Điều kiện cần về thể chế địa phương đối với thu hút FDI

Đinh Ngọc Anh

Công ty Cổ Phần Công nghệ và Truyền thông Không Gian Số (NetSpace)

Hoàng Hồng Phúc (Tác giả liên hệ)

Email: [email protected]

Thân Thế Sơn Tùng

Khoa Kinh tế và Quản lý, Trường Đại học Thăng Long

Tóm tắt

Nghiên cứu phân tích mối quan hệ giữa chất lượng điều hành kinh tế cấp tỉnh, đo lường thông qua Chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh (PCI) và các chỉ số thành phần, với khả năng thu hút vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) tại Việt Nam. Sử dụng dữ liệu bảng của 63 tỉnh, thành phố giai đoạn 2011-2024, nghiên cứu kết hợp phân tích mức độ ổn định của các chỉ số PCI theo thời gian, mô hình tác động cố định 2 chiều, hồi quy Poisson giả cực đại và phân tích điều kiện cần. Kết quả cho thấy chỉ số gia nhập thị trường có mức độ ổn định theo thời gian thấp, nhưng chưa có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê với vốn FDI trong các mô hình hồi quy chính. Ngược lại, chỉ số đào tạo lao động thể hiện đặc điểm của một điều kiện cần đối với mức FDI cao, dù không bảo đảm địa phương sẽ thu hút được nhiều vốn đầu tư. Phân tích giữa các địa phương ghi nhận tương quan âm giữa chỉ số gia nhập thị trường và vốn FDI lũy kế còn hiệu lực, song chưa đủ cơ sở xác lập quan hệ nhân quả. Kết quả nhấn mạnh sự cần thiết phải đánh giá chất lượng điều hành cấp tỉnh trên cơ sở từng thành phần PCI, đồng thời chú trọng phát triển nguồn nhân lực và thận trọng khi diễn giải mối liên hệ giữa cải cách thủ tục hành chính với khả năng thu hút FDI.

Từ khóa: PCI, FDI, chất lượng điều hành kinh tế cấp tỉnh, gia nhập thị trường, đào tạo lao động

Abstract

This study examines the relationship between provincial economic governance quality, measured by the Provincial Competitiveness Index (PCI) and its sub-indices, and the ability to attract foreign direct investment (FDI) in Viet Nam. Using panel data for 63 provinces and centrally governed cities over the period 2011-2024, the study combines an analysis of the temporal stability of PCI indices, two-way fixed-effects models, Poisson pseudo-maximum likelihood regression, and necessary condition analysis. The results show that the Market Entry index exhibits low temporal stability but has no statistically significant relationship with FDI in the main regression models. In contrast, the Labor Training index displays characteristics of a necessary condition for achieving high FDI levels, although high scores on this index do not guarantee substantial investment inflows. Cross-provincial analysis reveals a negative correlation between the Market Entry index and cumulative active FDI; however, the evidence is insufficient to establish a causal relationship. These findings highlight the need to assess provincial economic governance quality at the level of individual PCI components, while emphasizing human resource development and caution in interpreting the relationship between administrative procedure reforms and FDI attraction.

Keywords: Provincial Competitiveness Index, foreign direct investment, provincial economic governance quality, market entry, labor training, necessary condition analysis

GIỚI THIỆU

Trong bối cảnh chuỗi cung ứng toàn cầu tái cấu trúc sau căng thẳng thương mại Mỹ - Trung và đại dịch COVID-19, các doanh nghiệp đa quốc gia có xu hướng đa dạng hóa địa điểm sản xuất theo chiến lược “Trung Quốc + 1”, tạo cơ hội thu hút FDI cho Việt Nam (Alfaro và Chor, 2023). Tuy nhiên, khả năng thu hút FDI không chỉ phụ thuộc vào vị trí địa lý, hạ tầng và quy mô thị trường, mà còn gắn với chất lượng thể chế và điều hành địa phương. Tại các thị trường mới nổi, những hạn chế về khung pháp lý, tính minh bạch và thực thi quy định có thể làm tăng chi phí giao dịch và rủi ro kinh doanh (Khanna và Palepu, 2010). Ở Việt Nam, chất lượng điều hành cấp tỉnh có thể ảnh hưởng đến lựa chọn địa điểm đầu tư của doanh nghiệp nước ngoài (Meyer và Nguyen, 2005), trong khi FDI cũng có khả năng tác động ngược trở lại quá trình cải thiện thể chế địa phương (Malesky, 2008; Dang, 2013).

Chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh (PCI) phản ánh nhiều khía cạnh của môi trường kinh doanh, song các chỉ số thành phần có thể khác nhau về mức độ ổn định và vai trò đối với thu hút FDI. Bên cạnh việc xem xét mối quan hệ giữa các chỉ số PCI và vốn đầu tư, cần phân biệt tác động biên với điều kiện cần. Theo Dul (2016), một yếu tố có thể là điều kiện cần để đạt kết quả cao ngay cả khi không có mối quan hệ tuyến tính rõ ràng; mức độ thấp của yếu tố đó có thể hạn chế khả năng đạt kết quả cao, trong khi mức độ cao chưa bảo đảm kết quả tương ứng.

Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng gồm 882 quan sát của 63 tỉnh, thành phố tại Việt Nam giai đoạn 2011-2024, kết hợp phân tích tính ổn định của các chỉ số thành phần PCI, mô hình hiệu ứng cố định 2 chiều, ước lượng Poisson giả tối đa (PPML) và phân tích điều kiện cần. Nghiên cứu tập trung đánh giá mối quan hệ giữa chất lượng điều hành địa phương và vốn FDI, đồng thời xem xét vai trò của đào tạo lao động và gia nhập thị trường như những điều kiện tiềm năng đối với khả năng thu hút FDI quy mô lớn.

KHUNG PHÂN TÍCH VÀ GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU

Thể chế địa phương và FDI

Theo North (1990), thể chế định hình hành vi kinh tế thông qua các quy tắc, từ đó ảnh hưởng đến chi phí giao dịch và mức độ bất định trong kinh doanh. Chất lượng thể chế tại nơi tiếp nhận đầu tư cũng là một thành phần của lợi thế địa điểm, có ảnh hưởng đến quyết định của doanh nghiệp đa quốc gia (Dunning, 1998; Wheeler và Mody, 1992). Trong đó, cải cách thủ tục hành chính thuộc trụ cột quy chế (Scott, 2008) và có thể góp phần giảm chi phí gia nhập thị trường. Tại Việt Nam, chất lượng điều hành địa phương được phản ánh qua 10 chỉ số thành phần PCI, chủ yếu dựa trên đánh giá của doanh nghiệp. Các nghiên cứu trước đã xem xét mối quan hệ giữa chất lượng thể chế, FDI và tăng trưởng kinh tế (Nguyen, 2019; Nguyen-Huu và Hoang, 2025). Tuy nhiên, FDI cũng có thể tác động ngược trở lại, góp phần cải thiện chất lượng thể chế tại địa phương (Dang, 2013; Malesky, 2008). Bên cạnh đó, việc triển khai rộng rãi các biện pháp cải cách hành chính có thể làm giảm sự khác biệt về chất lượng thủ tục giữa các địa phương. Trong khi đó, những địa phương đã hình thành các cụm sản xuất có thể tiếp tục thu hút FDI nhờ lợi thế tích tụ kinh tế (Krugman, 1991). Vì vậy, nghiên cứu sử dụng mô hình hiệu ứng cố định để kiểm soát các đặc điểm bất biến của địa phương và những biến động chung theo năm, qua đó xem xét mối quan hệ giữa sự thay đổi của chất lượng điều hành và vốn FDI đăng ký trong cùng một địa phương.

Tác động biên và điều kiện cần

Tác động biên và điều kiện cần phản ánh 2 khía cạnh khác nhau của mối quan hệ giữa chất lượng thể chế và thu hút FDI. Phân tích tác động biên xem xét mức độ thay đổi của vốn FDI khi chất lượng thể chế thay đổi, trong khi phân tích điều kiện cần xác định những yếu tố phải đạt một ngưỡng nhất định để địa phương có thể thu hút lượng vốn lớn. Theo Dul (2016), một yếu tố được xem là điều kiện cần khi mức độ thấp của yếu tố đó giới hạn khả năng đạt được kết quả cao, nhưng mức độ cao chưa đủ để bảo đảm kết quả tương ứng. Trên biểu đồ phân tán, mối quan hệ này được thể hiện qua vùng gần như không có quan sát ở góc trên bên trái. Do đó, một yếu tố có thể đóng vai trò là điều kiện cần ngay cả khi hệ số hồi quy của yếu tố đó không có ý nghĩa thống kê.

Trên cơ sở lý thuyết và các bằng chứng thực nghiệm đã trình bày, nghiên cứu đề xuất 4 giả thuyết:

H1: Chất lượng thủ tục gia nhập thị trường có mối quan hệ cùng chiều với vốn FDI đăng ký.

H2: Chỉ số gia nhập thị trường có tính ổn định thấp theo thời gian.

H3: Các yếu tố thể chế khó sao chép, đặc biệt là chất lượng đào tạo lao động, có đặc điểm của điều kiện cần đối với việc thu hút lượng vốn FDI lớn. Ngược lại, chất lượng thủ tục gia nhập thị trường không thể hiện rõ đặc điểm này.

H4: Chỉ số gia nhập thị trường có mối tương quan âm với vốn FDI lũy kế.

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng cân bằng của 63 tỉnh, thành phố tại Việt Nam trong giai đoạn 2011-2024, với tổng số 882 quan sát. Dữ liệu được xây dựng theo đơn vị hành chính cấp tỉnh được sử dụng trong các báo cáo PCI. Số quan sát trong các mô hình hồi quy giảm do nghiên cứu sử dụng các chỉ số PCI trễ một năm. Ngoài ra, chỉ số cạnh tranh bình đẳng chỉ được công bố từ năm 2013, làm giảm số quan sát trong các mô hình có sử dụng chỉ số này.

Nghiên cứu sử dụng 2 thước đo vốn FDI. Thước đo thứ nhất là vốn FDI đăng ký hằng năm, bao gồm vốn đăng ký cấp mới và vốn điều chỉnh tăng của các dự án đã được cấp phép. Từ năm 2016, chỉ tiêu này bao gồm cả vốn góp và giá trị mua cổ phần của nhà đầu tư nước ngoài. Thước đo thứ hai là vốn FDI lũy kế của các dự án còn hiệu lực tính đến ngày 31/12, với dữ liệu tại 3 thời điểm: năm 2016, 2023 và 2024. Các giá trị vốn FDI đăng ký âm do điều chỉnh giảm vốn được chuyển thành 0 trước khi thực hiện phép biến đổi logarit. Đối với vốn đầu tư vào lĩnh vực dầu khí không được phân bổ theo địa phương, nghiên cứu không đưa các khoản vốn này vào số liệu của bất kỳ tỉnh, thành phố nào. Bảng 1 trình bày thống kê mô tả của các biến chính được sử dụng trong nghiên cứu.

Bảng 1: Thống kê mô tả

Nguồn: Tổng hợp và tính toán từ dữ liệu nghiên cứu

Dữ liệu 2011-2016 lấy từ Tổng điều tra kinh tế 2017 (Tổng cục Thống kê, 2018), năm 2023 từ Niên giám thống kê 2023 (Tổng cục Thống kê, 2024), năm 2024 từ cơ sở dữ liệu PX-Web của Cục Thống kê (2025); giai đoạn 2017-2022 dùng chuỗi số liệu của Cục Đầu tư nước ngoài (2018-2023). Tổng mẫu khớp với số công bố quốc gia ở các năm lấy từ niên giám; mức lệch lớn nhất là -0,78% (năm 2017).

Mười chỉ số thành phần của PCI tại năm t-1 được chuẩn hóa theo độ lệch chuẩn toàn mẫu. Do đó, hệ số hồi quy phản ánh mức thay đổi của dòng vốn FDI khi chỉ số tương ứng tăng một độ lệch chuẩn. Các chỉ số được sử dụng ở dạng trễ một năm vì quyết định đầu tư có thể phản ứng với môi trường kinh doanh đã quan sát trước đó; đồng thời, PCI năm t được công bố vào năm t+1.

Đặc tả chính là PPML (Santos Silva và Tenreyro, 2006), phù hợp với biến có 10,4% giá trị bằng không:

E(FDIᵢₜ | PCIᵢ,ₜ₋₁, αᵢ, γₜ) = exp(β′PCIᵢ,ₜ₋₁ + αᵢ + γₜ)

Trong đó: FDIᵢₜ là dòng vốn FDI vào địa phương i tại năm t; PCIᵢ,ₜ₋₁ là vector gồm 10 chỉ số thành phần PCI đã chuẩn hóa tại năm t-1; β là vector hệ số hồi quy; αᵢ là hiệu ứng cố định địa phương; và γₜ là hiệu ứng cố định năm.

Hiệu ứng cố định 2 chiều trên biến đã lấy logarit được giữ để so sánh với tài liệu:

ln(1 + FDIᵢₜ) = β′PCIᵢ,ₜ₋₁ + αᵢ + γₜ + εᵢₜ

Trong đó: εᵢₜ là sai số ngẫu nhiên. Hiệu ứng cố định địa phương αᵢ kiểm soát các đặc điểm bất biến theo thời gian như vị trí địa lý, lợi thế cửa ngõ cảng biển và hàng không, cũng như các quyết định định vị đầu tư trước giai đoạn nghiên cứu. Hiệu ứng cố định năm γₜ kiểm soát các cú sốc chung, bao gồm biến động dòng vốn FDI trên phạm vi toàn quốc và tác động của đại dịch. Sai số chuẩn được phân cụm theo địa phương để xử lý khả năng tương quan giữa các sai số trong cùng một địa phương qua thời gian (Cameron và Miller, 2015).

Phân tích điều kiện cần theo Dul (2016) lấy ngưỡng vốn cao tại tứ phân vị thứ ba của logarit vốn (395 triệu USD) và tính tỷ lệ quan sát vốn cao nằm trong nhóm 25% điểm thấp nhất; nếu không có ràng buộc, tỷ lệ đó bằng 25%. Thiết kế phát hiện được tác động từ khoảng 0,26 đơn vị log (khoảng 30% vốn mỗi độ lệch chuẩn) đối với gia nhập thị trường; kết quả rỗng vì thế loại trừ tác động lớn, nhưng không loại trừ tác động vừa.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Tính ổn định của chỉ số gia nhập thị trường theo thời gian

Kết quả phân rã phương sai cho thấy chỉ số gia nhập thị trường có tính ổn định thấp theo thời gian. Khác biệt giữa các địa phương chỉ chiếm 9% tổng phương sai, trong khi 91% còn lại phản ánh sự biến động trong từng địa phương qua các năm. Hệ số tương quan thứ hạng Spearman giữa 2 năm liên tiếp đạt 0,302, thấp nhất trong 10 chỉ số thành phần PCI. Kết quả này cho thấy thứ hạng của các địa phương về chất lượng thủ tục gia nhập thị trường thường xuyên thay đổi, khiến chỉ số này khó phản ánh một lợi thế ổn định trong dài hạn.

Trong khi đó, chỉ số PCI tổng hợp và chỉ số đào tạo lao động có mức độ ổn định cao hơn. Đối với PCI tổng hợp, khác biệt giữa các địa phương chiếm 26% tổng phương sai và hệ số tương quan thứ hạng Spearman đạt 0,809. Chỉ số đào tạo lao động có tỷ trọng phương sai giữa các địa phương cao hơn, đạt 44%, với hệ số Spearman là 0,711. Điều này cho thấy sự khác biệt về chất lượng đào tạo lao động giữa các địa phương tương đối rõ rệt và có xu hướng được duy trì qua các năm.

Xét về mức độ phân tán, 8 trong 10 chỉ số thành phần PCI có khoảng cách điểm số giữa các địa phương thu hẹp trong giai đoạn nghiên cứu. Nhìn chung, kết quả này phù hợp với giả thuyết H2 về tính ổn định thấp của chỉ số gia nhập thị trường theo thời gian.

Tác động biên của chất lượng điều hành địa phương đối với FDI

Bảng 2 trình bày kết quả ước lượng mối quan hệ giữa các chỉ số thành phần PCI và vốn FDI đăng ký. Kết quả ước lượng PPML cho thấy, chỉ số chi phí thời gian có hệ số dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% (β = 0,236; p < 0,05). Trong khi đó, chỉ số gia nhập thị trường có hệ số âm (β = -0,030) nhưng không có ý nghĩa thống kê. Các chỉ số thành phần còn lại cũng không có hệ số có ý nghĩa thống kê ở các mức thông thường. Kết quả này cho thấy, sự cải thiện về chi phí thời gian tuân thủ có mối liên hệ cùng chiều với vốn FDI đăng ký, trong khi nghiên cứu chưa tìm thấy bằng chứng thống kê về mối quan hệ giữa chỉ số gia nhập thị trường và lượng vốn thu hút.

Đối với mô hình hồi quy hiệu ứng cố định 2 chiều trên biến phụ thuộc dạng logarit, kiểm định ý nghĩa đồng thời của các biến giải thích cho kết quả F = 1,19 (p = 0,315). Hệ số xác định nội bộ (within R²) đạt 0,018, cho thấy các biến giải thích có khả năng giải thích hạn chế đối với sự biến động của vốn FDI trong cùng một địa phương theo thời gian. Xét riêng từng chỉ số, tiếp cận đất đai có hệ số dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% (β = 0,134), trong khi tính năng động có hệ số dương và có ý nghĩa ở mức 10% (β = 0,176). Tuy nhiên, kiểm định đồng thời không cho thấy bộ chỉ số thành phần PCI có ý nghĩa thống kê trong mô hình này.

Kết quả từ các đặc tả bổ sung cũng chưa cung cấp bằng chứng về mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa chất lượng thủ tục gia nhập thị trường và vốn FDI đăng ký. Cụ thể, chỉ số PCI tổng hợp có hệ số dương (β = 0,174; p = 0,133), trong khi chỉ số thủ tục hành chính được xây dựng từ các chỉ tiêu gốc có hệ số β = 0,092 (p = 0,186). Cả 2 hệ số đều không có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Nhìn chung, kết quả thực nghiệm chưa ủng hộ giả thuyết H1 về mối quan hệ cùng chiều giữa chất lượng thủ tục gia nhập thị trường và vốn FDI đăng ký.

Bảng 2: Tác động biên: vốn FDI đăng ký

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả

Các kiểm định bền vững cho kết quả tương tự: trung bình trượt 3 năm cho hệ số gia nhập thị trường âm (-0,132) nhưng không có ý nghĩa thống kê (p = 0,420); với số dự án FDI, chỉ chỉ số tiếp cận đất đai còn có ý nghĩa; trên mẫu chỉ gồm các năm có số liệu thống kê chính thức, không hệ số nào có ý nghĩa thống kê (p = 0,448).

Điều kiện cần đối với thu hút FDI

Kết quả phân tích cho thấy chỉ số đào tạo lao động có đặc điểm của một điều kiện cần đối với khả năng thu hút lượng vốn FDI lớn. Trong nhóm 25% quan sát có vốn FDI cao nhất, chỉ 6,3% thuộc nhóm 25% có điểm đào tạo lao động thấp nhất, thấp hơn đáng kể mức tham chiếu 25% (p < 0,0001). Khi xét nhóm 10% quan sát có vốn FDI cao nhất, tỷ lệ này giảm còn 3,4% (Hình 1). Kết quả cho thấy các địa phương có điểm đào tạo lao động thấp hiếm khi thu hút được lượng vốn FDI lớn, song điểm số cao không bảo đảm kết quả này.

Ngược lại, 33,5% quan sát thuộc nhóm vốn FDI cao nhất đồng thời nằm trong nhóm 25% có điểm gia nhập thị trường thấp nhất, cao hơn mức tham chiếu 25%. Điều này cho thấy điểm gia nhập thị trường thấp không nhất thiết cản trở địa phương thu hút vốn lớn, phù hợp với kết quả hồi quy tại Bảng 2, khi hệ số của chỉ số này không có ý nghĩa thống kê.

Nhìn chung, kết quả cung cấp bằng chứng ủng hộ giả thuyết H3 đối với chỉ số đào tạo lao động, nhưng không ủng hộ giả thuyết này đối với chỉ số gia nhập thị trường. Các chỉ số PCI còn lại có tỷ lệ quan sát nằm gần hoặc cao hơn mức tham chiếu 25%, chưa cho thấy rõ vai trò của một điều kiện cần đối với mức FDI cao.

Hình 1: Phân tích điều kiện cần: đào tạo lao động và gia nhập thị trường

Ghi chú: Mỗi điểm là một quan sát địa phương - năm (n = 882); trục tung là logarit vốn FDI đăng ký trong năm. Đường ngang đứt là ngưỡng vốn cao (395 triệu USD); đường dọc đứt là tứ phân vị thứ nhất của điểm chỉ số. Vùng tô xám là miền giả thuyết điều kiện cần dự báo sẽ trống; con số trong mỗi panel là tỷ lệ quan sát vốn cao thuộc nhóm điểm thấp nhất (mức kỳ vọng nếu không có ràng buộc là 25%).

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả

Khác biệt giữa các địa phương

Kết quả phân tích giữa các địa phương, sau khi kiểm soát khác biệt về vùng kinh tế - xã hội, cho thấy chỉ số gia nhập thị trường có tương quan âm với vốn FDI. Khi điểm số tăng một độ lệch chuẩn, logarit vốn FDI đăng ký trung bình giảm 1,382 đơn vị (p < 0,05); đối với vốn FDI lũy kế còn hiệu lực, hệ số tương ứng là -0,717 (p < 0,01). Kết quả này ủng hộ H4 về mối tương quan âm giữa chỉ số gia nhập thị trường và vốn FDI lũy kế. Ngược lại, chỉ số đào tạo lao động có hệ số dương trong cả 2 mô hình, lần lượt là 1,183 và 1,036. Tuy nhiên, các kết quả chỉ phản ánh tương quan giữa các địa phương do mô hình chưa kiểm soát đầy đủ các yếu tố như GRDP bình quân đầu người và quy mô dân số.

Xét về phân bố vốn FDI, nhóm 25% địa phương có điểm gia nhập thị trường thấp nhất thu hút 47,9% tổng vốn FDI đăng ký trong giai đoạn nghiên cứu, trong khi nhóm có điểm số cao nhất chỉ chiếm 8,8%. Tuy nhiên, kết quả này không đồng nghĩa với việc đơn giản hóa thủ tục hành chính làm giảm khả năng thu hút FDI, bởi chênh lệch về vốn còn có thể phản ánh sự khác biệt về quy mô kinh tế, vị trí địa lý và lợi thế sẵn có của các địa phương.

Các kiểm định quan hệ 2 chiều chưa tìm thấy bằng chứng thống kê cho thấy điểm gia nhập thị trường dự báo vốn FDI hoặc ngược lại. Đối với chỉ số đào tạo lao động, mối tương quan dương cũng có thể chịu ảnh hưởng của quan hệ nhân quả ngược: sự hình thành và phát triển của các cụm sản xuất làm tăng nhu cầu lao động có kỹ năng, qua đó thúc đẩy hoạt động đào tạo tại địa phương. Vì vậy, H4 được ủng hộ ở mức tương quan giữa các địa phương, nhưng chưa đủ cơ sở để kết luận về quan hệ nhân quả.

KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH

Nghiên cứu cho thấy chỉ số gia nhập thị trường có tính ổn định thấp, chưa có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê với vốn FDI đăng ký trong các mô hình hồi quy. Đào tạo lao động thể hiện đặc điểm của một điều kiện cần đối với mức FDI cao, trong khi gia nhập thị trường không thể hiện đặc điểm này. Phân tích giữa các địa phương cho thấy chỉ số gia nhập thị trường có tương quan âm với vốn FDI lũy kế còn hiệu lực (β = -0,717; p < 0,01). Tuy nhiên, kết quả này chỉ phản ánh mối tương quan giữa các địa phương, chưa đủ cơ sở để kết luận về quan hệ nhân quả.

Từ kết quả trên, các địa phương cần tiếp tục cải thiện thủ tục hành chính, đồng thời đánh giá hiệu quả bằng dữ liệu thực tế về thời gian xử lý và tỷ lệ hồ sơ đúng hạn, thay vì chỉ dựa vào điểm PCI. Đặc biệt, cần ưu tiên nâng cao chất lượng đào tạo nghề, tăng cường liên kết giữa cơ sở đào tạo và doanh nghiệp để đáp ứng nhu cầu lao động có kỹ năng. Chính sách thu hút FDI cũng cần gắn phát triển nguồn nhân lực với hạ tầng khu công nghiệp và hỗ trợ nhà đầu tư triển khai dự án. Đồng thời, cần thận trọng khi sử dụng mối tương quan giữa chỉ số gia nhập thị trường và vốn FDI để thiết kế chính sách, do kết quả có thể chịu ảnh hưởng của quy mô kinh tế, dân số và lợi thế sẵn có của từng địa phương.

Tài liệu tham khảo:

1. Alfaro, L., & Chor, D. (2023). Global supply chains: The looming “great reallocation”. National Bureau of Economic Research.

2. Cameron, A. C., & Miller, D. L. (2015). A practitioner’s guide to cluster-robust inference. Journal of Human Resources, 50(2), 317-372. https://doi.org/10.3368/jhr.50.2.317

3. Dang, D. A. (2013). How foreign direct investment promote institutional quality: Evidence from Vietnam. Journal of Comparative Economics, 41(4), 1054-1072. https://doi.org/10.1016/j.jce.2013.05.010

4. Dul, J. (2016). Necessary condition analysis (NCA): Logic and methodology of “necessary but not sufficient” causality. Organizational Research Methods, 19(1), 10-52. https://doi.org/10.1177/1094428115584005

5. Dunning, J. H. (1998). Location and the multinational enterprise: A neglected factor? Journal of International Business Studies, 29(1), 45-66. https://doi.org/10.1057/palgrave.jibs.8490024

6. Khanna, T., & Palepu, K. G. (2010). Winning in emerging markets: A road map for strategy and execution. Harvard Business Press.

7. Krugman, P. (1991). Increasing returns and economic geography. Journal of Political Economy, 99(3), 483-499. https://doi.org/10.1086/261763

8. Malesky, E. J. (2008). Straight ahead on red: How foreign direct investment empowers subnational leaders. The Journal of Politics, 70(1), 97-119. https://doi.org/10.1017/S0022381607080085

9. Meyer, K. E., & Nguyen, H. V. (2005). Foreign investment strategies and sub-national institutions in emerging markets: Evidence from Vietnam. Journal of Management Studies, 42(1), 63-93. https://doi.org/10.1111/j.1467-6486.2005.00489.x

10. Nguyen, V. B. (2019). The role of institutional quality in the relationship between FDI and economic growth in Vietnam: Empirical evidence from provincial data. The Singapore Economic Review, 64(3), 601-623. https://doi.org/10.1142/S0217590816500223

11. Nguyen-Huu, T. T., & Hoang, H. H. (2025). Foreign direct investment in Vietnam: How local institutions matter? Post-Communist Economies, 37(7), 789-814. https://doi.org/10.1080/14631377.2025.2493511

12. North, D. C. (1990). Institutions, institutional change and economic performance. Cambridge University Press.

13. Santos Silva, J. M. C., & Tenreyro, S. (2006). The log of gravity. The Review of Economics and Statistics, 88(4), 641-658. https://doi.org/10.1162/rest.88.4.641

14. Scott, W. R. (2008). Institutions and organizations: Ideas and interests (3rd ed.). Sage.

15. Tổng cục Thống kê (2018). Tổng điều tra kinh tế 2017 - Kết quả hoạt động của doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài giai đoạn 2011-2016. Nxb Thống kê.

16. Tổng cục Thống kê (2024). Niên giám thống kê 2023. Nxb Thống kê.

17. VCCI & USAID (2012-2025). Chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh của Việt Nam (PCI) 2011-2024.

18. Wheeler, D., & Mody, A. (1992). International investment location decisions: The case of U.S. firms. Journal of International Economics, 33(1-2), 57-76. https://doi.org/10.1016/0022-1996(92)90050-T

Ngày nhận bài: 15/8/2026; Ngày hoàn thiện biên tập: 2/10/2026; Ngày duyệt đăng: 20/10/2026