Mối quan hệ phi tuyến giữa chuyển đổi số và năng lực cạnh tranh cấp tỉnh tại Việt Nam

Vũ Diệu Linh

Học viện Phụ nữ Việt Nam

Email: [email protected]

Tóm tắt

Nghiên cứu đánh giá tác động phi tuyến của chuyển đổi số đến năng lực cạnh tranh cấp tỉnh tại Việt Nam giai đoạn 2020-2024, sử dụng dữ liệu bảng cân đối từ 63 tỉnh, thành phố với 315 quan sát. Nghiên cứu áp dụng mô hình tác động cố định với sai số chuẩn Driscoll-Kraay nhằm xử lý phương sai sai số thay đổi, tự tương quan và phụ thuộc chéo; đồng thời sử dụng mô hình Difference GMM sai phân 2 bước để kiểm tra tính vững của kết quả khi xem xét yếu tố nội sinh và tác động động theo thời gian. Kết quả từ mô hình Driscoll-Kraay cho thấy bằng chứng về mối quan hệ phi tuyến dạng chữ U giữa chuyển đổi số và năng lực cạnh tranh cấp tỉnh, phản ánh những hạn chế trong giai đoạn đầu triển khai và lợi ích khi mức độ chuyển đổi số gia tăng. Tuy nhiên, kết quả Difference GMM chưa xác nhận rõ tác động phi tuyến này. Bên cạnh đó, chỉ số sản xuất công nghiệp có tác động tích cực và tương đối ổn định đến năng lực cạnh tranh cấp tỉnh. Từ đó, nghiên cứu đề xuất một số hàm ý chính sách nhằm nâng cao hiệu quả chuyển đổi số, hoàn thiện quy trình hành chính và tăng cường gắn kết giữa số hóa với hoạt động sản xuất.

Từ khóa: Chuyển đổi số, năng lực cạnh tranh cấp tỉnh, tác động phi tuyến

Abstract

This study examines the nonlinear effect of digital transformation on provincial competitiveness in Viet Nam over the period 2020-2024, using a balanced panel dataset of 63 provinces and centrally governed cities, comprising 315 observations. The study employs a fixed-effects model with Driscoll-Kraay standard errors to address heteroskedasticity, autocorrelation, and cross-sectional dependence. In addition, a two-step difference generalized method of moments (Difference GMM) estimator is used to test the robustness of the results while accounting for endogeneity and dynamic effects over time. The Driscoll-Kraay model provides evidence of a U-shaped relationship between digital transformation and provincial competitiveness, reflecting constraints during the initial implementation stage and benefits that emerge as digital transformation increases. However, the Difference GMM results do not clearly confirm this nonlinear relationship. In addition, the industrial production index has a positive and relatively stable effect on provincial competitiveness. Based on these findings, the study proposes policy implications to improve the effectiveness of digital transformation, streamline administrative procedures, and strengthen the integration of digitalization with production activities.

Keywords: Digital transformation, provincial competitiveness, nonlinear effects

ĐẶT VẤN ĐỀ

Trong bối cảnh Cách mạng công nghiệp 4.0, chuyển đổi số (CĐS) là động lực căn bản nhằm tái thiết mô hình quản trị công và thúc đẩy năng suất. Tại Việt Nam, nếu Chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh (PCI) phản ánh chất lượng điều hành kinh tế địa phương (VCCI, 2017) thì Bộ chỉ số CĐS (DTI) đóng vai trò giám sát mức độ kiến tạo chính quyền, kinh tế và xã hội số (Niu và cộng sự, 2022).

CĐS được kỳ vọng sẽ tối ưu hóa thủ tục và triệt tiêu chi phí không chính thức (Castro và Lopes, 2025). Thực tiễn giai đoạn 2020-2024 cho thấy, đầu tư số hóa chưa thể lập tức cải thiện điểm số PCI do vấp phải chi phí thích ứng ban đầu và độ trễ chuyển đổi quy trình (Dedrick và cộng sự, 2003; Wu và cộng sự, 2023). Thực tiễn trên đặt ra vấn đề về khả năng tồn tại mối quan hệ phi tuyến giữa CĐS và năng lực cạnh tranh cấp tỉnh, đòi hỏi một nghiên cứu thực nghiệm chặt chẽ nhằm cung cấp thêm bằng chứng và đề xuất hàm ý chính sách nhằm nâng cao hiệu quả CĐS tại các địa phương.

TỔNG QUAN TÀI LIỆU VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU

CĐS là tiến trình thay đổi tổng thể và toàn diện của các cơ quan, tổ chức, doanh nghiệp dựa trên việc áp dụng công nghệ số và dữ liệu số nhằm tối ưu hóa quy trình, đổi mới sáng tạo và tạo ra những giá trị mới (Demirkan và cộng sự, 2016; Hess và cộng sự, 2016). Trong khu vực công, CĐS thể hiện qua việc ứng dụng công nghệ thông tin vào cung ứng dịch vụ công trực tuyến, xây dựng hệ thống cơ sở dữ liệu mở và liên thông quy trình liên cơ quan (Castro và Lopes, 2025).

Chỉ số PCI được cấu thành từ các chỉ tiêu thành phần then chốt như: chi phí gia nhập thị trường, tính minh bạch, chi phí thời gian thực hiện quy định của Nhà nước, chi phí không chính thức, cạnh tranh bình đẳng, tính năng động của chính quyền và thiết chế pháp lý (VCCI, 2017). Khi mô hình chính quyền số được thiết lập hoàn thiện, hệ thống một cửa điện tử sẽ triệt tiêu các cơ hội tiếp xúc trực tiếp mang tính nhũng nhiễu, công khai hóa các quy hoạch đất đai và tài liệu ngân sách, giúp doanh nghiệp tiết giảm tối đa chi phí vận hành (Niu và cộng sự, 2022; Wu và cộng sự, 2023).

Tuy nhiên, theo Lý thuyết nghịch lý năng suất của công nghệ thông tin (Dedrick và cộng sự, 2003), lợi ích từ đầu tư công nghệ không nhất thiết xuất hiện ngay mà phụ thuộc vào khả năng tổ chức lại quy trình và thích ứng của các chủ thể. Trong giai đoạn đầu CĐS, hạ tầng công nghệ có thể thiếu đồng bộ, dữ liệu chưa liên thông và đội ngũ cán bộ cần thời gian để làm quen với phương thức vận hành mới. Đồng thời, doanh nghiệp có thể phải thực hiện song song thủ tục truyền thống và trực tuyến, làm gia tăng chi phí tuân thủ.

Khi mức độ CĐS đạt đến một ngưỡng nhất định, tính liên thông của hệ thống, hiệu ứng mạng lưới và khả năng khai thác dữ liệu có thể phát huy hiệu quả, góp phần giảm chi phí giao dịch và cải thiện môi trường kinh doanh. Kết hợp với cách tiếp cận về quan hệ phi tuyến trong tăng trưởng kinh tế (Kalaitzidakis và cộng sự, 2001), lập luận này cho thấy tác động của CĐS đến năng lực cạnh tranh cấp tỉnh có thể thay đổi theo mức độ phát triển của quá trình số hóa.

Trên cơ sở đó, nghiên cứu thiết lập giả thuyết:

CĐS có tác động phi tuyến dạng chữ U đến Năng lực cạnh tranh cấp tỉnh tại Việt Nam.

Dựa trên Lý thuyết nghịch lý năng suất công nghệ thông tin và mô hình tăng trưởng phi tuyến, nghiên cứu luận giải rằng đầu tư số hóa ban đầu bị suy giảm hiệu quả do độ trễ thích ứng và chi phí chuyển đổi, chỉ thực sự bứt phá khi vượt qua một ngưỡng phát triển tới hạn.

Mô hình nghiên cứu được đề xuất như sau:

PCI_i,t = β₀ + β₁DTI_i,t + β₂DTI2_i,t + β₃lnFDI_i,t + β₄lnGRDP_i,t + β₅lnCAP_i,t + β₆Ind_i,t + µ_i + Ꜫ_i,t

Trong đó, PCI_i,t là biến phụ thuộc, chịu tác động trực tiếp từ chỉ số CĐS DTI_i,t và biến bậc hai chuẩn hóa quanh giá trị trung bình mẫu DTI2_i,t nhằm triệt tiêu hiện tượng đa cộng tuyến cấu trúc. Các biến kiểm soát kinh tế vĩ mô bao gồm vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (lnFDI_i,t), quy mô kinh tế (lnGRDP_i,t), vốn sản xuất kinh doanh bình quân của doanh nghiệp (lnCAP_i,t) và chỉ số phát triển sản xuất công nghiệp (Ind). Mô hình đồng thời kiểm soát hiệu ứng cố định cấp tỉnh (µ_i) và sai số ngẫu nhiên (Ꜫ_i,t); riêng ước lượng Difference GMM bổ sung thêm độ trễ một PCI_i,t-1 nhằm kiểm soát quán tính điều hành kinh tế địa phương qua thời gian.

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng cân đối của 63 tỉnh, thành phố trực thuộc Trung ương giai đoạn 2020-2024, với 315 quan sát. Dữ liệu được tổng hợp từ các nguồn chính thống: Chỉ số PCI từ Báo cáo thường niên của VCCI; chỉ số DTI từ Cổng thông tin Bộ Thông tin và Truyền thông (nay là Bộ Khoa học và Công nghệ); FDI, GRDP, CAP và chỉ số Ind từ Niên giám Thống kê, Sách trắng Doanh nghiệp và các Báo cáo tình hình kinh tế - xã hội của Tổng cục Thống kê (nay là Cục Thống kê, Bộ Tài chính). Biến DTI bình phương được xây dựng quanh giá trị trung bình mẫu để kiểm định tác động phi tuyến của CĐS đến năng lực cạnh tranh cấp tỉnh.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Thống kê mô tả và phân tích tương quan giữa các biến

Thống kê mô tả giai đoạn 2020-2024 cho thấy, điểm số PCI trung bình đạt 65,270 (dao động từ 56,287-75,086), phản ánh sự khác biệt về môi trường kinh doanh giữa các địa phương. Chỉ số DTI đạt bình quân 0,533 (dao động từ 0,211-0,837) và chỉ số Ind đạt 107,775%, cho thấy tiến trình số hóa tích cực và đà phục hồi sản xuất sau đại dịch.

Phân tích tương quan Pearson cho thấy DTI có tương quan với PCI (r = 0,3113); các biến lnFDI, lnGRDP và lnCAP có tương quan tương đối chặt chẽ (r > 0,70). Kết quả kiểm định nhân tử phóng đại phương sai (VIF) cho thấy các hệ số đều dưới 3,3, với VIF trung bình là 2,05 và VIF của biến DTI2 là 1,09, cho thấy chưa có dấu hiệu đa cộng tuyến nghiêm trọng trong mô hình.

Lựa chọn mô hình và xử lý các khuyết tật

Kết quả kiểm định Breusch-Pagan LM và Hausman (p < 0,001) cho thấy, mô hình tác động cố định (FEM) phù hợp hơn so với mô hình hồi quy gộp (POLS) và tác động ngẫu nhiên (REM). Tuy nhiên, các kiểm định Modified Wald, Wooldridge và Breusch-Pagan LM (p < 0,001) lần lượt phát hiện hiện tượng phương sai sai số thay đổi, tự tương quan và phụ thuộc chéo. Do đó, nghiên cứu sử dụng sai số chuẩn Driscoll-Kraay (1998) để điều chỉnh các sai lệch trong suy luận thống kê.

Bên cạnh đó, kiểm định nội sinh cho thấy DTI có khả năng nội sinh (χ²(1) = 7,768; p = 0,0053), trong khi biến công cụ trễ L.DTI có mức độ liên quan cao (Cragg–Donald Wald F = 65,304 > 16,38). Vì vậy, nghiên cứu tiếp tục áp dụng mô hình Difference GMM sai phân 2 bước với hiệu chỉnh Windmeijer (2005) nhằm xử lý nguy cơ nội sinh, loại bỏ hiệu ứng cố định bất biến theo thời gian và kiểm tra tính vững của kết quả ước lượng.

Bảng: Kết quả ước lượng tác động phi tuyến của DTI đến PCI

Ghi chú: Sai số chuẩn nằm trong dấu ngoặc đơn. *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.

Nguồn: Nghiên cứu của tác giả

Kết quả kiểm định mô hình Difference GMM cho thấy có tự tương quan sai phân bậc một (AR(1), p = 0,0286) nhưng chưa phát hiện tự tương quan bậc hai (AR(2), p = 0,2131). Kiểm định Hansen có giá trị p = 0,2743, chưa bác bỏ giả thuyết về tính hợp lệ của bộ công cụ. Đồng thời, số công cụ (J = 28) thấp hơn số nhóm tỉnh (N = 63), góp phần hạn chế nguy cơ gia tăng quá mức số lượng công cụ (Roodman, 2009). Nhìn chung, các kết quả chẩn đoán hỗ trợ việc sử dụng mô hình Difference GMM để kiểm tra tính vững của kết quả nghiên cứu.

Thảo luận kết quả nghiên cứu

Kết quả ước lượng Driscoll-Kraay cho thấy hệ số DTI2 mang dấu dương (β₂ = 5,3352; p = 0,061), cùng hệ số DTI dương (β₁ = 1,5753). Với biến bậc hai được xây dựng quanh giá trị trung bình mẫu, điểm cực tiểu ước tính tại DTI ≈ 0,3850, nằm trong khoảng giá trị quan sát (0,211-0,837). Kết quả này gợi ý mối quan hệ phi tuyến dạng chữ U giữa CĐS và năng lực cạnh tranh cấp tỉnh, phù hợp với lập luận của Dedrick và cộng sự (2003), Kalaitzidakis và cộng sự (2001) Wu và cộng sự (2023) về chi phí chuyển đổi ban đầu và lợi ích khi đạt ngưỡng phát triển nhất định.

Theo đó, ở mức độ CĐS thấp, chi phí đầu tư, độ trễ thích ứng và tình trạng thiếu liên thông dữ liệu có thể hạn chế hiệu quả cải thiện môi trường kinh doanh. Khi CĐS đạt mức độ phát triển cao hơn, việc minh bạch hóa thông tin, đơn giản hóa thủ tục và tăng cường kết nối dữ liệu có thể góp phần nâng cao PCI. Tuy nhiên, kết quả Difference GMM chỉ xác nhận tác động tích cực của DTI (β = 4,6947; p = 0,008), trong khi hệ số DTI2 không có ý nghĩa thống kê. Do đó, bằng chứng về tác động phi tuyến dạng chữ U chưa thực sự vững chắc giữa các phương pháp ước lượng.

Đối với các biến kiểm soát, chỉ số Ind duy trì tác động tích cực đến PCI trong các mô hình FEM (p = 0,001), Driscoll-Kraay (β = 0,0465; p = 0,007) và Difference GMM (β = 0,0392; p = 0,050). Kết quả này cho thấy, vai trò của hoạt động sản xuất công nghiệp đối với năng lực cạnh tranh địa phương, tương đồng với Audretsch và cộng sự (2015) và Guo và cộng sự (2023). Ngược lại, biến lnCAP có hệ số âm và có ý nghĩa thống kê trong mô hình Difference GMM (β = -13,5193; p = 0,020), gợi ý rằng gia tăng quy mô vốn chưa nhất thiết cải thiện năng lực cạnh tranh nếu không đi kèm nâng cao hiệu quả sử dụng vốn và đổi mới công nghệ.

KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý

Nghiên cứu đánh giá thực nghiệm tác động của CĐS đến năng lực cạnh tranh cấp tỉnh tại 63 địa phương giai đoạn 2020-2024. Áp dụng mô hình sai số chuẩn vững Driscoll-Kraay kết hợp Difference GMM sai phân 2 bước, kết quả xác nhận CĐS tác động phi tuyến hình chữ U lên năng lực cạnh tranh cấp tỉnh, chỉ thực sự bứt phá khi vượt qua ngưỡng chi phí và thích ứng ban đầu. Đồng thời, CĐS khẳng định vai trò là đòn bẩy căn bản nâng cao chất lượng điều hành kinh tế, đặc biệt khi có sự cộng hưởng tích cực từ chỉ số sản xuất công nghiệp.

Từ kết quả nghiên cứu, tác giả đề xuất hàm ý: các địa phương cần kiên định đầu tư dài hạn vào hạ tầng dùng chung và cơ sở dữ liệu mở để sớm vượt qua ngưỡng trũng chi phí ban đầu của quy luật chữ U; đẩy mạnh số hóa các dịch vụ công gắn với khu vực công nghiệp chế biến, chế tạo nhằm cộng hưởng hiệu ứng đòn bẩy từ sản xuất; đồng thời tập trung tái cấu trúc quy trình nghiệp vụ, xóa bỏ triệt để cơ chế nộp hồ sơ kép để cắt giảm chi phí tuân thủ thực chất cho doanh nghiệp.

Tài liệu tham khảo:

1. Castro, C., Lopes, I. C., & von Rosing, M. (2025). Digital government and sustainable development. In The Sustainability Handbook, Volume 2 (pp. 557–588). Elsevier. https://doi.org/10.1016/B978-0-323-90421-6.00011-9

2. Dedrick, J., Gurbaxani, V., & Kraemer, K. L. (2003). Information technology and economic performance: A critical review of the empirical evidence. ACM Computing Surveys, 35(1), 1-28.

3. Demirkan, H., Spohrer, J. C., & Welser, J. J. (2016). Digital innovation and strategic transformation. IT Professional, 18(6), 14-18. https://doi.org/10.1109/MITP.2016.115

4. Driscoll, J. C., & Kraay, A. C. (1998). Consistent covariance matrix estimation with spatially dependent panel data. The Review of Economics and Statistics, 80(4), 549-560.

5. Hess, T., Matt, C., Benlian, A., & Wiesböck, F. (2016). Options for formulating a digital transformation strategy. MIS Quarterly Executive, 15(2). https://aisel.aisnet.org/misqe/vol15/iss2/6/

6. Kalaitzidakis, P., Mamuneas, T. P., Savvides, A., & Stengos, T. (2001). Measures of human capital and nonlinearities in economic growth. Journal of Economic Growth, 6(3), 229-254.

7. Niu, G., Jin, X., Wang, Q., & Zhou, Y. (2022). Broadband infrastructure and digital financial inclusion in rural China. China Economic Review, 76, Article 101853. https://doi.org/10.1016/j.chieco.2022.101853

8. Roodman, D. (2009). How to do xtabond2: An introduction to difference and system GMM in Stata. The Stata Journal, 9(1), 86-136.

9. VCCI. (2017). Báo cáo Chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh (PCI) Việt Nam 2016: Đánh giá chất lượng điều hành kinh tế để thúc đẩy phát triển doanh nghiệp. Phòng Thương mại và Công nghiệp Việt Nam.

10. Windmeijer, F. (2005). A finite sample correction for the variance of linear efficient two-step GMM estimators. Journal of Econometrics, 126(1), 25–51.

11. Wu, K., Fu, Y., & Kong, D. (2023). Does government digital transformation improve local business environment? Evidence from Chinese prefectural cities. Information & Management, 60(4), Article 103789.