệp. Sai sô chuân vững trong ngoặc. +
kê ờ mức 10%; * mức 5%; ** mức 1%. Mô hình có kiểm soát biến giả năm, vùng và mức độ công nghệ.

2.0136**
(0.104)
10,033
0.319
ý nghĩa thóng

Cần lun ý ràng các kết quả trong Bảng 1 vẫn có khả năng chệch do vấn đề nội sinh tiềm
năng của hoi lộ, và không thể được giải quyết bàng các phương pháp hiệu ứng cố định. Do đó chúng
tôi sử dụng các phương pháp biến công cụ hiệu ứng cố định để kiểm soát cho cả nội sinh của biến
tham nhũng và các yếu tố không quan sát và không đổi theo thời gian. Kết quả kiểm tra nội sinh của
biên tham nhũng và mức độ tham nhũng ờ dòng cuối cùng của Bảng 4 cho thấy rằng tất cả các P-giá
trị của các chỉ định nhỏ hơn mười phần trăm, cho thấy rằng các kết quả trong Bảng 3 là bị chệch nếu
nội sinh của tham nhũng và cường độ tham nhũng không được kiểm soát.

Chúng tôi cũng tiến hành kiểm tra chất lượng của biến công cụ để tránh ước lượng chệch
gây ra từ các biến công cụ yếu. Các giá trị thống kê của Cragg-Donald Wald lần lượt là 926, 926,
73 1, 346, 346 và 301 cho sáu mô hình trong cột 1-6 của Bảng 2 tương ứng, và các giá trị này lớn hơn


so với báo cáo Stock-Yogo là 16,38 . Kết quả này chỉ ra các biến trung bình của tham n h ũ n g và rr
độ tham nhũng theo vị trí và ngành công nghiệp là các biến công cụ tin cậy trong nghiên cứiư này.

B áng 2: ƯỐ'C lirọng biến công cụ àn h h ư ở ng cố đ ịn h về lác động cùa th a m n h ũ n g đến n ăn g s u ấ t d o a n h n g h iệ p 2
Biên giải thích
(1)
-0.0456
(0.046)

Trả hôi lộ

(2)
-0.0456
(0.046)

(3)
-0.0009
(0.050)

Hối lộ/doanh tliu( %)
Lao động (Log)
Vốn (log)
Đòn bấy tài chính
Cải tiên

0.7227**
(0.019)
0.0947**
(0.008)
0.0607*
(0.029)
0.0896**
(0.017)

0.7226**
(0.019)
0.0947**
(0.008)
0.0607*
(0.029)
0.0898**
(0.017)

0.3224*
(0.143)

0.3217*
(0.144)
0.0002
(0.002)
8,829

Chí phi nhặp ngành
Tiếp cận đất
M inh bacli
Thời gian làm thủ tục
Trả phi phi chinh thức
N ăng động
Hỗ trợ doanh KVTN

Đào tạo lao động
K hung pháp lý
Biến giả đô thị
PCI
Số quan sát

8,829

Biên công cụ

T rung bình hôi iộ

trung bình theo
ngành, địa diêm và
năm

W eak identiíication
test(Cragg-D onald VVald F
statistic) [Stock-Yogo weak

926.312
[16.38]

T rung bình hôi
lộ trung binh
theo ngành, địa
diêm và nãm

926.107
[16.38]

0.7210*’
(0.019)
0.0874**
(0.008)
0.0600*
(0.029)
0.0930**
(0.017)
0.0144
(0.017)
0.0057
(0.015)
0.0039
(0.014)
-0.0913**
(0.015)
0.0185
(0.018)
0.0174+
(0.010)
0.0267**
(0.009)
-0.0343*
(0.016)
0.0508**
(0.016)

(4)

(5)

-7.8637+
(4.630)
0.7177**
(0.019)
0.0987**
(0.008)
0.0668*
(0.029)
0.0960**
(0.017)

-7.8634+
(4.631)
0.7177**
(0.019)
0.0987**
(0.008)
0.0668*
(0.029)
0.0960**
(0.017)

0.3122*
(0.158)

0.3123*
(0.158)
-0.0000
(0.002)
8,829
T rung bìnli
của m ứ c độ
hối lộ trung
bình theo
ngành, địa
đièm vả năm

8,829

8,829

T rung binh hỏi lộ

T rung binh cùa
m ức đ ộ hối lộ

trung bình theo
ngành, địa điêm

trung bình theo

và năm

ngành, địa điêm
và năm

731.591
[16.38]

346.577
[16.38]

346.671
[16.38]

(6)

-5 .2 3 5 4 *
(2 .4 3 7 )
0.77198**
(O.OI7)
0.0)906**
(0 .0 0 8 )
0.(0639*
(0 .0 2 7 )
0 .0 9 8 9 * *
(0 .0 1 7 )
01.0147
(0 .0 1 7 )
01.0055
((0.015)
01.0030
((0.014)
-0 .0 9 0 4 * »
((0.015)
0)0205
((0.018)
0)0161
((0.010)
0.(0246**
((0.009)
-01.0314+
((0.016)
0.(0495**
((0.017)

8,829

Truiiịg binh của
mirc độ hối lộ
tr u n g binh theo
ngànlh, địa điêni

wà năm
301.392
[[16.38]

id test critical value at 10
percent]
0.07
0067
Bndogeneity test o f Bribe
0.004
0.004
0.001
0.001
and bribe intensity (P-value)
N oles: The deD endent v a ria b le is th e naturai los o f v a lu e added. Robust Standard errors are in D arentheses. + signiíícant at 10%: * siigniíìcant al
5% ; ** signiHcant at 1%. M odels are controlled for year dum m ies and technological level dum m ies.

Theo báo cáo trong Bảng 2, tác động tiêu cực của tham nhũng đến năng suất doamh nghiệ
được quan sát thấy trên tất cả các mô hình khi chúng tôi kiểm soát đối với vấn đề nội sinh của thai

2 C húng tôi kiểm tra độ tin cậy của kết quà bàng việc phân tich các kịch bản khác nhau. T rước tiên, chúng tôi bỏ giá trị ngoại lai. Kết c:ho sau đó th
đôi rât nhó và diều đó cho thấy các phát hiện nghiên cứu là tin cậy. C húng tõi cũng kiểm tra sự biến động của các hệ số bảng việc bó biiẽi cài tiên b
tiềm tang nội sinh của biến này và kết quả vẫn cho thấy tham nhũng có tác động tiêu cực tới hiệu quà doanh nghiệp.

1


nhũng. Tuy nhiên, các hệ số ước tính không còn ý nghĩa thống kê. Kết quả này úng hộ quan điêm thê
chế. Những kết quả này cũng phù hợp với những phát hiện gần đây cho rằng tham nhũng là phô biến
trong các doanh nghiệp Việt Nam, và do đó sự tham gia của các doanh nghiệp trong việc chi trả phí
phi chính thức dường như không có tác động tới hiệu quả doanh nghiệp bởi vì nó được coi là một chi
phí gia nhập ngành trong các doanh nghiệp (DEPOCEN, 2012). Tuy nhiên, tham nhũng khi đo lường
bằng một biến giả không phản ánh được tác động của mức độ tham nhũng. Do đó, mức độ của tham
nhũng được xem xét trong các tình huống tiếp theo. Các kết quả được báo cáo trong cột cuối cùng 4,
5 và 6 của Bảng 2. Tác động tiêu cực và đáng kể cùa mức độ tham nhũng đến năng suất doanh nghiệp
được ghi lại qua thông số kỹ thuật khác nhau. Điều này hàm ý rằng tác động của tham nhũng đối với
năng suất doanh nghiệp có thế không được phát hiện nếu chỉ đo lường hối lộ là một biến giả.
4.2. Phân tích hổi quy tác động của tham nhũng và loại hình tham nhũng tới hiệu quả tài chính doanh
nghiệp
Đe cung cấp những kết quả hồi quy sơ bộ ban đầu, chúng tôi sử dụng phương pháp OLS cho dữ liệu
gộp. Cột 1 của bảng 3 cho thấy mối liên hệ tiêu cực đáng kể giữa tham nhũng và hiệu suất tài chính
vững ở mức 1% ý nghĩa thống kê. Hệ số ước lượng cho chúng ta biết rằng các doanh nghiệp có hành
vi tham nhũng có hiệu quả tài chính thấp hon so với những doanh nghiệp không làm như vậy. Phát
hiện này là phù họp với những phát hiện mới đây của Donadelli và cộng sự (2014) đối với các doanh
nghiệp châu Âu, nhưng trái ngược với những kết quả từ các nghiên cứu Đông Á, nơi tham nhũng có
tác động tích cực (ví dụ, Wang & You (2012) cho các công ty Trung Quốc). Ket quả khác biệt như
vậy hàm ý rằng các phân tích ban đầu của chúng tôi bằng các OLS có thể bị chệch do hệ quả của việc
không kiểm soát được các yếu tố không quan sát hoặc các vấn đề nội sinh tiềm năng của tham nhũng
và các biến khác.
Để kiểm soát các yếu tố không quan sát được và vấn đề nội sinh nêu trên, chúng tôi tiến
hành sử dụng phương pháp GMM hệ thống đề xuất bởi W intoki và cộng cự (2012). cần lưu ý ràng
các phương pháp OLS và FE có thể đạt được ước tính hiệu quả hơn so với phương pháp GMM hệ
thống nếu các biến giải thích không phải là nội sinh. Do đó, kiểm định Hausman được thực hiện để
kiểm tra vấn đề nội cho tất cả các biến độc lập. Theo Schultz, Tan và W alsh (2010), các nghiên cứu
được tiến hành trên các phương trình dạng mức hiệu quả doanh nghiệp và tham nhũng. Sự khác biệt
trễ một năm của các biến giải thích như AlnYic_x, Alnsizeu_1, Abribeic^ , và Aleverageu_x, được coi là
biên công cụ với biến giả năm và tuổi của doanh nghiệp xem như là biến ngoại sinh. Các kết quả của
ước lượng chỉ ra rằng giả thuyết Ho bị bác bỏ ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Nội sinh của biến giái
thích là mối quan tâm, và do đó sẽ cần thiết để áp dụng phương pháp hệ GMM hệ thống trong nghiên
cứu này. Chúng tôi cũng kiểm tra tính phù hợp của phương pháp hệ GMM hệ thống bằng một vài
kiêm tra thử nghiệm Hansen-J. Các kết quả được hiển thị ở hàng cuối cùng của bảng 3. Giá trị thống

12


kê của Hansen-Jest tưo-ng ứng là 0,135, 0,211 và 0,117. Kết quả cho thấy rằng biến công ciự được :
dụng trong các mô hình của chúng tôi là phù họp.

Theo báo cáo trong cột 2 của bảng 3, tác động của tham nhũng đối với hoạt động tài chíi
của doanh nghiệp trở nên không ý nghĩa sau khi kiểm soát các yếu tố không quan sát đ ư ợ c v à n
sinh động. Phát hiện này cung cấp hỗ trợ cho quan điểm lý thuyết thể chế và phản ánh th ự c tế rằr
tham nhũng là phổ biến trong các doanh nghiệp tại Việt Nam và do đó, sự tham gia vào các hoạt độr
tham nhũng không cung cấp hiệu quả tài chính cho các doanh nghiệp.

Báng 3: Mỏ hình động về tác động của tham nhũng đến hiệu quă tài chính của doanh nghiệp
M odel 2
M odel 1
M odel 3
VAR1ABLES
Pooled OLS
GM M
Pooled
GMM
Pooled OLS
GMM
OLS
(2)
(3)
(4)
(5)
(6)
(1)
Biến trễ ROA
0.0596**
0.0685*
0.0603**
0.0678*
0.(0692*
0.0597**
(0.020)
(0.030)
(0.020)
(0 .0 3 0 )
(0.030)
(0.020)
Hối lộ
-0.0352**
-0.0015
(0.008)
(0.010)
Hối lộ/doanh thu (%)
-0.1474*
-0.4018**
(0.131)
(0.070)
Hối lộ cho dịch vụ công
-0.0227
0.10271 +
(0.014)
(0.016)
Hối lộ cho cấp phép
-0.0671**
-0.10662**
(0.020)
(0.024)
Hối lộ thuế, phí
-0.0297*
-0.0627**
(0.011)
((0.013)
Hối lộ cho hợp đồng với NN
-0.0334*
-(0.0098
((0.022)
(0.017)
Hối lộ hải quan
0.0605+
-(0.0325
(0.036)
((0.040)
Hối lộ vì lý do khác
0 .0 0 0 1
-0.0233+
(0.014)
(0.012)
Quy mô công ty (Log)
-0.0400**
-0.0028
-0.0021
-(0.0103
-0.0446**
-0.0420**
(0.005)
(0.011)
(0.009)
(0.005)
(0 .0 1 1)
(0.005)
Tuồi công ty (Log)
-0.0239**
-0.0230**
-0.0057
-0.0077
-0.0238**
-0.0062
(0.008)
(0.006)
(0.008)
(0.006)
(0.008)
(0.006)
Đòn bẩy tài chính
0.1484**
0.1347**
0.1482**
0.1242*
0.1463**
0.1428**
(0.026)
(0.026)
(0.050)
(0.047)
(0.049)
(0.026)
Cải tiến
0.0004
0.0232*
0.0019
-0.0008
0.0253*
0.0231*
(0.008)
(0.010)
(0.008)
(0.011)
(0.008)
(0.010)
Hệ số chặn
0.4020**
0.4013**
0.2141**
0.2310**
0.2175**
0.4039**
(0.024)
(0.024)
(0.055)
(0.056)
(0.024)
1(0.048)
Sô quan sát
6,031
6,031
6,031
6,031
6,031
6,031
R-squared
0.083
0.085
0.081
Durbin-Wu-Hausman test for
0.0005
0.0004
0.0026
endogeneity o f repressors (pvalue)
Hansen-J test o f over0.117
0.211
0.135
identiíication (p-value)
Notes: Models include industry dummies, year dummies and firm fixed-effects; Asterisks indicate signiíicance at \0% (+), 5%
(*), and 1% (**). Robust Standard errors in parenthesis. The number o f observations is 6,031. F o llo w in g Schultz, et a!.. (2010)
and VVintoki, et ai., (2014), firm age and year dummies are considered to be exogenous.

Tuy nhiên, như đã thảo luận trước đây, đo hối lộ như một biến giả không phản ánh đượi
mức độ tham nhũng. Do đó, chúng tôi thay thế biến giả tham nhũng bằng biến liên tục đo lường mớ'
độ tham nhũng. N hư được thể hiện theo cột 3 của Bảng 3, mức độ tham nhũng có ảnh hường tiêu cự


đến hoạt động tài chính của các công ty bất kể là mô hình nào được sử dụng. Cụ thể, khi mức độ tra
cho tham nhũng tăng 1%, làm cho hiệu quả tài chính công ty giảm 0,147%, giữ nguyên các yếu tố
khác không đổi trong mô hình. Phát hiện này có nghĩa rằng các nghiên cứu trước đây sử dụng hối lộ
là một biến giả có thể không cho thấy các tác động thực sự của tham nhũng đối hiệu quả doanh nghiệp.

Trong m ột cách tiếp cận chi tiết hơn, chúng tôi tìm hiểu tác động của các loại tham nhũng
khác nhau đối hiệu quả tài chính của doanh nghiệp. Ket quả cho thấy rằng trong khi một số loại hình
tham nhũng không ảnh hưởng đến hoạt động tài chính của các doanh nghiệp, chi phí phi chính thức
đẻ có được giấy phép và giấy phép cũng như các khoản phí phi chính thức cho những người thu thuế
có tác động tiêu cực tới hiệu quả tài chính của doanh nghiệp. Tuy nhiên, trả chi phí không chính thức
cho các dịch vụ công cộng có tác động tích cực đến hoạt động tài chính công ty. Điều này có thể là
do tiả chi phí không chính thức cho các dịch vụ công cộng sẽ giúp doanh nghiệp tiết kiệm thời gian
và chi phí trong việc giải quyết hành chính công, và do đó đảm bảo cho họ đạt được hiệu quá tài
chính.

Liên quan đến vai trò của hiệu quả tài chính công ty trong quá khứ, trong tất cả các mô hình
được sử dụng, kết quả ước lượng cho thấy biến số này một tác động đáng kể và tích cực đến hiệu quả
tài chính hiện tại. Phát hiện này là phù hợp với các nghiên cứu gần đây (ví dụ, Wintoki và cộng sự,
2012). Những kết quả này cũng ngụ ý rằng hoạt động tài chính công ty trong quá khứ là một biến
quan trọng trong việc xem xét bản chất động của các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính. Việc
không xem xét biến trễ của hiệu quả tài chính trong mô hình có thể dẫn đến các ước lượng chệch và
không phản ánh được những tác động thực sự của tham nhũng đối với hoạt động tài chính của doanh
nghiệp.
5. Đánh giá về các kết quả đã đạt đựợc và kết luận

Nghiên cửu của chúng tôi là nghiên cứu đầu tiên đã đánh giá tác động của tham nhũng ở cả cấp công
ty VI cấp tỉnh tới năng suất công ty tại Việt Nam. Phát hiện nghiên cứu của chúng tôi khác với một
niềm tin phổ biến về một nghịch lý đối với các nước Đông Á về mối quan hệ cùng chiều giữa hành
vi trả hối lộ và hiệu quả doanh nghiệp. Ngược lại, với việc sử dụng phương pháp ước lượng phù hợp
nhấi (biến công cụ IV) với dữ liệu mảng để khắc phục tính nội sinh của tham nhũng thì nghiên cứu
của :húng tôi lại phát hiện tác động tiêu cực mức độ hối lộ ( đo bằng phần trăm giá trị khoản hối lộ
trên doanh thu của doanh nghiệp) đến năng suất của các doanh nghệp nhỏ và vừa (SMEs) ở Việt
N an. Tuy nhiên, độ lớn của tác động ước tính là tương đối nhỏ, có thể do tham nhũng chiểm tỷ lệ
phần trăm doanh thu không nhiều của các doanh nghiệp hoặc có thể do sai sổ đo lường trong điều tra
khảo sát. Cũng có thể là do chính các khoản trả phi chính thức có thể có cả tác động tiêu cực và tích
14


cực đồng thời và nếu vậy thì dường như tác động tiêu cực là mạnh hơn. Điều này gợi ý cần có' thê
các nghiên cứu định tính sâu hơn để làm sáng tỏ cơ thế này.

Nghiên cứu của chúng tôi cũng có đóng góp đáng kể vào các nghiên cứu về tác động c ủ a tha
nhũng đối với hoạt động tài chính công ty. Đay là nghiên cứu đầu tiên đánh giá tác động củai tha
nhũng đối với hoạt động tài chính của doanh nghiệp ở cả hai cấp độ là doanh nghiệp và cấp tỉnh
Việt Nam. Ngược lại với những kết quả của nhiều nghiên cứu trước đây, chúng tôi phát hiệin rằr
việc có hối lộ hay không ( đo bằng biến giả: dummy) dường như không có ảnh hưởng đến hiệu qi
tài chính doanh nghiệp nhưng cường độ hối lộ ảnh hường tiêu cực đến hoạt động tài chính của doar
nghiệp, khi các yếu tố nội sinh động và các đặc điểm không quan sát được của doanh nghiệp đưc
kiểm soát trong mô hình ước lượng. Điều đó khẳng định rằng cách tiếp cận điển hình sử dụng thai
nhũng chỉ là một biến giả có thể không đánh giá đầy đủ tác động của mức độ hối lộ tới hiệu quả doan
nghiệp.

Ngoài ra, nghiên cứu này cung cấp thêm bằng chứng về tác động của từng loại hìnlh thai
nhũng tới hiệu quả tài chính của doanh nghiệp. Trong khi một trả các khoản phí không chíruh thú
cho một số lĩnh vực hay thủ tục không ảnh hường đến hoạt động tài chính công ty, thì một số khoả
trả chi phí không chính thức để có được giấy phép và họp đồng chính phủ lại có tác động tiêu cụ
đến hoạt động tài chính của các doanh nghiệp. Tuy nhiên, các công ty trả tiền hối ỉộ cho các dịch V
công cộng có hiệu quả tài chính cao hơn so với các công ty không trả hối lộ. Những kết quả này hàr
ý rằng các loại khác nhau của tham nhũng có tác động khác nhau về hiệu quả tài chính của các côn
ty và các biện pháp chống tham nhũng khác nhau cũng nên được ấp dụng cho từng loại tham nhũng

Nghiên cứu của chúng tôi cho thấy vai trò của đặc điểm doanh nghiệp đối với hiệu quả doan'
nghiệp. Ví dụ, hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp trong các năm trước được tìm thấy có tác dụni
tích cực đối với hoạt động tài chính hiện tại và điều đó hàm ý rằng mối liên hệ giữa tham nhũng v;
hoạt động tài chính công ty nên được phân tích trong một mô hình động. Nghiên cứu này cho thấy s<
năm hoạt động dường như không có tác động đối với hiệu quả tài chính thì nhưng đòn bầy tài chínl
lại có tác động tích cực với hoạt động tài chính công ty. Hon nữa, chúng tôi phát hiện rằng nhữní
doanh nghiệp có hoạt động cải tiến là những người có chính sách linh hoạt và do vậy có thể đáp írm
nhanh chóng nhu cầu thị trường và từ đó có hiệu quả tài chính cao hơn so với doanh nghiệp khônị
có hoạt động cải tiến.

Xét về hàm ý chính sách, phần lớn các loại tham nhũng đều có tác động tiêu cực đèn hiệu qu,
tài chính của các công ty. Bên cạnh đó, nghiên cứu cho thấy mức độ tham nhũng giảm di có quan h


dóng biên với hoạt động cải tiên trong hiệu quả tài chính cho các doanh nghiệp tư nhân ở Việt Nam.
Do đó, các giải pháp chống tham nhũng là cần thiết và cần có một khung pháp lý rõ ràng, nhất quán
và công bằng cho tất cả các thành phần kinh tế. Các phát hiện nghiên cứu cho thấy mối quan hệ giữa
một mức độ tham nhũng thấp và cải thiện năng suất của các công ty cung cấp hàm ý chính sách cho
Việt Nam rằng đấu tranh chống tham nhũng là cần thiết cho sự phát triển của các SMEs. Chiến dịch
nay đã được thực hiện trong nhiều năm qua nhưng đã không đem lại nhiều hiệu quả và do vậy việc
chống và đầy lùi tham nhũng là rất quan trọng cho hoạt động của doanh nghiệp. Một khung pháp lý
minh bạch và thực thi hiệu quả cần được cam kết để hạn chế tham nhũng và mức độ tham nhũng ở
Việt Nam.

Một số yếu tố phản ánh chất lượng thể chế cấp tỉnh như: chi phí thời gian và hành động hỗ trợ
cho khu vực tư nhân có tác động tích đến năng suất công ty. Điều này cung cấp hàm ý chính sách hữu
ích răng các tình cần tiến hành đơn giản hóa thủ tục hơn nữa để tiết kiệm thời gian cho các doanh
nghiệp, các hoạt động hỗ trợ doanh nghiệp tư nhân cần thiết thực và hiệu quả hơn nữa. Các tỉnh có
chỉ số thấp về chi phí thời gian và hỗ trợ khu vực tư nhân cần tập trung vào cải thiện hai chỉ số này
và qua đó sẽ góp phần nâng cao hiệu quả của các doanh nghiệp tư nhân ở địa phương.

Bên cạnh các thành công của nghiên cứu, chúng tôi thừa nhận rằng kết quả nghiên cứu còn
một số hạn chế và điều đó gợi mở cho các nghiên cứu tương lai. Ví dự, nghiên cứu này chỉ tập trung
vào doanh nghiệp nhỏ và vừa trong lĩnh vực sản xuất và sở hữu ngoài quốc doanh trong nước tại Việt
Nam. Với sự sẵn có của dữ liệu, thì các nghiên cứu trong tương lai có thể xem xét tác động của tham
những tới các công ty lớn, các doanh nghiệp trong hình thức sở hữu khác như doanh nghiệp nhà nước
và doanh nghiệp FDI và doanh nghiệp trong các lĩnh vực kinh tế khác như dịch vụ hoặc nông nghiệp
đê cung cấp một sự hiểu biết rộng hơn về tác động của tham nhũng, các loại tham nhũng về hoạt động
tài chính của các doanh nghiệp Việt Nam. các nghiên cứu trong tương lai cũng có thể nên được thực
hiện trong các nền kinh tế chuyển đổi khác bằng cách sử dụng phương pháp tương tự được sử dụng
đê xác định quan hệ tiêu cực giữa tham nhũng và năng suât công ty đê so sánh với các phát hiện
nghiên cứu ở Việt Nam.
6. Tóm tắt kết quả (tiếng Việt và tiếng Anh)
Tiếng Việt:
Sử dụng dữ liệu từ các cuộc điều tra toàn quốc của thể chế cấp tỉnh và doanh nghiệp vừa và
nhỏ tư nhân ở Việt Nam, nghiên cứu này cung cấp bằng chứng đầu tiên về ảnh hưởng của chất lượng
thể chế cấp tỉnh, hành vi và mức độ trả các khoản phí phi chính thức tới năng suất và hiệu quà tài
chính của doanh nghiêp. Ket quả nghiên cứu cho thấy,iằng.mức đô-hối-lô (-tỷ lê phần trăm của khoản
ĐẠI H Ọ C Q U Ố C G IA HẦ NỘI
TRUNG TẨM THÔNG TIN THƯ VIỆN

OOOGOƠDO/v Q/i

16


phí phi chính thức so với doanh thu) có một tác động tiêu cực đến năng suất và hiệu quả tài chín
với điều kiện tính nội sinh của tham nhũng và các đặc điểm không quan sát được được kiểm so
trong mô hình ước lượng. Phát hiện này trái ngược với niềm tin phổ biến về một nghịch lý đối V'
các nước Đông Á rằng tồn tại một mối quan hệ đồng biến giữa tham nhũng và hiệu quả của doar
nghiệp. Bên cạnh đó chúng tôi cũng phát hiện rằng phần lớn hoạt động hối lộ cho các loại thủ ụ
hành chính hay lĩnh vực khác nhau có tác động tiêu cực tới hiệu quả tài chính của doanh nghiệp. Ph
hiện nghiên cứu này hàm ý rằng về mặt phương pháp, nếu chỉ sử dụng biến giả về hành vi hối lộ :
không thấy được tác động tiêu cực của tham nhũng tới hoạt động của doanh nghiệp. Các phát hiệ
nghiên cứu hàm ý rằng các việc giảm thiểu tham nhũng là cần thiết cho sự phát triển của các SME
ờ Việt Nam.
Tiếng Anh
Using data from nationwide surveys o f provincial institutions and private manu/acturing sma
medium enterprises, this study provided the fìr st evidence o f the impact o f provincial institutio
quaỉity and f ư m s ' participation in and intensity o f corrupt activities on smalle and medium siz
enterprieses' productivity and fm a ncia l performance in Vietnam. We fo u n d that the bribe intensií
insíead o f whether firm s bribed State officiaỉs or not (measured hy a dummv variable) has a negath
effect on firm productivity and financial performance when the endogeneity o f corrupíion an
unobservable characteristics are controlled for. This finding contrasts to a popular b elief about
paradox for East Asian countries where corruption is positively associated with firm growth. We als
find that the mạịority o f form s o f corruption were fo u n d to have negative impacts o n fìr m s 'financií
performance. Hence, a typical approach using onỉy a dummy variable o f bribe might noí adequateì
evaluate the impact o f bribe intensity or even ignored negaíive impacts o f some types o f bribe o
firm s' ỹinanciaỉ performance. The jìndings suggest that antì-corrnption measures are vital fo r th
development o f the Vietnamese private SMEs.
PHẦN III. SẢN PHẢM , CÔNG BỐ VÀ KÉT QUẢ ĐÀO TẠO CỦA ĐÈ TÀI
3.1. Kết quả nghiên cứu
Yêu cầu khoa học hoặc/và chi' tiêu kinh tế - kỹ thuật
TT

Tên sản phấm
Đăng ký

1

Báo cáo khoa h ọ c kết quả n ghiên

S ô lư ợ n g 0 1 : chât lượng tôt

Đạt đưọc
Hoàn thành

cứu cùa đề tài
2

02 bài báo đ ăng tạp ch í ISI (S S C I)

01 B ài IS1 (S S C Ỉ )

H oàn thành (vư ợt yêu cầu)

01 B ài Scopus
3

02 bài báo trên tạp chí chuyên
ngành kinh tế, tính đ iểm cao nhất
theo hội đồng C D G S N N

0 2 bài báo trên tạp chí chuyên
ngành kinh tế, tính điểm ca o nhất
theo h ội đ ồn g C D G S N N

Hoàn thành

4

Báo cáo đánh giá thực trạng chất
lượng thể ch ế, tham nhũng và hoạt

01 B áo cáo

Hoàn thành

01 B áo cáo

Hoàn thành

động cùa doanh n g h iệp nhỏ và vừa
ở V iệt N am
5

Báo cáo tổn g hợp về xây dự ng mô
hình kinh tế lư ợ n g phù hợp để đánh
giá tác đ ộ n g của tham nhũng, chất
lượng thể ch ế tới hiệu quả doanh
nghiệp


3.2. Hình thức, cấp độ công bố kết quả
T ình trạn g
Ghi địa
(Đã in / châp nhận ìn/ đã chỉ và cảm
nộp đon/ đã được chấp
ơn sự tài
Sản phẩm
nhận đơn hợp lệ/ đã
trọ' của
TT
được cấp giấy xác nhận ĐHQ G HN
SH TT/ xác nhận sử dụng đúng quy
sản phẩm)
định
1 Công trình công bô trên tạp chí khoa học quôc tê theo hệ thông ISI/Scopus
1.1 Tuyen, Huong, Tinh & Hiep. “Corruption Đã xuât bản
Đúng quy
provinciaỉ institutỉons and manfacturing firm
định
productivity: new evidence fro m a transitional
econom y”.
Estudios D e E conom ia, Vol 43, No 2, pp.
199-215, Nov 2016.
Published by University o f Chile
ISI (SSCI) & Scopus ’
Đã xuât bản
Đúng quy
1.2 Huong, T uy en, Tuan & Lim
“Corruption, types o f corruption
định
and firm financial per/ormance: new evidence
from a transitional Economy ”
Journal o f B usiness Ethics, Jan 2016, doi:
10.1007/s10551-016-3016-y, Jan 2016
Published by Springer, N etherland
ISI (SSCI) & Scopus
2 Sách chuyên khảo được xuất bản hoặc ký họp đồng xuất bản
2.1
2.2
3 Đăng ký sở hữu trí tuệ
3.1
3.1
4 Bài báo quôc tê không thuộc hệ thông ISI/Scopus
4.1
4.2
5 Bài báo trên các tạp chí khoa học của ĐHQG -ỈN, tạp chí khoa học chuyên ngành
quốc gia hoặc báo cáo khoa học đăng trong b ) yếu hội nghị quốc tế
Đã xuât bản
Đúng quy
5.1 Tuyen, Huong. ‘T á c động của chát lượng
thế chế tới hoạt động xuất khẩu của doanh
định
nghiệp ở Việt N am ” K inh tế và P hát triển, số
tháng 8/2016
T uyen, Huong. “A nh hưởng của khủng
Đã xuât bản
Đúng quy
hoảng kinh tế đến khả năng sống sót của
định
doanh nghiệp nhỏ và vừa ở Việt Nam ’ ’
N ghiên c ứ u K inh tế, số tháng 9/2015
6 Báo cáo khoa học kiên nghị, tư vân chính sác 1 theo đặt hàng của đơn vị sử dụng
6.1
6.2
r

r

r

Đ ánh
giá
chung
(Đạt,
không
đạt)

r

Đạt

Đạt

Đạt

Đạt

_

-

18


Kêt quả dự kiên được ứng dụng tại các cơ quan hoạch định chính sách hoặc cơ sở
ứng dụng KH&CN

7

Ghi chú:
Cột sản phẩm khoa học công nghệ: Liệt kê các thông tin các sản phẩm KHCN theo thứ t
trình, mã công trình đăng tạp chí/sách chuyên khảo (DOI), loại tạp chỉ ISI/Scopus>
Các an phẩm khoa học (bài báo, bảo cáo KH, sách chuyên khảo...) chỉ đươc chấp nhân nể
có ghi nhận địa chỉ và cảm ơn tài trợ của ĐH Q G HN theo đúng quy định.
Bản phô tô toàn văn các ẩn phẩm này phải đưa vào phụ lục các minh chứng của báo các
Riêng sách chuyển khảo cần có bản phô tô bìa, trang đầu và trang cuối có ghi thông tin m ã so xuc
bản.
3.3. Kết quả đào tạo ( Không đăng ký)
TT

Họ và tên

Thòi gian và kinh phí
tham gia đề tài
(số tháng/số tiền)

Công trình công bố liên quan
(Sản phẩm KHCN, luận án, luận
văn)

Đã bảo vệ

1
1
2
Ghi chú:
Gửi kèm bàn photo trang bìa luận án/ luận văn/ khỏa luận và bằng hoặc giấy chứng nhậ:
nghiên cứu sinh/thạc sỹ nếu học viên đã bảo vệ thành công luận án/ luận văn;
Cột công trình công bố ghi như mục III. 1.
PHẦN IV. TỎNG HỢP KÉT QUẢ CÁC SẢN PHẨM KH&CN VÀ ĐÀO TẠO CỦA ĐÉ TÀI
TT

Sản phâm

1

Bài báo công bô trên tạp chí khoa học quôc tê theo hệ
thống ISI/Scopus

2

Sách chuyên khảo được xuât bản hoặc ký họp đông xuât
bản
Đăng ký sở hữu trí tuệ
Bài báo quôc tê không thuộc hệ thông ISI/Scopus
Sô lượng bài báo trên các tạp chí khoa học của
ĐHQGHN, tạp chí khoa học chuyên ngành quốc gia hoặc
báo cáo khoa học đăng trong kỷ yếu hội nghị quốc tế
Báo cáo khoa học kiên nghị, tư vân chính sách theo đặt
hàng của đơn vị sử dụng

3
4
5

6

Sô lượng
đăn g ký
OlScopus
01 ISI

S ô lư ọ n g đã
hoàn thành
02 ISI
(SSCI) theo
phân ngành
Kinh tế &
Kinh doanh

0
0
0
02

02

1!


7

Kêt quả dự kiên được ứng dụng tại các cơ quan hoạch định
chính sách hoặc cơ sở ứng dụng KH&CN
Đào tạo/hỗ trợ đào tạo NCS
Đào tạo thạc sĩ

8
9

0
0
0

PHẢN V. TÌNH HÌNH s ử DỤNG KINH PHÍ
TT
A
1
2
3
4
5
6
7
8
B
1
2

Nội dung chi
Chi p h í trực tiêp
Thuê khoán chuyên môn
Nguyên, nhiên vật liệu, cây con..
Thiêt bị, dụng cụ
Công tác phí
Dịch vụ thuê ngoài
Hội nghị, Hội thảo, kiêm tra tiên độ, nghiệm
thu
In ấn, Văn phòng phẩm
Chi phí khác
Chi phí gián tiếp
Quản lý phí
Chi phí điện, nước

Kinh phí
đuọc duyệt
(triệu đồng)

Kinh phí
thực hiện
(triệu đồng)

216
24

216
24

28

28

13
4

13
4

15

15

300

300

Ghi chú

P H Ầ N V. K IẾ N N G H Ị (về phát triển các kết quả nghiên cứu của đề tài; về quàn lý, tò chức thực
hiện ở các cấp)


Nên khoán trực tiếp theo sản phẩm. Ví dụ, hết năm 1 có 02 bản first draft của bài báo quốc
tế. Bỏ nghiệm thu chuyên đề mang tính hình thức.



Nên rõ ràng hơn trong việc phân đ ịn h đăng ký ISI hay Scopus vỉ đa phần tạp chí ỈSI là tốt
hơn và khó hơn, nếu cứ để ISI/Scopus thì chủ nhiệm đề tài sẽ chọn phương án dễ hơn là
Scopus vì nhiều tạp chí Scopus đóng tiền rất dễ ( tạp chí tai tiếng: predatory joumals). Do vậy,
theo tôi cần ghi rõ đăng ký: ISI hay Scopus, thay vì ISI/scopus. Nếu đăng ký Scopus cần cam
kết không đăng tạp chí đóng tiền và tai tiếng. Neu đăng ký ISI thì số lượng bài đăng ký sẽ ít
hơn, nhưng sẽ tốt hơn cho VNU, UEB theo khía cạnh chất lượng bài báo.



Nên chấp nhận cho nghiệm thu khi tác giả đã có thư chấp nhận (vd: email) đăng bài.



Nên phân định rõ tác giả của công bố quốc tế. Nếu đăng ký 02 bài thì ít nhất 01 bài chủ
nhiệm đề tài phải là tác giả chính (first or corresponding author).

P H À N VI. PH Ụ LỤ C (minh chứng các sản phẩm nêu ở Phần III).
-Phụ lục ỉ: Thuyết minh đề cương
-Phụ lục 2: 02 bài báo quốc tế ở tạp chí ỈS I (SSCỈ)
-Phụ lục 3: 02 bài báo trong nước tính điểm cao nhất
-Phụ lục 4: Báo cáo đảnh giá thực trạng chất lượng thể chế, tham nhũng và hoạt động của doanh
nghiệp nhỏ và vừa ở Việt Nam
20


-Phụ lục 5: Báo cáo tông hợp vế xây dựng mô hình kinh tế lượng phù họp đê đánh giá tác động c
tham nhũng, chất lượng thể chế tới hiệu quả doanh nghiệp

H à Nội, n g à y 18 th á n g 11 năm 2016
Đơn vị chủ trì đề tài
(Thủ trưởng đom vị ký tên, đóng dấu)

Chủ nhiệm đề tài
(Họ tên, chữ ký)

TS Trần Quang Tuyến


PHỤ LỤC 1


MẦU 05/KHCN
(Ban hành kèm theo Quyết định sổ 3839 /QĐ-ĐHQGHN ngày 24 thảngio năm 2014
cùa Giám đốc Đ ại học Quốc giơ Hà Nội)

THUYÉT MINH
ĐỀ TÀI KH O A HỌC VÀ CÔNG NGHỆ CÁP ĐHQGHN
(Yêu cầu không thay đổi ưĩnh tự các mục, không xóa những gợi ý ghi trong ngoặc)

I. THÔNG TIN CHUNG VÈ ĐÈ TÀI
1 - Tên đề tài
Tiếng Việt: Tham nhũng và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp: Bằng chứng kinh tế
lượng mói từ phân tích các doanh nghiệp nhỏ và vừa ở Việt Nam.
Tiếng Anh: C orniption and Firm Períorm ance: New econometrỉc evidence from Smalỉ and
Medium Sized Enterprises ỉn Vietnam.
2 - Mã số (được cấp khi Hồ sơ trúng tuyến):
3 - Thời gian thực hiện: Từ tháng

12/2014 đến tháng

12 /2016

- Thông tin về chủ nhiệm đề tài
Họ và tên: Trần Quang Tuyến
Ngày, tháng, năm sinh:

19/10/1973

Nam/Nữ: Nam

Trình độ chuyên môn: TS
Chức danh khoa học: Giảng Viên-PCN khoa
Điện thoại:
Tổ chức: 0437547506-100:
Fax:

Nhà riêng:

Mobile: 0912474896

E-mail: tuventq@vnu.edu.vn

Tên tổ chức đang công tác: Khoa KTCT, ĐHKT, ĐHQG Hà Nội
Địa chỉ tổ chức : Phòng 100. E4, 144 Xuân Thủy, cầ u Giấy, Hà Nội
5 - Thư ký đề tài
Họ và tên: Vũ Văn Hưởng
Ngày, tháng, năm sinh: 10/12/1979

Nam/ Nữ: Nam

Trình độ chuyên môn: TS
Chức danh khoa học: Giảng Viên
Điện thoại: 0983348328
Tổ chức :

Nhà riêng:

Fax:

E-mail: huongaofVn@gmail.com

Mobile:

Tên tô chức đang công tác: Học Viện Tài Chính
Địa chỉ tổ chức : 8, Phan Huy Chú, Hoàn Kiếm, Hà Nội
6 - Đơn vị chủ trì đề tài
Tên đom VỊ chủ trì: Trường ĐHKT, ĐHQG Hà Nội
Điện thoại

Fax:

E-mail:
Website:
Địa chỉ:
1


7 —Xuất xứ của đề tài (xét chọn, tuyển chọn, hợp tác ...)
8 - Các đon vị phổi họp chính thực hiện đề tài (nếu có)
Đơn vị 1 (bắt buộc đổi với đề tài KH & CN hợp tác song phương)
Tên đcm vị chủ quản:
Điện thoại:

Fax:

Địa chi:
Đơn vị 2
Tên đơn vị chủ quản:
Điện thoại:

Fax:

Địa chỉ:
9 - Các cán bộ thực hiện đề tài
(Ghi những người có đỏng góp khoa học và thực hiện những nội dung chỉnh thuộc đơn vị chù trì vờ
đom vị phối hợp tham gia thực hiện đề tài, không quá 10 người kể cả chủ trì để tài)
Họ và tên, học hàm , học
vị
1

TS Trần Quang Tuyến

Tỗ chức công tác

Khoa KTCT

Chủ nhiệm

Thiết kế nghiên cứu và phân
tích dữ liệu,viết cáo cáo,
giám sát chất lượng

6

Thư ký

Phân tích dữ liệu

6



...

TS Vũ Vãn Hường

Thời gian làm việc cho đề
tài
(SỐ tháng quy đổi2)

Nội dung công việc
tham gia

Học Viện Tài Chính

Viết báo cáo
10

TS Đoàn Thanh Tịnh

Bộ Kinh doanh, đổi
mới và việc làm,

Thành viên

Thào luận két quà,

3

Hàm ý chính sách

New Zealand
TS Trần Đức Hiệp

Khoa KTCT

Thành viên

Khung phân tích và hàm ý
chính sách

4

TS Lê Thị Hồng Điệp

Khoa KTCT

Thành viên

Quàn lý hành chính, tổng
quan tài liệu

2

n. MỤC TIÊU, NỘI DƯNG VÀ SẢN PHẨM D ự KEÉN
10 - Mục tiêu
(Bám sát và cụ thể hóa mục tiêu theo đặt hàng)


Mục tiêu chung:



Nghiên cứu được kỳ vọng sẽ cung cấp những những bằng chứng kinh tế lượng để làm rõ về
vai trò của chất lượng thể chế: đó là mức tham nhũng cả mức độ tỉnh và mức đô doanh
nghiệp đến hiệu quả doanh nghiệp nhỏ và vừa (SMEs). Từ đó, những kết quả nghiên cứu sẽ
là cơ sở khoa học và thực tiễn cho những khuyến nghị chính sách góp phần nâng cao chất
lượng thê chê đê tà đó tạo ra một môi trường thuận lợi hom cho hoạt động của doanh nghiệp.
Mục tiêu cụ thể:
a.

Làm rõ sờ lý luận và thực tiễn về tham nhũng và sự tác động của tham nhũng đối với
sự hoạt động của SMEs.

2 Một (01) tháng quy đổi là tháng làm việc gồm 22 ngày, mỗi ngày làm việc gồm 08 tiếng

2


Tài liệu bạn tìm kiếm đã sẵn sàng tải về

Tải bản đầy đủ ngay

×