​​​​​​​Tác động của chuyển đổi số đến tăng trưởng kinh tế cấp tỉnh tại Việt Nam: Vai trò điều tiết của năng lực cạnh tranh và quản trị công

Nguyễn Thị Nhung

Trường Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh; Email: [email protected]

Nguyễn Minh Hạnh

Email: [email protected]

Tóm tắt

Nghiên cứu đánh giá tác động của chuyển đổi số đến tăng trưởng kinh tế cùng vai trò điều tiết của năng lực cạnh tranh và quản trị công dựa trên dữ liệu bảng cân đối 63 tỉnh, thành phố giai đoạn 2020-2024 (315 quan sát). Sử dụng mô hình REM Robust kết hợp hồi quy phân vị bảng, kết quả thực nghiệm cho thấy, chuyển đổi số thúc đẩy mạnh mẽ tăng trưởng kinh tế địa phương với mức độ tác động tăng dần theo quy mô kinh tế của các tỉnh. Đáng chú ý, năng lực cạnh tranh đóng vai trò điều tiết tích cực và có ý nghĩa thống kê ở nhóm tỉnh phân vị thấp (Q25), cho thấy cải cách môi trường kinh doanh là đòn bẩy quan trọng giúp bù đắp thiếu hụt công nghệ ban đầu. Từ đó, nghiên cứu hàm ý việc lồng ghép chiến lược số hóa với hoàn thiện thể chế và nâng cao năng lực quản trị công nhằm tối ưu hóa tăng trưởng kinh tế vùng.

Từ khóa: Chuyển đổi số, năng lực cạnh tranh cấp tỉnh, quản trị công, tăng trưởng kinh tế, vai trò điều tiết

Abstract

This study examines the impact of digital transformation on economic growth and the moderating roles of provincial competitiveness and public governance, using a balanced panel dataset of 63 provinces and centrally governed cities in Viet Nam over the period 2020-2024, comprising 315 observations. The empirical analysis employs a robust random effects model and panel quantile regression. The results indicate that digital transformation significantly promotes local economic growth, with its effect increasing across higher levels of provincial economic performance. Notably, provincial competitiveness exerts a positive and statistically significant moderating effect among provinces at the lower quantile (Q25), suggesting that improvements in the business environment can help compensate for initial technological disadvantages. These findings highlight the importance of integrating digital transformation strategies with institutional reforms and improvements in public governance to enhance regional economic growth.

Keywords: Digital transformation, provincial competitiveness, public governance, economic growth, moderating effect

GIỚI THIỆU

Trong bối cảnh Cách mạng công nghiệp lần thứ tư, chuyển đổi số đã trở thành động lực trọng tâm tái định hình mô hình tăng trưởng và nâng cao năng suất các nền kinh tế (World Bank, 2021). Tại Việt Nam, Quyết định số 749/QĐ-TTg phê duyệt Chương trình Chuyển đổi số quốc gia đến năm 2025, định hướng đến năm 2030 đã tạo ra làn sóng số hóa sâu rộng trên cả 3 trụ cột: chính phủ số, kinh tế số và xã hội số. Nhằm đo lường toàn diện tiến trình này, Bộ chỉ số chuyển đổi số (DTI) cấp tỉnh được thiết lập như một thước đo khách quan, phản ánh năng lực hạ tầng số, chính quyền số, kinh tế số và kỹ năng số tại các địa phương.

Dù Lý thuyết tăng trưởng nội sinh (Romer, 1990) khẳng định công nghệ tạo ra lợi suất tăng dần thông qua hiệu ứng mạng lưới và lan tỏa tri thức, thực tiễn tại Việt Nam giai đoạn 2020-2024 cho thấy tăng trưởng kinh tế vẫn tồn tại khoảng cách đáng kể giữa các địa phương. Lý thuyết nghịch lý năng suất (Dedrick và cộng sự, 2003) và Mô hình tăng trưởng phi tuyến (Kalaitzidakis và cộng sự, 2001) chỉ ra rằng việc đầu tư công nghệ số ban đầu thường phải gánh chịu chi phí chuyển đổi và độ trễ tái cấu trúc quy trình. Hơn nữa, hiệu quả lan tỏa của công nghệ số phụ thuộc mật thiết vào bệ đỡ thể chế (North, 1990). Nếu môi trường kinh doanh (PCI) và chất lượng quản trị công (PAPI) không đủ thông thoáng và tương thích, chi phí tuân thủ kép sẽ triệt tiêu lợi ích biên từ hạ tầng số. Thực trạng này đặt ra yêu cầu kiểm định thực nghiệm cả tác động phi tuyến của DTI lẫn vai trò điều tiết đồng thời của PCI và PAPI lên tăng trưởng kinh tế vùng trên quy mô toàn bộ 63 tỉnh, thành phố.

TỔNG QUAN TÀI LIỆU VÀ PHÁT TRIỂN GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU

Tác động phi tuyến của chuyển đổi số đến tăng trưởng kinh tế

Dưới góc độ Lý thuyết tăng trưởng tân cổ điển và nội sinh, công nghệ số đóng vai trò là công nghệ mục đích chung giúp thúc đẩy tăng trưởng dài hạn thông qua nâng cao hiệu quả sử dụng nguồn lực và tiết giảm chi phí giao dịch (Romer, 1990; Minh và cộng sự, 2025). Tuy nhiên, theo Lý thuyết đổi mới sáng tạo và khuếch tán công nghệ, quá trình này mang tính phi tuyến: giai đoạn đầu phát sinh chi phí điều chỉnh cấu trúc và độ trễ thích ứng, nhưng khi vượt qua ngưỡng tích lũy tới hạn, hiệu ứng mạng lưới sẽ kích hoạt lợi suất tăng dần (Rogers, 2003; Dedrick và cộng sự, 2003). Do đó, DTI được kỳ vọng tác động phi tuyến dạng hàm lồi hoặc chữ U lên tăng trưởng kinh tế địa phương. Giả thuyết được đề xuất như sau:

H1: Chuyển đổi số có tác động phi tuyến tích cực đến Tăng trưởng kinh tế cấp tỉnh tại Việt Nam.

Vai trò điều tiết của Năng lực cạnh tranh cấp tỉnh

Chỉ số PCI đo lường chất lượng điều hành kinh tế và mức độ minh bạch của môi trường thể chế địa phương (VCCI, 2023). Dưới lăng kính Lý thuyết thể chế và năng lực hấp thụ, công nghệ số chỉ tối ưu hóa giá trị khi vận hành trong môi trường kinh doanh thông thoáng (North, 1990; Cohen và Levinthal, 1990). Tại các địa phương có điểm PCI cao, các nền tảng số giúp doanh nghiệp triệt tiêu chi phí không chính thức và cắt giảm chi phí tuân thủ thủ tục hành chính (Castro và Lopes, 2022; Wu và cộng sự, 2023), qua đó đóng vai trò chất gia tốc chuyển hóa giải pháp công nghệ thành năng lực sản xuất thực chất. Giả thuyết sau được đề xuất:

H2: Năng lực cạnh tranh cấp tỉnh đóng vai trò điều tiết dương, củng cố và khuếch đại tác động tích cực của Chuyển đổi số lên Tăng trưởng kinh tế.

Vai trò điều tiết của Quản trị và Hành chính công

Chỉ số Hiệu quả Quản trị và Hành chính công cấp tỉnh (PAPI) phản ánh mức độ liêm chính, trách nhiệm giải trình và sự hài lòng của công dân đối với bộ máy chính quyền cơ sở. Tiến trình chuyển đổi số không chỉ giới hạn trong khu vực doanh nghiệp mà còn mở rộng sang xã hội số và hệ thống dịch vụ công dân (Vial, 2019). Dưới góc độ quản trị công, khi năng lực điều hành hành chính cơ sở đạt tính minh bạch và chuẩn mực cao, các nền tảng kỹ năng số cộng đồng, thanh toán điện tử và định danh số được người dân tiếp nhận thuận lợi, qua đó hạn chế triệt để tình trạng xử lý thủ tục hành chính song song cũng như nguy cơ nhũng nhiễu (Shahbaz và cộng sự, 2022; Castro và Lopes, 2022). Ngược lại, sự chậm trễ thích ứng của bộ máy công quyền địa phương sẽ làm gia tăng chi phí giao dịch, xung đột quy trình và phát sinh độ trễ điều chỉnh cấu trúc, cản trở việc phát huy hiệu quả kinh tế từ các giải pháp công nghệ số (Dedrick và cộng sự, 2003; Kalaitzidakis và cộng sự, 2001; Wu và cộng sự, 2023). Giả thuyết sau được đề xuất:

H3: Hiệu quả quản trị và hành chính công cấp tỉnh đóng vai trò điều tiết mối quan hệ giữa Chuyển đổi số và Tăng trưởng kinh tế cấp tỉnh.

MÔ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Mô hình thực nghiệm

Kế thừa khung hàm sản xuất Cobb-Douglas mở rộng của Mankiw và cộng sự (1992) nghiên cứu xây dựng mô hình nghiên cứu như sau:

lnGRDP_it = β₀ + β₁DTI_it + β₂DTI2_it + β₃PCI_it + β₄PAPI_it + β₅MOD_PCI_it + β₆MOD_PAPI_it + X_itγ + u_i + ɛ_it

Trong đó:

lnGRDP_it: Logarit tự nhiên của quy mô kinh tế địa phương.

DTI_it: Chỉ số chuyển đổi số cấp tỉnh.

X_it: Nhóm biến kiểm soát kinh tế vĩ mô gồm: logarit vốn sản xuất kinh doanh bình quân doanh nghiệp (lnCAP), quy mô dân số (lnPOP), lao động (lnLF), vốn đầu tư nước ngoài (lnFDI).

u_i và ɛ_it Lần lượt là sai số không quan sát được theo đơn vị tỉnh và sai số ngẫu nhiên.

Nguồn dữ liệu

Mẫu nghiên cứu là bảng cân đối gồm toàn bộ 63 tỉnh/thành phố trực thuộc Trung ương của Việt Nam giai đoạn 2020-2024, tạo nên 315 quan sát (N = 63, T = 5). Dữ liệu GRDP, vốn sản xuất kinh doanh (CAP), lao động (LF), vốn FDI và dân số (POP) từ Tổng cục Thống kê. Bộ chỉ số DTI do Bộ Thông tin và Truyền thông công bố thường niên. Điểm số PCI do Liên đoàn Thương mại và Công nghiệp Việt Nam (VCCI) khảo sát, và chỉ số PAPI do Chương trình Phát triển Liên Hợp Quốc (UNDP) tại Việt Nam phối hợp công bố.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN

Thống kê mô tả

Kết quả thống kê mô tả cho thấy quy mô kinh tế GRDP bình quân đạt 80,605 nghìn tỷ đồng, dao động lớn từ 29,8 nghìn đến 372,1 nghìn tỷ đồng giữa các địa phương. Chỉ số chuyển đổi số (DTI) đạt trung bình 0,533 với độ lệch chuẩn 0,170. Bên cạnh đó, điểm số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh (PCI) đạt trung bình 65,270 (từ 56,287 đến 75,086), trong khi chỉ số quản trị công (PAPI) ghi nhận mức trung bình 43,289 (từ 37,220 đến 53,296). Các biến tích số tương tác MOD_PCI và MOD_PAPI đã được chuẩn hóa quanh trung bình mẫu nhằm triệt tiêu hoàn toàn nguy cơ đa cộng tuyến cấu trúc.

Lựa chọn mô hình và Kiểm định chẩn đoán khuyết tật

Quy trình kiểm định lựa chọn mô hình xác nhận tính ưu việt của mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) khi kiểm định Breusch-Pagan LM bác bỏ mô hình Pooled OLS (X² = 469,04; p < 0,001) và kiểm định Hausman không bác bỏ giả thiết H₀ (X² = 11,56; p = 0,1160). Do các kiểm định chẩn đoán đồng thời phát hiện hiện tượng phụ thuộc chéo (Breusch-Pagan test, p < 0,001) và tự tương quan bậc một (Wooldridge test, p = 0,0279), nghiên cứu sử dụng ước lượng REM với sai số chuẩn vững hiệu chỉnh theo cụm tỉnh (re robust) nhằm bảo đảm tính nhất quán và độ tin cậy của suy diễn thống kê.

Bảng: Kết quả ước lượng mô hình REM Robust và Hồi quy phân vị

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

Nguồn: Kết quả nghiên cứu

Thảo luận kết quả thực nghiệm

Động lực thúc đẩy mạnh mẽ của chuyển đổi số và tính chất phân phối

Trong mô hình Random Effects Robust, biến DTI đạt hệ số ước lượng dương rất cao (β = 0,4430) với giá trị kiểm định z = 14,72 đạt mức ý nghĩa 1% (p = 0,0000). Kết quả này mang tính khẳng định rằng, trong giai đoạn 2020-2024, chuyển đổi số là động lực dẫn dắt căn bản cho tăng trưởng GRDP cấp tỉnh. Phát hiện này hoàn toàn phù hợp với Lý thuyết tăng trưởng nội sinh của Romer (1990) cũng như Minh và cộng sự (2025).

Đáng chú ý, phân tích hồi quy phân vị (Bảng 1) chỉ ra hiệu ứng bất cân xứng theo quy mô kinh tế: hệ số DTI tăng dần từ 0,4697 ở phân vị đáy Q10, lên 0,5311 (Q25), 0,4583 (Q50), 0,5935 (Q75) và bứt phá mạnh nhất tại phân vị đỉnh Q90 với hệ số lên đến 0,7579 (p < 0,01). Điều này phản ánh quy luật lợi suất tăng dần của nền kinh tế mạng lưới: các địa phương có nền tảng hạ tầng, mật độ doanh nghiệp và hệ sinh thái công nghiệp phát triển (Hà Nội, TP. Hồ Chí Minh, Hải Phòng, Quảng Ninh) khai thác giá trị cận biên của chuyển đổi số vượt trội hơn nhiều so với các tỉnh đang phát triển.

Vai trò điều tiết của Năng lực cạnh tranh cấp tỉnh (PCI)

PCI không thể hiện vai trò điều tiết trong mô hình REM tổng thể. Tuy nhiên, Tại phân vị Q25 (các tỉnh có quy mô kinh tế ở tầng trung bình thấp), biến tương tác MOD_PCI mang hệ số dương +0,0522 và đạt ý nghĩa thống kê ở mức 5% (p < 0,05).

Đối với các tỉnh kém phát triển hơn, nguồn lực đầu tư tài chính và công nghệ bị hạn chế, do đó chất lượng môi trường kinh doanh và điều hành kinh tế địa phương (PCI) đóng vai trò là “chất xúc tác đòn bẩy” quyết định khả năng chuyển hóa DTI thành tăng trưởng thực tế. Khi một tỉnh nghèo tích cực cải thiện tính minh bạch, hỗ trợ doanh nghiệp và cắt giảm chi phí không chính thức, hiệu quả lan tỏa của từng đồng vốn số hóa lên GRDP sẽ được khuếch đại mạnh mẽ. Ngược lại, ở các cực tăng trưởng đã đạt quy mô rất cao (Q75, Q90), yếu tố công nghệ và vốn đầu tư trực tiếp chiếm ưu thế chi phối, khiến vai trò điều tiết của PCI không còn tạo ra sự khác biệt biên rõ nét.

Vai trò điều tiết của Hiệu quả Quản trị công (PAPI) và chi phí chuyển đổi

Biến tương tác MOD_PAPI trong mô hình REM mang hệ số âm β = -0,0162 ở mức ý nghĩa 10% (p = 0,073), và thể hiện rõ nhất tại phân vị Q25 với β = -0,0773 (p < 0,05). Kết quả này nhất quán với Dedrick và cộng sự (2003) và về "nghịch lý năng suất" và chi phí thích ứng ban đầu. Tại các địa phương có quy mô kinh tế nhỏ, sự thúc đẩy số hóa khu vực công diễn ra đồng thời với thói quen giải quyết thủ tục trực tiếp truyền thống, tạo ra tình trạng nộp hồ sơ kép và xung đột quy trình giữa người dân và chính quyền cấp cơ sở. Sự xáo trộn tạm thời trong phân bổ nguồn lực này tạo ra độ trễ điều chỉnh cấu trúc. Tuy nhiên, tại các nhóm phân vị cao (Q75, Q90), hệ số MOD_PAPI mang giá trị dương (0,0353 và 0,1172), minh chứng rằng khi quản trị công vượt qua ngưỡng bão hòa thích nghi, chính quyền số sẽ tương thích hoàn toàn để thúc đẩy nền kinh tế.

KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH

Kết luận

Nghiên cứu khẳng định chuyển đổi số (DTI) là động lực trọng tâm thúc đẩy tăng trưởng kinh tế địa phương, với mức tác động tăng dần theo quy mô kinh tế. Đáng chú ý, năng lực cạnh tranh (PCI) đóng vai trò đòn bẩy điều tiết tích cực tại nhóm tỉnh phân vị thấp (Q25), giúp tối đa hóa lợi ích công nghệ trong điều kiện hạn chế về nguồn lực. Ngược lại, hiệu ứng tương tác với quản trị công (PAPI) ở các địa phương quy mô nhỏ bước đầu ghi nhận độ trễ do chi phí thích ứng, đòi hỏi thời gian đồng bộ hóa để phát huy trọn vẹn giá trị gia tăng.

Hàm ý chính sách

Đồng bộ thể chế và số hóa: Gắn kết cải cách PCI với đầu tư công nghệ nhằm cắt giảm chi phí tuân thủ, kích hoạt dòng vốn số hóa tại các tỉnh quy mô nhỏ.

Nâng cao năng lực công vụ: Đẩy mạnh liên thông dữ liệu liên ngành và nâng cao năng lực số cho đội ngũ công chức để triệt tiêu xử lý hồ sơ song song, giảm thiểu độ trễ thích ứng ban đầu.

Thiết kế chính sách phân tầng: Ưu tiên kinh tế số thâm dụng công nghệ cao tại các cực tăng trưởng dẫn đầu (Q75, Q90); đồng thời tập trung phổ cập dịch vụ công căn bản, thương mại điện tử nông nghiệp và hỗ trợ vốn cho doanh nghiệp ở nhóm địa phương phân vị thấp (Q10, Q25).

Tài liệu tham khảo:

1. Aiken, L. S., & West, S. G. (1991). Multiple Regression: Testing and Interpreting Interactions. SAGE.

2. Castro, C., & Lopes, C. (2022). Digital government and business environment: A panel data approach. Government Information Quarterly, 39(1), Article 101641.

3. Cohen, W. M., & Levinthal, D. A. (1990). Absorptive capacity: A new perspective on learning and innovation. Administrative Science Quarterly, 35(1), 128-152.

4. 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.

5. 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.

6. Mankiw, N. G., Romer, D., & Weil, D. N. (1992). A contribution to the empirics of economic growth. The Quarterly Journal of Economics, 107(2), 407-437.

7. Minh, T. H., et al. (2025). Digital transformation and economic growth: Empirical evidence from emerging markets. Journal of Asian Economics, 84, 101589.

8. North, D. C. (1990). Institutions, Institutional Change and Economic Performance. Cambridge University Press.

9. Rogers, E. M. (2003). Diffusion of Innovations (5th ed.). Simon and Schuster.

10. Romer, P. M. (1990). Endogenous technological change. Journal of Political Economy, 98(5), S71-S102.

11. Shahbaz, M., et al. (2022). The role of digital economy in economic growth: A comparative analysis. Technological Forecasting and Social Change, 175, 121384.

12. Tổng cục Thống kê – GSO. (2020-2024). Niên giám Thống kê các năm. Nxb Thống kê.

13. UNDP. (2024). Báo cáo Chỉ số Hiệu quả Quản trị và Hành chính công cấp tỉnh ở Việt Nam (PAPI). Chương trình Phát triển Liên Hợp Quốc tại Việt Nam.

14. VCCI. (2023). Báo cáo năng lực cạnh tranh cấp tỉnh (PCI) năm 2023. Liên đoàn Thương mại và Công nghiệp Việt Nam.

15. Vial, G. (2019). Understanding digital transformation: A review and a research agenda. The Journal of Strategic Information Systems, 28(2), 118-144.

16. World Bank. (2021). World Development Report 2021: Data for Better Lives. World Bank.

17. Wu, X., et al. (2023). Digital transformation and institutional environment: Evidence from regional development. Economic Systems, 47(3), 101124.