Tải xuống Chương 2

161NHỮNG RÀNG BUỘC VỀ KINH TẾ, THỂ CHẾ VÀ XÃ HỘI

CHƯƠNG II

NHỮNG RÀNG BUỘC VỀ KINH TẾ, THỂ CHẾ VÀ XÃ HỘI

162 KINH TẾ PHI CHÍNH THỨC TẠI CÁC NƯỚC ĐANG PHÁT TRIỂN


2.1

HIỆU QUẢ CỦA CÁC CƠ SỞ SẢN XUẤT

THUỘC KHU VỰC KINH TẾ PHI CHÍNH THỨC:PHƯƠNG PHÁP HỒI QUY THEO PHÂN VỊ.

NGHIÊN CỨU VỀ KHU VỰC KINH TẾ PHI CHÍNH THỨC TẠI ANTANANARIVO - MADAGASCAR

Faly Hery Rakotomanana

Giới thiệu

Hiệu quả của các cơ sở sản xuất đóng vai trò cơ bản trong sự phát triển của một quốc gia, nhất là trong việc tạo ra của cải mới cũng như quản lí tài nguyên và các yếu tố sản xuất. Ngoài việc giảm thiểu sự lãng phí các yếu tố của sản xuất, việc cải thiện hiệu quả có thể phá vỡ vòng luẩn quẩn hạn chế khả năng tiếp cận các nguồn lực và sự năng động trong hoạt động của các chủ thể sản xuất bởi vì tính không hiệu quả của một cơ sở sản xuất làm tăng chi phí sản xuất, giảm lợi nhuận và sức cạnh tranh, hạn chế tăng trưởng kinh doanh và các lợi thế của quy mô, và điều này làm giảm cơ hội tiếp cận vốn hoặc tài chính.

Ở các nước đang phát triển như Madagascar, nghiên cứu về hiệu quả của các doanh nghiệp vừa và nhỏ đặc biệt quan trọng trong bối cảnh các chính sách giảm nghèo. Thứ nhất, sự thành công của chính sách khuyến khích các hoạt động tạo thu nhập, và sự phát triển của tài chính vi mô chắc chắn phụ thuộc vào hiệu quả của các cơ sở sản xuất trong lĩnh vực này.


Thứ hai, loại hoạt động này có một tầm quan trọng tương đối cao về kinh tế1, và ảnh hưởng đến đại đa số người dân2, đặc biệt là người nghèo. Cải thiện hiệu quả có tác dụng tích cực đến điều kiện sống của các hộ gia đình mà không cần dùng cơ chế phân phối lại thu nhập. Một mặt, các cơ sở sản xuất nhiều càng hiệu quả thì hộ gia đình tham gia quản lí càng có lợi ích tài chính trực tiếp. Mặt khác, người tiêu dùng có thể mua hàng hóa dịch vụ với giá thấp hơn do giảm chi phí sản xuất, hoặc tăng nguồn cung do việc cải thiện hiệu quả của hệ thống sản xuất.

Nghiên cứu này nhằm phân tích hiệu quả kĩ thuật của các cơ sở sản xuất phi chính thức tại Antananarivo. Đây là nghiên cứu đầu tiên về đề tại này tại Madagascar. Trước tiên, phân tích tập trung vào việc đánh giá mức độ hiệu quả kĩ thuật của các dạng hoạt động khác nhau. Mục đích là để đánh giá sự khác biệt giữa các cơ sở sản xuất thuộc khu vực kinh tế phi chính thức và tìm ra các mắt xích yếu và kém hiệu quả trong lĩnh vực phi chính thức để đề ra các can thiệp mục tiêu và hỗ trợ tốt hơn. Sau đó, phân tích xác định các yếu tố quyết định hiệu quả kĩ thuật của các cơ sở sản xuất. Điều này sẽ cho phép xác định các đòn bẩy chính có thể tác động và đặc biệt, vai trò của tài chính vi mô trong việc cải thiện hiệu suất của các hoạt động kinh tế phi chính thức.

Nghiên cứu này sử dụng khái niệm hiệu quả kĩ thuật, được xác định như là năng lực của các cơ sở sản xuất để giảm thiểu số lượng đầu vào được sử dụng để sản xuất một số lượng nhất định đầu ra nhất định với một kĩ thuật sản xuất cho trước. Nói cách khác, một cơ sở sản xuất được coi là hiệu quả nếu thực tế xem xét về mặt kĩ thuật thì trình độ sản xuất của cơ sở sản xuất nằm trên đường giới hạn năng lực sản xuất. Theo định nghĩa này, mức độ kém hiệu quả kĩ thuật của một cơ sở sản xuất được định nghĩa là tỉ lệ giữa mức sản xuất thực tế đạt được và mức tiềm năng có thể đạt được. Do đó, nghiên cứu không thể xác định hiệu quả của sự phân bổ là thành phần khác của hiệu quả (Farrell, 1957) có tác dụng chỉ ra năng lực của cơ sở sản xuất trong việc kết hợp các yếu tố đầu vào theo tỉ lệ tối ưu dựa trên giá tương đối của các yếu tố này và trên các kĩ thuật sản xuất được sử dụng để đạt được một mức độ đầu ra nhất định.

1 Năm 2004, lĩnh vực này chiếm hơn 17% của Tổng sản phẩm quốc nội chính thức và 25% Tổng sản phẩm quốc nội chính thức thương mại phi nông nghiệp tại Madagascar.2 Năm 2004, hơn 58% nhân công có việc làm tại Antananarivo làm việc trong lĩnh vực này và hơn 2/3 số hộ quản lí một sơ cở sản xuất phi nông nghiệp.


Phương pháp hồi quy phân vị (Koenker và Basset, 1978) được sử dụng cho việc đánh giá hiệu quả kĩ thuật của cơ sở sản xuất chính thức. Mục đích là để đo tính không hiệu quả của một cơ sở sản xuất dựa trên tỉ lệ giữa năng suất quan sát được và năng suất ước tính cho các phân vị cao (trên 0,8 hoặc 0,9) với các đặc tính giống hệt nhau và các năng suất này được coi như là năng suất tiềm năng có thể đạt được. Nằm trong nhóm các kĩ thuật được phát triển gần đây để đo lường hiệu quả, phương pháp này cố gắng xử lí các vấn đề gặp phải khi sử dụng các phương pháp thông thường như phương pháp phân tích biên giới nhiễu (Stochastic Frontier Analysis - SFA)3 và phân tích dữ liệu bao bọ c (DEA)4. Tuy nhiên, để đánh giá độ tin cậy và vì đây là nghiên cứu đầu tiên trong lĩnh vực này nên kết quả sẽ được so sánh với những các kết quả của phương pháp thông thường. Liên quan đến việc xác định các yếu tố quyết định, biến cho thấy mức độ hiệu quả trên một cơ sở sản xuất là biến chính trong các mô hình hồi quy.

Nghiên cứu này bao gồm năm phần. Sau phần giới thiệu, phần thứ nhất trình bày các khái niệm và phương pháp luận. Cơ sở dữ liệu và các biến được trình bày trong phần hai. Các yếu tố quyết định hiệu quả sẽ được trình bày trong phần ba và bốn. Phần thứ năm là kết luận.

1. Khái niệm và phương pháp luận

1.1 Khái niệm về hiệu quả của một cơ sở sản xuấtKhái niệm hiệu quả của cơ sở sản xuất xuất hiện sau sự phát triển của các lí

thuyết về chức năng của đường giới hạn sản xuất. Các đường giới hạn sản xuất là mức tối đa mà sản xuất đạt được bằng cách áp dụng một kĩ thuật sản xuất nhất định và sử dụng mức mức độ đầu vào nhất định. Vì các lí do khác nhau, các cơ sở sản xuất không thực sự có thể đạt đến đường giới hạn sản xuất.

Khái niệm về hiệu quả sản xuất đã phát triển qua thời gian. Theo Koopmans (1951), một quá trình sản xuất được coi là hiệu quả kĩ thuật khi và chỉ khi chỉ có thể tăng mức độ đầu ra nhất định hoặc giảm mức độ đầu vào

3 Phương pháp khởi xướng bởi Meusen, Broeke (1977); Aigner, Lovel và Schmidt (1977), Battese G., Coelli T. (1988-1992).4 Phương pháp khởi xướng bởi Farrell (1957); xem thêm Charnes, Cooper và Rhodes (1978).


bằng cách giảm mức độ đầu ra khác hoặc tăng mức đầu vào khác. Lí thuyết kinh tế cổ điển, kể từ nghiên cứu của Debreu (1951) đã chính thức hóa các khái niệm của Koopmans, khi đề cập đến các khái niệm về tối ưu Pareto: một kĩ thuật sản xuất chưa phải là tối ưu Pareto nếu vẫn còn khả năng tăng mức đầu ra hoặc giảm mức đầu vào.

Các định nghĩa chính thức được nêu như sau:Một cơ sở sản xuất áp dụng kĩ thuật sản xuất (X, Y) ϵ T có hiệu quả nếu

không tồn tại kĩ thuật sản xuất (X’, Y’) ϵ T theo đó (X’, Y’) ≠ (X, Y) (X’≤ X và Y’ ≥ Y)

trong đó T là tập hợp các sản phẩm có thể, X là vector đầu vào và Y là vector đầu ra.

Farell (1957) mở rộng nghiên cứu của Koopmans và Debreu bằng cách đưa vào một khía cạnh khác của hiệu quả gắn với thành phần tối ưu của đầu vào và giảm thiểu chi phí có tính đến giá tương đối của đầu ra và đầu vào.

Như vậy, hiệu quả của một cơ sở sản xuất có thể được định nghĩa là khả năng giảm chi phí và lãng phí ở mức thấp nhất để đạt được kết quả sản xuất và lợi nhuận tối đa, dựa trên công nghệ sản xuất tốt nhất có thể. Khái niệm về hiệu quả có thể được phân tách ra thành hai thành phần: hiệu quả kĩ thuật và phân bổ (Farrell, 1957). Hiệu quả kĩ thuật dùng để chỉ năng lực của các cơ sở sản xuất có thể đạt được mức tối đa của kết quả sản xuất nằm trên giới hạn sản xuất sau khi lựa chọn một công nghệ sản xuất dựa trên một mức độ các yếu tố đầu vào hoặc các yếu tố sản xuất được huy động, hoặc sử dụng các nguồn tài nguyên ít nhất có thể để sản xuất tại một mức sản lượng cố định có tính đến các dạng khác nhau của công nghệ sản xuất có sẵn. Hiệu quả phân bổ là khả năng của cơ sở sản xuất để điều chỉnh các mức đầu vào theo các tỉ lệ tối ưu có tính đến giá tương đối của các yếu tố này. Một quá trình sản xuất có hiệu quả về mặt “phân bổ” nếu tỉ lệ thay thế biên giữa mỗi cặp đầu vào bằng với tỉ lệ của giá tương ứng.

Để đánh giá hiệu quả của một cơ sở sản xuất, các chỉ số được sử dụng phụ thuộc vào quan hệ giữa mức sản lượng thực sự quan sát được và mức tối đa có thể đã đạt đến nếu các cơ sở sản xuất đạt hiệu quả hoạt động tối đa. Sơ đồ sau đây tóm tắt các chỉ số đo lường hiệu quả của một cơ sở sản xuất (Farell, 1957).


Phối hợp các chỉ số và hiệu quả sản xuất

Nguồn: Tác giả.

Hãy xem xét một cơ sở sản xuất có sử dụng hai đầu vào (x, y) và có một đầu ra. Điểm P là mức sản lượng thực tế mà cơ sở sản xuất đạt được. Các đường cong SS ‘là đường giới hạn khả năng sản xuất ước tính với một kĩ thuật sản xuất nhất định. Các điểm Q nằm trên đường giới hạn khả năng sản xuất cho thấy hiệu quả của cơ sở sản xuất. Hiệu quả kĩ thuật của cơ sở sản xuất được đo bằng tỉ lệ TE = OQ / OP = 1 - (QB / OQ). Tỉ lệ này nằm giữa 0 và 1 và chỉ ra mức độ không hiệu quả của các cơ sở sản xuất. Nếu tỉ lệ này tương đương với 1(tức là điểm P và Q được kết hợp), cơ sở có hiệu quả về mặt kĩ thuật. Q là điểm có hiệu quả kĩ thuật vì nó nằm trên đường giới hạn khả năng sản xuất.

Với tỉ lệ giá tương đối của hai đầu vào được đại diện bởi đường thẳng AA’, hiệu quả “phân bổ” của cơ sở sản xuất được đo bằng tỉ lệ AE = OR / OQ. Đoạn RQ cho thấy khả năng giảm chi phí sản xuất để sản xuất tại mức Q’ trên cùng một đường giới hạn khả năng sản xuất. Điểm này thể hiện mức sản lượng đạt hiệu quả của đơn vị cả về mặt kĩ thuật và phân bổ, không giống như điểm Q có hiệu quả kĩ thuật nhưng không có hiệu quả “phân bổ”. Tổng số hiệu quả kinh tế được đo bằng tỉ lệ EE = OR/OP.

1.2 Các phương pháp đo lường hiệu quảHai phương pháp tiếp cận thường được dùng để đo lường hiệu quả của

một cơ sở sản xuất: các phương pháp kinh tế lượng và các phương pháp nonparametric.


Các phương pháp kinh tế lượng, trong đó được biết đến và được sử dụng nhiều nhất là SFA được dựa trên nguyên tắc là sự không hiệu quả là dư lượng hoặc phần nhiễu, tức là sự khác biệt giữa mức độ sản xuất thực tế và đường giới hạn sản xuất ước tính. Khi kĩ thuật sản xuất cho một đầu ra duy nhất và có nhiều đầu vào, phương pháp này ước tính đầu ra theo hàm:yi = f(xi,β) + ɛi trong đó yi và xi lần lượt biểu thị đầu ra và các vector đầu vào của các cơ sở sản xuất i và β là vector của các tham số ước tính.

Số dư ɛi được giả định là bao gồm một sai số ngẫu nhiên và tính không hiệu quả μi: yi = f(xi,β) + vi - μi, trong đó μi được giả định là không âm và tuân theo một số quy luật phân phối nhất định như nửa chuẩn, mũ hoặc gamma. Các nhược điểm chính của phương pháp này là sự thiên vị do lỗi kĩ thuật đối với hàm sản xuất và độ nhạy cao của kết quả đối với phân phối được chọn để biểu thị tính không hiệu quả (Behr, 2010).

Các phương pháp Nonparametric phi tham số do Charnes, Cooper và Rhodes (1978) đưa ra được dựa trên kĩ thuật phân tích vỏ bọc dữ liệu (DEA) được xây dựng cho các kĩ thuật sản xuất có nhiều đầu ra và đầu vào. Phương pháp này xây dựng đường giới hạn sản xuất tuyến tính. Hiệu quả của một cơ sở sản xuất được xác định bằng khoảng cách giữa cơ sở sản xuất và đường giới hạn. Ưu điểm của phương pháp này là không đòi hỏi nêu rõ các dạng hàm sản xuất. Tuy nhiên, phương pháp này rất nhạy cảm với các giá trị ngoại lai vốn được dùng làm tham chiếu để xây dựng đường giới hạn. Ngoài ra, phương pháp này coi mọi khoảng cách tới đường giới hạn là hoàn toàn do sự kém hiệu quả mà không tính đến sai số lấy mẫu và đo lường (Liu, Laporte và Ferguson, 2007).

Phương pháp hồi quy theo phân vịPhương pháp hồi quy theo phân vị do Koenker và Basset (1978) đề xuất.

Phương pháp này khái quát kĩ thuật mô hình hóa thực hiện đối với giá trị trung bình có điều kiện của biến phụ thuộc để diễn tả các phân vị của phân phối có điều kiện của biến phụ thuộc tùy theo các biến giải thích. Về mặt tối ưu hóa, vì giá trị trung bình và trung vị được định nghĩa lần lượt là các giải pháp giảm thiểu tổng bình phương của phần dư và giảm thiểu tổng không có trọng số của các giá trị tuyệt đối của phần dư, nên các phân vị có thể được định nghĩa là các giải pháp giảm thiểu tổng các giá trị tuyệt đối của phần dư,


bằng cách phân bổ tỉ trọng thích hợp cho các giá trị dương và âm của phần dư. Chúng ta biểu thị các ý tưởng này như sau:

Hồi quy tuyến tính đơn giản là tìm lời giải cho hàm sau đây:

min ∑ni =1ρq(yi – f(xi, βq))2 (1)

trong đó i là số lượng các quan sát, yi là giá trị của biến phụ thuộc và xi là các biến giải thích cho cá nhân i và β là vector của các tham số cần được ước tính.

Đối với hồi quy phân vị, cần khái quát công thức (1) ở trên và tìm lời giải cho chương trình:

min ∑ni =1ρq(yi – f(xi, βq)) (2)

trong đó ρq là hàm chỉnh bình tương ứng với phân vị q và βq là vector của các tham số cần được ước tính sẽ thay đổi tùy theo phân vị được xem xét.

Các bước phân tíchPhương pháp luận này gồm các giai đoạn như sau:1) Giai đoạn đầu tiên là để đánh giá mức độ hiệu quả thông qua việc áp

dụng các phương pháp hồi quy phân vị như sau. Ban đầu, sử dụng phương pháp hồi quy phân vị để ước tính hàm sản xuất cho các phân vị khác nhau dựa trên hiệu quả hoạt động kinh tế. Sau khi thực hiện các ước tính này, chúng tôi sẽ phân tích sự biến thiên tùy thuộc vào phân vị của các hệ số liên quan đến các yếu tố sản xuất khác nhau (chủ yếu là vốn và lao động), là các hệ số cho thấy năng suất cận biên của các yếu tố này. Sau đó, để xây dựng một mức độ hiệu quả tham chiếu của đường giới hạn sản xuất (nghĩa là, khi cơ sở sản xuất hoạt động hoàn toàn hiệu quả), chúng tôi sẽ dự đoán các mức hiệu quả thông qua hàm sản xuất được ước tính cho một phân vị có mức độ cao cần thiết. Vì số lượng các quan sát trong mẫu không đủ lớn nên để đạt mức hiệu suất tham khảo, chúng tôi đã lựa chọn mức độ phân vị 0,9 thay vì 0,95 như thường được chấp nhận trong nghiên cứu. Cuối cùng, đối với mỗi cơ sở sản xuất, hiệu quả được đo bằng tương quan giữa mức độ hiệu suất thực tế đạt được hoặc quan sát được và mức độ hiệu suất tham khảo dự đoán.

2) Trong giai đoạn thứ hai, để làm nổi bật tầm quan trọng của ưu điểm của các phương pháp hồi quy phân vị trong việc đánh giá hiệu quả của một cơ sở sản xuất, các dạng phân tích khác nhau được thực hiện. Phân tích mô


tả được thực hiện trên các biến được xây dựng trước đó cho thấy mức độ hiệu quả để kiểm định giả thuyết nghiên cứu và đưa ra một số yếu tố phân biệt ban đầu. Các phân tích khác như kiểm định độ chắc chắn là để nghiên cứu mối tương quan giữa các biến cho thấy mức độ hiệu quả thu được và các mối tương quan thu được từ phương pháp SFA thường được sử dụng. Ở cấp độ này, hai biến về mức độ hiệu quả được tạo ra: một biến từ phương pháp SFA theo phân phối “nửa chuẩn” của tính hiệu quả và biến kia của phương pháp SFA, theo phân phối “mũ”.

3) Bước cuối cùng là xác định các yếu tố quyết định tính hiệu quả thông qua việc sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính đơn giản. Các biến được xem xét là các biến chưa được đưa vào mô hình để ước lượng hàm sản xuất và có liên quan đến đặc điểm cá nhân của người quản lí cơ sở sản xuất, với đặc điểm kinh tế của các đơn vị và môi trường của các đơn vị này.

Mô hình Hàm Cobb-Douglas đã được lựa chọn cho các hàm sản xuất bởi vì nó tương đối đơn giản, dễ xử lí và được tất cả các tác giả khác nghiên cứu đề tài này sử dụng, khiến cho việc phân tích so sánh kết quả trở nên thuận tiện hơn (Piesse 2000; Movshuk, 2004; Behr, 2010). Để đơn giản hóa việc phân tích, hàm sản xuất là một hàm có một đầu ra duy nhất và nhiều đầu vào.

yi = ao∏kj =1x

aj (3)

trong đó i là số lượng các cơ sở sản xuất được quan sát và xji với j = 1 tới k là các đầu vào k được sử dụng để tạo ra các đầu ra yi

Đối với việc xác định các yếu tố quyết định mức độ hiệu quả, các mô hình hồi quy tuyến tính được lựa chọn. Để phân tích tính không đồng nhất về ngành, ba mô hình khác nhau được xây dựng cho các ngành “công nghiệp”, “thương mại” và “dịch vụ”.

Các ưu điểm chính của phương pháp luận Việc sử dụng hồi quy phân vị có nhiều ưu điểm. Thứ nhất, sự không

đồng nhất của khu vực phi chính thức, được quan tâm đặc biệt trong nghiên cứu này, về hiệu suất kinh tế (doanh thu, lợi nhuận, năng suất của các yếu tố, v.v...) lớn đến mức nếu chỉ sử dụng giá trị trung bình (do một OLS đơn giản tạo ra) để ước tính hàm sản xuất là rất phiến diện. Phân phối của các


sai số từ các ước tính có thể biến thiên tùy thuộc không chỉ vào các đặc tính (biến giải thích), mà còn phụ thuộc vào hiệu suất kinh tế của các cơ sở sản xuất (biến phụ thuộc). Để minh họa, mức độ phân tán của sản xuất hoặc của giá trị gia tăng có xu hướng giảm dần khi quy mô của các cơ sở sản xuất tăng: hệ số biến thiên của giá trị gia tăng giảm từ 1,8 đối với các đơn vị một người xuống khoảng 1,0 đối với các đơn vị có ba nhân viên hoặc nhiều hơn.

Phương pháp này cũng thích hợp hơn với mục tiêu của chúng tôi để đề xuất các khuyến nghị chính sách kinh tế và các can thiệp có trọng điểm hơn nhằm hỗ trợ các hoạt động của khu vực phi chính thức, trong đó có tài chính vi mô. Trên thực tế, năng suất của nhân tố sản xuất khác nhay tùy theo quy mô của UPI là tương đối nhỏ, trung bình hoặc lớn. Việc áp dụng hồi quy phân vị cho phép phân tích đầy đủ hơn bằng cách ước tính các hàm sản xuất với hệ số khác nhau cho mỗi phân vị sản lượng, điều này giúp cung cấp thông tin định lượng và chi tiết về tác động dự kiến của các can thiệp tới các phân khúc khác nhau của khu vực phi chính thức.

Về mặt kĩ thuật, phương pháp hồi quy phân vị có nhiều ưu điểm: không giống các phương pháp khác như DEA, hồi quy phân vị ít nhạy cảm với các giá trị ngoại lai, không phụ thuộc vào giả thiết về lựa chọn loại phân phối cho tính không hiệu quả và nhiễu (bruits) của phương pháp SFA (nửa chuẩn hoặc mũ), và giảm thiểu thiên vị trong một số trường hợp. Khác với SFA, việc sử dụng phương pháp hồi quy phân vị có thể tránh các giả định quá mức về tính độc lập của các biến thể hiện sự kém hiệu quả (thành phần thứ hai của sai số). Giả định này là rất quan trọng đối với SFA và chỉ cho phép phương pháp này thực hiện thủ tục trong một bước để xác định các yếu tố quyết định tính hiệu quả. Việc xác định các yếu tố về tính hiệu quả với một mô hình khác ở giai đoạn thứ hai mâu thuẫn với giả định rằng các biến về tính thiếu hiệu quả thu được trong giai đoạn đầu tiên là độc lập. Hơn nữa, với các thủ tục trong một bước, các hệ số liên quan đến các yếu tố sản xuất trong các hàm sản xuất có thể bị ảnh hưởng bởi việc đưa vào các biến ngoại sinh có thể quyết định tính hiệu quả. Tuy nhiên, do các tiêu chuẩn hiệu quả được lựa chọn dựa trên hiệu quả kinh tế thực tế đạt được của các cơ sở sản xuất, hiệu quả thu được là hiệu quả tương đối, không phải tuyệt đối và rằng chúng phụ thuộc và nhạy cảm với hoàn cảnh.


2. Cơ sở dữ liệu và các biến được sử dụng

2.1 Cơ sở dữ liệu Các dữ liệu sử dụng cho nghiên cứu này dựa trên một loạt các cuộc điều

tra về khu vực phi chính thức gọi là “cuộc điều tra 1-2-3” do DIAL/IRD khởi xướng và thực hiện tại Antananarivo, thủ đô của Madagascar, vào năm 2001 và 2004 (Rakotomanana, 2004). Đây là một cuộc khảo sát hỗn hợp thực hiện trong nhiều giai đoạn.

Giai đoạn đầu tiên là khảo sát việc làm tại 3.000 hộ. Giai đoạn này nhằm mục đích trước hết là để tìm hiểu các điều kiện hoạt động và vận hành của thị trường lao động và cũng để xác định cá nhân quản lí cơ sở sản xuất trong khu vực phi chính thức.

Giai đoạn thứ hai khảo sát 1.000 cơ sở sản xuất phi chính thức được xác định trong giai đoạn đầu của cuộc điều tra. Giai đoạn này tập trung một cách toàn diện về các đặc điểm và hiệu suất của các cơ sở sản xuất, như dân số, đặc điểm chi tiết của lực lượng lao động, sản xuất (ngành, nguyên liệu, chi phí), các yếu tố của sản xuất (lao động, vốn), đầu tư và tài chính, hội nhập vào nền kinh tế, các vấn đề và triển vọng của các cơ sở sản xuất.

Các cơ sở dữ liệu cho phép hình dung về nhiều khía cạnh của các cơ sở sản xuất và xác định các chỉ số hoạt động chính như giá trị gia tăng và tổng thặng dư. Ngoài ra, các mô-đun định lượng về môi trường kinh tế như cơ chế hỗ trợ cho các doanh nghiệp vi mô, tài chính vi mô và mối quan hệ với nhà nước nằm trong bảng các câu hỏi của giai đoạn thứ hai.

2.2 Các biến được sử dụng Biến phụ thuộc của hàm sản xuất được chọn là giá trị gia tăng hàng

tháng chứ không phải là sản lượng hoặc lợi nhuận.Đối với các biến giải thích được đưa vào các hàm sản xuất, ba loại đầu

vào được xem xét là: vốn, lao động và vốn con người. Vốn: Biến này bằng giá trị tổng ước tính của vốn vật chất của các cơ sở

sản xuất. Đây là giá trị ước tính của chi phí thay thế của nhà xưởng, đất đai, máy móc, xe ô tô, công cụ và dụng cụ.

Lao động: biến này bao gồm các tổng số giờ làm việc thực tế hàng tháng của tất cả nhân viên trong cơ sở sản xuất (giám đốc hoặc người phụ trách


đơn vị, nhân viên, người giúp việc gia đình, cộng sự và những người khác) Vốn con người: nhiều biến được đưa vào mô hình để phản ánh yếu tố

này. Chúng tôi phân biệt các đặc điểm của các quản lí của cơ sở sản xuất với các đặc điểm của các lao động phụ thuộc. Năng suất của hai loại công việc được coi là rất khác nhau nếu tính đến phần lớn các công việc không được trả lương đặc biệt là giúp việc gia đình thuộc nhóm lao động phụ thuộc và sự tham gia sâu của các quản lí vào tất cả công việc của quá trình sản xuất.

• Số trung bình các năm học của nhân công phụ thuộc. Giá trị trung bình phù hợp hơn so với tổng số năm học vì trong các cơ sở sản xuất nhỏ phi chính thức, các công việc không thực sự được chuyên môn hóa. Mỗi nhân viên đều tham gia vào mọi việc và tính đa năng này thể hiện qua việc trao đổi kinh nghiệm và kĩ năng thường xuyên giữa các nhân viên5.

• Số trung bình các năm đi học của nhân công phụ thuộc.• Số năm đi học của người đứng đầu các cơ sở sản xuất.• Số năm kinh nghiệm của người đứng đầu cơ sở sản xuất.

Giả định rằng tất cả các biến này có tác động tích cực tới mức độ giá trị gia tăng của cơ sở sản xuất. Các biến về ngành hoạt động (công nghiệp, thương mại) được đưa vào các mô hình như là biến kiểm chứng. Các biến về tiêu thụ trung gian không được đưa vào mô hình vì giá trị gia tăng bằng sản lượng trừ đi tiêu thụ trung gian và các chi phí gián tiếp khác. (Söderbom và Teal, 2003).

Đối với việc xác định các yếu tố quyết định hiệu quả, các biến sau đây được chọn trong các mô hình hồi quy về hiệu quả:

Đặc điểm của cơ sở sản xuất • Tương quan giữa vốn/số giờ làm việc đo lường mức độ sử dụng vốn;• Biến cho thấy sự hiện diện của nhân công trong cơ sở sản xuất;• Biến cho thấy tình trạng đăng kí kinh doanh của các cơ sở sản xuất;• Biến cho thấy liệu các đơn vị có gặp phải các vấn đề liên quan đến nhu

cầu thị trường, tiếp cận với tín dụng, nhà xưởng, hoặc các vấn đề khác;• Tuổi của cơ sở sản xuất và một số đặc điểm liên quan.

5 Giá trị trung bình được sử dụng thay cho tổng số năm học trong một số nghiên cứu như công trình của Soderbom và Teal (2003).


Đặc điểm của người lãnh đạo của cơ sở sản xuất• Biến cho thấy người đứng đầu cơ sở sản xuất đã hoàn thành đào tạo

chuyên môn liên quan đến công việc của mình;• Biến cho thấy người quản lí là nam;• Tuổi của người quản lí và một số đặc điểm liên quan;• Biến cho thấy người quản lí có tiếp cận được các phương tiện truyền

thông hoặc có một cảm nhận tích cực về chính quyền;• Biến cho thấy liệu quan sát có thuộc về năm 2004.

3. Ước tính mức độ hiệu quả

Một số thống kê mô tảBảng 1 cho thấy các cơ sở sản xuất trong khu vực phi chính thức trong

thành phố Antananarivo được đặc trưng bởi các nhà quản lí có số năm kinh nghiệm tương đối cao (gần 10 năm kinh nghiệm chuyên môn), nhưng ít khi tham dự đào tạo nghề (ít hơn 2% trong số họ), lao động phụ thuộc có trình độ học vấn thấp (ít hơn hai năm học), tỉ lệ lao động hưởng lương rất thấp (ít hơn 16% cơ sở sản xuất có lao động hưởng lương), tỉ lệ tiếp cận được tín dụng để cấp vốn rất thấp (chỉ có 4%) và tỉ lệ tiếp cận thông tin rất cao (trên 87%).

Mặt khác, phân tích chi tiết hơn cho thấy các cơ sở sản xuất là rất không đồng nhất. Bảng 1 cho thấy rõ ràng rằng quy mô của các cơ sở sản xuất khác nhau đáng kể với mức độ doãng điển hình tương đối cao, cả về mức độ hiệu suất kinh tế (đầu ra) về mức độ của các yếu tố sản xuất (đầu vào). Ngay cả trong các ngành chính của hoạt động (công nghiệp, thương mại và dịch vụ), vẫn còn sự chênh lệch đáng kể. Nhìn chung, các cơ sở sản xuất “dịch vụ” có hiệu quả hơn nhiều. Các cơ sở này tạo ra giá trị trung bình khoảng 15% nhiều hơn so với các cơ sở “thương mại” và “công nghiệp”. Sự ảnh hưởng của vốn có thể có tác động nhất định. Thật vậy, trong ngành “dịch vụ”, mức độ trung bình ước tính vốn vật chất cao gần gấp ba lần vốn của các cơ sở “thương mại” hay “công nghiệp”. Điều này có thể bù đắp cho số năm kinh nghiệm chuyên môn thấp hơn của nhân viên phụ thuộc trong ngành “dịch vụ”, trung bình chỉ bằng hơn một nửa so với các đồng nghiệp của họ trong hai ngành kia.


Ngoài ra, trong các cơ sở sản xuất trong “ngành” công nghiệp các nhà qunả lí có mức độ kinh nghiệm chuyên môn tương đối cao: năm 2004, con số này là hơn 11 năm so với chỉ chín năm trong ngành “dịch vụ” và tám năm trong ngành “thương mại”. Các cơ sở sản xuất trong ngành “thương mại” ít tiếp cận các dịch vụ công cộng cơ bản tại nơi làm việc so với hai ngành kia. Nếu chúng ta so sánh tình hình giữa năm 2004 và 2001, không có thay đổi lớn nào được ghi nhận.

Bảng 1: Thống kê mô tả về các đặc điểm và hiệu suất kinh tế của các cơ sở sản xuất phi chính thức tại Antananarivo vào năm 2004 và 2001

Năm 2004 2001

Ngành BiếnTrung bình

Khoảng cách

Số quan sát

Trung bình

Khoảng cách

Số quan sát

Công nghiệp

Giá trị gia tăng tháng (1000 Ariary) 1065 2705,57 426 759 1541,40 315

Số giờ lao động tháng 304 332,56 426 296 258,19 315

Vốn (1000 Ariary) 2958 10375,96 426 2166 3827,58 315

Trình độ học vấn trung bình của nhân viên (năm)

1,7 2,96 426 2,7 3,87 315

Kinh nghiệm trung bình của nhân viên (năm)

1,2 2,77 426 1,4 3,39 315

Trình độ học vấn của quản lí (năm) 7,1 3,44 426 7,6 3,74 315

Kinh nghiệm của quản lí (năm) 11,3 9,58 426 9,5 8,69 315

Nghề chuyên môn của quản lí (trong công nghiệp)

0,18 0,39 426 0,17 0,38 315

Hiện diện của nhân viên (trong công nghiệp)

0,18 0,38 426 0,23 0,42 315

Tiếp cận dịch vụ công (trong công nghiệp)

0,45 0,50 426 0,57 0,50 315

Tiếp cận tín dụng vốn (trong công nghiệp)

0,05 0,22 426 0,13 0,33 315

Tiếp cận thông tin (trong công nghiệp)

0,88 0,32 426 0,82 0,38 315

Nạn nhân của tham nhũng (trong công nghiệp)

0,03 0,18 426 0,07 0,25 315


Thương mại

Giá trị gia tăng tháng (1000 Ariary) 1038 2931,35 210 902 2012,61 248


Vốn (1000 Ariary) 2957 6149,40 210 2406 8530,81 248


1,9 3,14 210 2,6 3,72 248


1,6 4,55 210 1,5 3,05 248




0,03 0,18 210 0,01 0,09 248


0,13 0,34 210 0,11 0,32 248


0,27 0,45 210 0,30 0,46 248


0,02 0,14 210 0,16 0,37 248


0,85 0,36 210 0,74 0,44 248


0,05 0,21 210 0,04 0,19 248

Dịch vụ Giá trị gia tăng tháng (1000 Ariary) 1204 2740,99 418 965 2608,33 361


Vốn (1000 Ariary) 8252 18861,87 418 8881 20820,98 361


1,7 3,41 418 2,1 3,61 361


0,8 2,11 418 0,9 2,31 361




0,19 0,40 418 0,18 0,38 361


0,17 0,38 418 0,21 0,41 361


0,40 0,49 418 0,46 0,50 361


0,05 0,21 418 0,18 0,38 361



0,88 0,32 418 0,80 0,40 361


0,04 0,19 418 0,04 0,20 361

Chung Giá trị gia tăng tháng (1000 Ariary) 1115 2764,15 1054 878 2133,94 924


Vốn (1000 Ariary) 5057 14091,12 1054 4854 14281,48 924


1,8 3,18 1054 2,4 3,73 924


1,1 3,01 1054 1,2 2,92 924




0,16 0,36 1054 0,13 0,34 924


0,16 0,37 1054 0,19 0,39 924


0,40 0,49 1054 0,45 0,50 924


0,04 0,20 1054 0,16 0,36 924


0,87 0,33 1054 0,79 0,41 924


0,04 0,19 1054 0,05 0,22 924

Nguồn: INSTAT-IRD/DSM/EE2001-2004, tính toán của tác giả.

Mô tả mối quan hệ giữa các yếu tố sản xuất và giá trị gia tăngHình 1 và 2 mô tả mối quan hệ giữa giá trị gia tăng (logarit) được tạo ra

bởi các cơ sở sản xuất phi chính thức và các yếu tố chính của sản xuất như là số giờ làm việc (log) và số tiền ước tính của vốn vật chất (log). Chúng tôi phân tích độ co giãn của giá trị gia tăng trong quan hệ với các yếu tố sản xuất. Phân tích ở cấp độ này, chúng tôi sẽ tập trung nhận xét về mức độ co giãn và hình thức của mối quan hệ giữa đầu ra và đầu vào. Chúng tôi xem xét ba loại đơn vị theo các ngành: công nghiệp, thương mại và dịch vụ. Các đồ thị bên phải giới thiệu tình hình của năm 2004 và đồ thị bên trái của năm 2001.


Có một số điểm nổi bật đáng chú ý. Thứ nhất, giá trị gia tăng tăng lên khi tăng số giờ làm việc và số vốn vật chất. Thứ hai, ảnh hưởng của lao động liên quan đến các biến giá trị gia tăng thường lớn hơn nhiều so với ảnh hưởng của yếu tố vốn liên quan đến biến số giờ làm việc. Thứ ba, các mối quan hệ cấp độ thứ hai (phi tuyến tính) là tương đối thấp, ngoại trừ đối với các giá trị gia tăng và giờ làm việc vào năm 2004. Giữa giá trị gia tăng và số lượng vốn vật chất, tồn tại mối quan hệ gần như tuyến tính. Cuối cùng, các tình huống này không thay đổi nhiều từ năm 2001 đến năm 2004. Sự thiếu vắng hiệu ứng về mặt thời gian này có thể gây ngạc nhiên vì trong gian đoạn này đã có những thay đổi cơ bản trong nền kinh tế, tuy nhiên nó thể hiện chất lượng và độ chắc chắn của dữ liệu.

Tuy nhiên, nếu chúng ta xem xét các mối quan hệ ở cấp độ các ngành khác nhau, có thể thấy một số khác biệt đáng kể. Trong trường hợp của ngành “công nghiệp”, độ co giãn của giá trị gia tăng đối với lượng vốn vật chất rất thấp trong năm 2001, đã tăng nhẹ trong năm 2004 và các tác động cấp độ thứ hai đã đảo ngược giữa hai năm: âm nhẹ trong năm 2001 và dương nhẹ trong năm 2004. Hơn nữa, trong ngành “thương mại”, độ co giãn của giá trị gia tăng đối với số giờ làm việc đã cao hơn vào năm 2004 so với năm 2001 và mối quan hệ này kèm theo hiệu ứng cấp độ thứ hai lớn hơn nhiều.

Đồ thị 1: Quan hệ giữa số giờ làm (log) và giá trị gia tăng (log)

Log

(giá

trị g

ia tă

ng)

Log (giờ)

Tổng thể năm 2004



Đồ thị 2: Quan hệ giữa giá trị vốn vật chất (log) và giá trị gia tăng (log)

Log

(giá

trị g

ia tă

ng)

Log (vốn)

Tổng thể năm 2004


Kết quả của ước tính của các hàm sản xuất theo phương pháp hồi quy phân vị

Bảng 2 và 3 cho thấy kết quả ước lượng hàm sản xuất theo phương pháp hồi quy phân vị xem xét trong 10 thập phân vị từ 0,1 đến 0,9. Trong cột đầu tiên, một mô hình tuyến tính đơn giản thông thường (OLS) ở dạng Cobb-Douglas được ước tính để xác định thông qua mức độ ý nghĩa thống kê của các thông số, các biến phù hợp, và đặc biệt chứng minh lợi ích của việc tiến hành hồi quy phân vị thông qua cung cấp sự biến thiên của các thông số dọc theo phân phối của các cơ sở sản xuất phi chính thức, điều mà các mô hình tuyến tính đơn giản không cho phép thực hiện.

Việc ước tính mô hình tuyến tính đơn giản (OLS) biện minh cho sự lựa chọn của các yếu tố được đưa vào hàm sản xuất nếu chúng ta xem xét hiệu quả bình quân của các cơ sở sản xuất phi chính thức. Nhìn chung, các hệ số về lao động, vốn vật chất và vốn con người là có ý nghĩa thống kê và có các dấu được dự kiến và đều có tác động tích cực đối với giá trị gia tăng. Chỉ có biến cho thấy số năm kinh nghiệm của các công nhân phụ thuộc là không có ý nghĩa thống kê trong việc tạo ra giá trị gia tăng. Các kết quả xác nhận một thực tế quan sát thấy trước đây trong phân tích mô tả rằng ảnh hưởng của lao động là quan trọng hơn nhiều so với vốn vật chất. Tuy nhiên, sự đóng góp của vốn vật chất là đáng kể. Thật vậy, các hệ số lần lượt đạt mức 0,54 và 0,11 cho


các biến “số giờ làm việc” và “lượng vốn vật chất”. Về vốn con người, chúng ta có thể lưu ý ba điểm. Đầu tiên, các tác động là có ý nghĩa thống kê nhưng tương đối thấp với hệ số thấp hơn 0,09. Thứ hai, chất lượng của các nhà quản lí các cơ sở sản xuất là rất quan trọng so với chất lượng của các nhân công phụ thuộc. Cuối cùng, kinh nghiệm chuyên môn và thực tiễn quan trọng hơn nghiên cứu học thuật.

Các kết quả ước lượng hồi quy theo phân vị cho thấy sự biến thiên tương đối lớn của các hệ số đối với các loại cơ sở sản xuất khác nhau tùy theo mức độ giá trị gia tăng. Các thông số rất khác nhau giữa các loại khác nhau của các cơ sở sản xuất tùy theo mức độ hiệu quả hiện tại. Điều này chứng tỏ sự bất cập của các phương pháp phân tích dựa trên các mô hình tập trung hoàn toàn vào các cơ sở sản xuất trung bình hoặc mô hình tuyến tính đơn giản SFA. Các thay đổi trong giá trị tham số của giá trị gia tăng tính theo giá trị thập phân vị được thể hiện trong hình 10. Tính đàn hồi của giờ làm việc có một mức giảm tương đối lớn khi xem xét cơ sở sản xuất trong thập phân vị giá trị gia tăng cao hơn. Con số này giảm từ 0,7 trong thập phân vị 0,1 xuống dưới 0,4 trong thập phân vị 0,9. Các giá trị của các hệ số thậm chí nằm ngoài khoảng tin cậy (95%) của hệ số tạo ra từ mô hình tuyến tính đơn giản cho các thập phân vị ở hai cực. Ngược lại, đối với vốn vật chất, độ co giãn tăng lên trong các thập phân vị cao hơn nhưng xu hướng ít rõ ràng hơn (0,07 đối với thập phân vị từ 0,1 tới 0,12 đối với thập phân vị 0,9) và các giá trị các hệ số không vượt ra ngoài khoảng tin cậy tạo ra từ các mô hình tuyến tính đơn giản. Hệ số có các thay đổi nhưng độ lớn tương đối nhỏ so với các hệ số liên quan đến lao động và vốn vật chất là hệ số liên quan đến số năm học của người đứng đầu các cơ sở sản xuất. Nó có xu hướng đi xuống nếu chúng ta chuyển từ thập phân vị thấp nhất đến thập phân vị cao hơn. Tuy nhiên, các giá trị của tham số ước tính vẫn còn nằm trong khoảng tin cậy của giá trị thu được từ mô hình tuyến tính đơn giản. Đối với các biến về vốn con người khác, các hệ số còn lại hầu như không đổi cho thập phân vị bất kỳ và không vượt ra ngoài khoảng tin cậy của các hệ số của mô hình tuyến tính đơn giản.

181NHỮNG RÀNG BUỘC VỀ KINH TẾ, THỂ CHẾ VÀ XÃ HỘIBả

ng 2

: Ước

tính

hồi

quy

phâ

n vị

của

hàm

sản

xuấ

t tro

ng năm

200

4

Biến

Thập

phâ

n vị

OLS

0,1

0,2

0,3

0,4

0,5

0,6

0,7

0,8

0,9

Lao độ

ng

Giờ

làm v

iệc (l

og)

0.53

9***

0.71

7***

0.74

0***

0.71

6***

0.66

9***

0.61

7***

0.58

9***

0.45

3***

0.44

7***

0.37

8***

Vốn

vật c

hất

Vốn

(log)

0.10

5***

0.07

1***

0.08

4***

0.10

8***

0.11

2***

0.11

1***

0.11

0***

0.12

9***

0.13

5***

0.12

3***

Vốn

con

ngườ

i

Học

vấn

trung

bìn

h sử

dụn

g (lo

g)0.

048*

*0.

020

0.04

40.

037

0.04

5*0.

045*

**0.

050*

*0.

046*

*0.

028

0.03

2

Học

vấn

của

lãnh đạ

o (lo

g)0.

090*

**0.

150*

**0.

090*

*0.

051*

0.05

9*0.

058*

**0.

057*

0.05

8*0.

039

0.08

5*

Kinh

ngh

iệm tr

ung

bình

sử

dụng

(lo

g)0.

009

0.04

0-0

.011

0.00

3-0

.002

0.00

1-0

.009

0.00

60.

030

0.05

7*

Kinh

ngh

iệm lã

nh đạo

(log

)0.

056*

**0.

077*

**0.

097*

**0.

067*

**0.

058*

**0.

047*

**0.

056*

**0.

038*

*0.

030*

0.03

7

Ngàn

h hoạt

độn

g

Công

ngh

iệp-0

.130

-0.4

60**

*-0

.246

*-0

.141

-0.0

83-0

.102

-0.0

460.

006

0.03

1-0

.058

Thươ

ng mại

-0.2

36**

-1.1

03**

*-0

.588

***

-0.4

28**

*-0

.297

**-0

.214

***

-0.1

700.

060

0.07

30.

114

Xây

dựng

2.61

2***

0.66

50.

729

1.13

6***

1.64

0***

2.17

9***

2.51

4***

3.47

5***

3.83

5***

4.84

0***

Số q

uan

sát.

1048

1048

1048

1048

1048

1048

1048

1048

1048

1048

Nguồn

: IN

STAT

-IRD/

DSM

/EE2

004,

tính

toán

của

tác

giả.

Ghi c

hú: Ý

nghĩa

thốn

g kê

***

ở 1

%, *

* ở

5% v

à * ở

10%

182 KINH TẾ PHI CHÍNH THỨC TẠI CÁC NƯỚC ĐANG PHÁT TRIỂNBả

ng 3

: Ước

tính

bằn

g hồ

i quy

phâ

n vị

đối

với

hàm

sản

xuấ

t năm

200

1

Biến

Phân

vị

OLS

0,1

0,2

0,3

0,4

0,5

0,6

0,7

0,8

0,9

Lao độ

ng

Số g

iờ là

m v

iệc (l

og)

0.37

8***

0.61

9***

0.57

9***

0.53

4***

0.54

0***

0.50

1***

0.49

7***

0.45

0***

0.32

1***

0.22

1***

Vốn

vật c

hất

Vốn

(log)

0.13

5***

0.15

8***

0.11

5***

0.11

6***

0.11

2***

0.11

9***

0.11

6***

0.11

5***

0.13

9***

0.15

3***

Vốn

con

ngườ

i

Học

vấn

trung

bìn

h sử

dụn

g (lo

g)0.

052*

*0.

061*

0.05

4*0.

080*

**0.

070*

**0.

051*

*0.

045*

*0.

026

0.04

80.

029

Học

vấn

của

lãnh đạ

o (lo

g)0.

073*

*0.

046

0.03

00.

041

0.06

9**

0.05

10.

076*

*0.

102*

**0.

075

0.11

5*

Kinh

ngh

iệm tr

ung

bình

sử

dụng

(log

)0.

014

-0.0

31-0

.000

-0.0

35-0

.029

0.00

30.

007

0.03

50.

039

0.08

1**

Kinh

ngh

iệm lã

nh đạo

(log

)0.

059*

**0.

102*

**0.

044

0.06

0***

0.05

9***

0.05

1***

0.05

2***

0.03

9**

0.05

1*0.

050*

*

Ngàn

h

Công

ngh

iệp-0

.188

**-0

.418

***

-0.2

09-0

.204

*-0

.157

-0.1

47-0

.136

-0.1

34-0

.043

-0.1

74

Thươ

ng mại

0.09

7-0

.302

*-0

.218

-0.1

51-0

.070

0.02

60.

156

0.13

50.

447*

**0.

677*

**

Xây

dựng

3.11

1***

0.38

41.

479*

**1.

916*

**2.

061*

**2.

547*

**2.

722*

**3.

274*

**4.

230*

**5.

214*

**

Số q

uan

sát

907

907

907

907

907

907

907

907

907

907

Nguồn

: IN

STAT

-IRD/

DSM

/EE2

001,

tính

toán

của

tác

giả.

Ghi c

hú: Mức

ý n

ghĩa

thốn

g kê

***

1%,

**

5% e

t * 1

0%.


Hình 3: Biến thiên của các hệ số của hàm sản xuất năm 2004 và 2001

0

0

0.1 0.2 0.3 0.4 0.5

0.5

0.6 0.7 0.8 0.9 1

1

Năm 2004

Năm 2001

giờ làm việc (log)


Mô tả hiệu quả của các cơ sở sản xuấtMức độ hiệu quả của một cơ sở sản xuất được định nghĩa là tương quan

giữa giá trị gia tăng tính bằng tiền thực sự quan sát được và số tiền dự đoán thông qua mô hình cho phân vị 0,9, được coi là giá trị tham chiếu của mức hiệu quả tối đa mà một cơ sở sản xuất có cùng đặc điểm đạt được.

Hình 4 cho thấy sự phân bố của mức độ hiệu quả của các cơ sở sản xuất phi chính thức. Sự phân bố này trải về bên trái và trông giống như hình dạng của phân phối gamma. Kết quả cho thấy các cơ sở sản xuất phi chính thức nói chung rất thiếu hiệu quả. Mức hiệu quả trung bình chỉ đạt 33%. Con số này có nghĩa là tính trung bình, các cơ sở sản xuất phi chính thức chỉ sản xuất hơn 33% mức sản lượng tiềm năng, ở một mức đầu vào nhất định. Nói cách khác, có thể cải thiện hai phần ba mức giá trị gia tăng hiện tại bằng cách áp dụng kĩ thuật sản xuất hiệu quả hơn. Cứ bốn cơ sở sản xuất thì có chưa tới một đơn vị đạt hiệu suất trên 50%. Đa số các cơ sở sản xuất phi chính thức đạt dưới mức 25% mức sản lượng tiềm năng.

Các cơ sở sản xuất phi chính thức không có cải thiện hiệu quả trong ngắn hạn. Các kết quả thu được trong năm 2001 và 2004 cho thấy không có sự thay đổi nào trong thời gian này. Một mặt, xét về mức tuyệt đối, hiệu quả là 33,5% vào năm 2004 và 33,8% vào năm 2001. Theo Bảng 3, các mức hiệu quả của từng loại cơ sở sản xuất không có nhiều thay đổi đáng kể trong thời gian này. Mặt khác, về mặt phân phối, hai đường cong của mức độ hiệu quả


có hình thức gần giống nhau với các thông số giống nhau: độ lệch (skewness) 0,91 trong năm 2004 và 0,98 vào năm 2001, 2,64 năm 2004 và Kurtosis 2,75 vào năm 2001. Sự ổn định này cho thấy chất lượng của cơ sở dữ liệu được sử dụng. Thật vậy, về nguyên tắc, hiệu quả không thay đổi nhiều trong ngắn hạn vì nó phụ thuộc nhiều vào công nghệ sản xuất và hành vi của lực lượng lao động và đặc biệt của lãnh đạo.

Hình 4: Phân bố các mức độ kém hiệu quả của các cơ sở sản xuất trong năm 2004 và 2001

0

.5

1

1.5

2

2.5

Density

0 .2 .4 .6 .8 1 efficquantreg_va04

kernel = epanechnikov, bandwidth = .05

Ước tính mật độ Kernel Năm 2004

Năm 2001


Phân tích mô tả mức độ hiệu quả (Bảng 3) nhấn mạnh một số yếu tố quan trọng có khả năng phân định sự khác biệt. Trước tiên, mức độ hiệu quả có tương quan chặt chẽ với hiệu năng hiện tại của cơ sở sản xuất. Các cơ sở sản xuất càng thuộc nhóm ở phía trên, thì hiệu quả càng cao. Mức độ hiệu quả tăng từ 11% tại các đơn vị thuộc nhóm quartile (25%) thứ nhất (về giá trị gia tăng) đến hơn 70% tại các đơn vị trong nhóm quartile thứ tư. Từ góc độ ngành công nghiệp, tính trung bình, các cơ sở sản xuất trong ngành “thương mại” không hiệu quả bằng các ngành “công nghiệp”, hoặc ngành “dịch vụ”. Hiệu quả trung


bình của hai ngành công nghiệp và dịch vụ là 34%, và chỉ đạt dưới 30% trong ngành “thương mại”. Việc duy trì một nhân viên trong cơ sở sản xuất có mối quan hệ dương với mức độ hiệu quả: khoảng cách về mức hiệu quả trung bình của các cơ sở sản xuất có nhân viên được trả lương và không có nhân viên là 10 điểm. Việc lãnh đạo của cơ sở sản xuất được đào tạo nghề chính thức tạo nên mức hiệu quả cao hơn: tăng 10% mức hiệu quả trung bình. Việc đăng kí kinh doanh có tác động đến mức độ hiệu quả: 35% tại các cơ sở sản xuất có đăng kí và 30% tại các cơ sở không đăng kí. Khó khăn trong tiếp cận tín dụng và mặt bằng làm giảm hiệu quả. Các cơ sở tự nhận là có các khó khăn này có mức độ hiệu quả thấp hơn 6 điểm. Những vấn đề liên quan đến nhu cầu hoặc khách hàng không tác động tới mức độ hiệu quả kĩ thuật của các cơ sở sản xuất. Cuối cùng, các cơ sở sản xuất do phụ nữ điều hành, tính trung bình, ít hiệu quả hơn so với các cơ sở do nam giới điều hành.

Bảng 4: Mô tả về hiệu quả của các cơ sở sản xuất phi chính thức trong năm 2004

Mức độ phi chính thức trung bình (%)

Năm 2004 2001

Ngành

Công nghiệp 35,9 37,5

Thương mại 29,5 27,0

Dịch vụ 34,9 38,2

Đăng kí

Không 30,5 31,0

Có 35,1 35,6

Họat động tại Antananarivo

Không 34,2 35,1

Có 33,4 33,6

Cơ sở có lao động trả lương

Không 32,6 33,4

Có 42,1 37,0

Lãnh đạo được đào tạo chính thức

Không 32,5 33,4

Có 41,2 37,7


Giới tính của lãnh đạo

Nữ 26,4 26,9

Nam 41,2 39,8

Có khó khăn về cầu

Không 33,5 34,1

Có 33,5 33,6

Có khó khăn về tín dụng

Không 34,4 34,1

Có 30,4 32,6

Có khó khăn về mặt bằng

Không 34,8 34,6

Có 29,7 31,2

quartile giá trị gia tăng

Quartile 1 11,3 12,6




Tổng 33,5 33,8


So sánh với kết quả từ phương pháp SFASo sánh các kết quả thu được với các kết quả từ phương pháp SFA cho

thấy nhiều hiện tượng. Đầu tiên, phương pháp SFA có xu hướng đánh giá quá cao mức độ hiệu quả. Thật vậy, mức độ hiệu quả trung bình từ phương pháp SFA theo luật phân phối một nửa hoặc cấp số nhân của tính không hiệu quả là 47% và 60%. Những con số này cũng cho thấy sự nhạy cảm của các kết quả thu được từ SFA dựa trên quy luật phân phối tính không hiệu quả. Tuy nhiên, mức độ tương quan giữa các biến về tính không hiệu quả thu được từ phương pháp hồi quy phân vị và các kết quả thu được từ phương pháp SFA là tương đối cao: 0,85 với phương pháp SFA nửa chuẩn và 0,76 với SFA-cấp số nhân. Hình 5 cho thấy các đường cong của mối tương quan, nói chung theo xu hướng logarit. Mức độ hiệu quả của các hồi quy phân vị là thấp hơn nhiều so với mức độ thu được bằng phương pháp SFA đặc biệt là đối với các cơ sở sản xuất kém hiệu quả hơn.


Hình 5: Đường cong của sự tương quan giữa các biến về sự kém hiệu quả thu được từ phương pháp hồi quy phân vị và các đường cong từ phương pháp SFA trong năm 2004 và 2001

Năm 2004

Năm

200

1


4. Yếu tố quyết định hiệu quả của các cơ sở sản xuất phi chính thức

Để xác định các yếu tố quyết định hiệu quả của các cơ sở sản xuất phi chính thức, cần ước tính các mô hình hồi quy tuyến tính đơn giản. Các mô hình này có thể chỉ rõ mối quan hệ với đặc điểm hộ gia đình. Mô hình không có tham vọng xác định hướng của quan hệ nhân quả có thể có giữa hiệu quả và các biến giải thích. Thật vậy, việc đăng kí kinh doanh hoặc tiếp cận tín dụng có thể nâng cao hiệu quả của một cơ sở sản xuất. Theo một hướng khác, cơ sở sản xuất càng hiệu quả thì khả năng tiếp cận tín dụng và đăng kí càng cao. Các kết quả được trình bày trong Bảng 4. Mô hình đầu tiên bao gồm tất cả quan sát, trong khi ba mô hình khác xem xét một cách riêng biệt các cơ sở


sản xuất của “công nghiệp”, “thương mại” và “dịch vụ” để tính tới sự khác biệt giữa các ngành. Kiểm định quan hệ loại bỏ tính ổn định của hệ số trong các mô hình riêng biệt (LR chi2 (32) = 55,72, P = 0,006). Mức độ McFadden R2 tương đối thấp là đặc điểm phổ biến khi sử dụng các dữ liệu liên ngành.

Các hệ số ước tính trong các mô hình về tính hiệu quả nói chung là phù hợp với các dấu dự kiến và các kết quả thu được từ các phân tích mô tả trước đó. Tùy theo ngành, có sự khác biệt về mức độ hiệu quả giữa các cơ sở sản xuất. Khi xem xét “dịch vụ” như một tham chiếu, các hệ số liên quan đến biến giả “công nghiệp” và “thương mại” đều âm, nhưng chỉ có ý nghĩa thống kê ở mức 1% đối với “thương mại”. Có thể giải thích kết quả này là do các cơ sở sản xuất “thương mại” không hiệu quả bằng các cơ sở “dịch vụ”, khi mọi yếu tố không đổi, các kết quả này có thể dự đoán được căn cứ vào số liệu thống kê mô tả về mức hiệu quả trung bình nêu trong Bảng 3.

Chúng tôi xem xét các tác động của khó khăn và các vấn đề mà các cơ sở sản xuất phi chính thức gặp phải đối với tính hiệu quả thông qua lời khai của người đứng đầu. Các khó khăn liên quan đến cung nhiều hơn là cầu và có ảnh hưởng đến hiệu quả của khu vực chính thức. Thật vậy, các hệ số liên quan đến các biến về sự tồn tại của các vấn đề tiếp cận tín dụng và các vấn đề mặt bằng của cơ sở sản xuất có dấu âm, ngay cả khi các hệ số này chỉ có ý nghĩa thống kê trong ngành “dịch vụ”. Mặt khác, với biến liên quan tới vấn đề cầu, hệ số ước tính là không có ý nghĩa thống kê. Từ các kết quả này, có hai cách giải thích. Một mặt, tiếp cận tín dụng và mặt bằng kinh doanh là những trở ngại thực sự cho sự phát triển khu vực phi chính thức thông qua hạn chế hiệu quả của khu vực này. Và như người quản lí các cơ sở sản xuất đã nêu, nhu cầu cho các dịch vụ này thực sự tồn tại và việc thỏa mãn nhu cầu này có thể cải thiện hiệu suất hoạt động. Mặt khác, trong các cơ sở sản xuất nhỏ, kĩ thuật sản xuất được sử dụng là tương đối linh hoạt và tạo thuận lợi cho việc điều chỉnh mức đầu vào trong đó có lao động theo đơn hàng nhận được. Điều này hàm ý các vấn đề liên quan đến cầu được phản ánh trong số lượng đầu vào và chứ không phản ánh tính hiệu quả.

Tỉ lệ (vốn) / (số giờ làm việc) có ý nghĩa thống kê và có tương quan ngược chiều với mức độ hiệu quả của một cơ sở sản xuất chính thức. Hoạt động càng dùng nhiều vốn so với lao động thì hiệu quả càng giảm. Trong khu vực chính thức, kết quả này có vẻ phi lí tuy nhiên trong khu vực phi chính thức,


có thể giải thích được. Đầu tiên, kết quả này cho thấy vai trò quan trọng của yếu tố lao động trong quá trình sản xuất trong khu vực phi chính thức. Do lực lượng lao động thiếu năng lực kĩ thuật và thiếu sự đào tạo, càng nhiều vốn hoặc thiết bị càng hiện đại và có giá trị cao, thì việc sử dụng càng thiếu hiệu quả. Hơn nữa, do thị phần hẹp vì sức mua thấp, ít đơn đặt hàng lớn hoặc tình trạng gia công thuê, gia nhập thị trường dễ dàng và cạnh tranh khốc liệt trong lĩnh vực này, một số ngành đang bị bão hòa. Trong trường hợp này, tỉ lệ sử dụng vốn thấp và số vốn là quá cao so với nhu cầu sử dụng và chỉ có thể giảm số giờ lao động. Do tính chất của sản phẩm đặc biệt là hàng thủ công, lao động thủ công là hoạt động phổ biến tại một số lĩnh vực. Đối với các lĩnh vực hàng thủ công, các nhãn “làm bằng tay” cho thấy chất lượng tốt của sản phẩm như trong điêu khắc và thêu và máy móc không thể thay thế lao động thủ công trong việc đảm bảo chất lượng sản phẩm.

Các biến đặc trưng khác của cơ sở sản xuất, có tác động đến hiệu quả, là các biến “đăng kí” và “sự tồn tại của nhân viên ăn lương” trong một cơ sở sản xuất. Hệ số “có đăng kí” của các cơ sở sản xuất có dấu dương và có ý nghĩa thống kê đối với mô hình tổng thể và ngành “dịch vụ”. Có đăng kí phản ánh cách quản lí bài bản hơn và trình độ kĩ thuật cao hơn trong các cơ sở sản xuất. Hơn nữa, chi phí phát sinh do kiểm soát hành chính và việc hội nhập vào khu vực chính thức khuyến khích việc nâng cao tính hiệu quả trong quản lí tài nguyên. Tương tự như vậy, biến “sự tồn tại của người lao động ăn lương” gắn với các hệ số có dấu dương và có ý nghĩa thống kê cho tất cả các mô hình ngoại trừ trong “thương mại”. Việc tuyển dụng nhân viên phản ánh một mức độ chuyên nghiệp cả trong việc tổ chức các hoạt động của các cơ sở sản xuất cũng như khi thực hiện nhiệm vụ được phân công cho mỗi nhân viên. Sức ép về kết quả đối với một nhân viên có thể là nặng nề hơn so với người trợ giúp gia đình hoặc người học việc. Các hệ số tương ứng liên quan đến tuổi của cơ sở sản xuất phi chính thức và “một số đặc điểm liên quan” của cơ sở là không có ý nghĩa thống kê. Kinh nghiệm thu được trong các cơ sở sản xuất không có tác động đáng kể tới hiệu quả của các cơ sở sản xuất.

Về đặc điểm của người đứng đầu các cơ sở sản xuất, hệ số liên quan đến biến “được đào tạo chuyên nghiệp” có dấu dương nhưng chỉ đáng kể ở mức 10% trong “ngành công nghiệp”. Các hoạt động của ngành này đòi hỏi tương đối nhiều kĩ thuật và công nghệ so với các loại hoạt động. Các đặc điểm nhân khẩu


học của các nhà quản lí của cơ sở sản xuất có tác động rất mạnh đối với hiệu quả: được điều hành bởi nam giới và một người đứng tuổi có tác động tích cực, riêng tuổi có những ảnh hưởng thứ cấp có dấu âm và có ý nghĩa thống kê. Khi kết nối với các kết quả của các phần trên, có thể đưa ra hai cách giải thích về hiện tượng này. Một mặt, hiệu quả của một cơ sở sản xuất phi chính thức phụ thuộc vào các khoản đầu tư ban đầu, bao gồm cả kinh nghiệm đã được tích lũy trước đây của người quản lí hơn là những kĩ năng thu được trong khi tiến hành hoạt động. Mặt khác, tố chất tự nhiên của người đứng đầu các cơ sở sản xuất (chẳng hạn như sức mạnh thể chất hoặc mức độ trưởng thành) có tác động đến hiệu quả cao hơn trình độ chuyên môn. Ngoài ra, hiệu quả thấp của các cơ sở do phụ nữ điều hành có thể là do phụ nữ coi hoạt động kinh doanh chỉ để giúp nguồn thu nhập phụ thêm cho gia đình trong khi vẫn đồng thời làm công việc nhà. Ngược lại, các hoạt động do nam giới điều hành thường tạo nguồn thu nhập chính cho hộ gia đình và đòi hỏi hiệu quả cao hơn và kỉ luật chặt chẽ hơn.

Bảng 5: Hồi quy tuyến tính đơn giản về hiệu quả của các cơ sở sản xuất phi chính thức

Biến Tổng Công nghiệp

Thương mại Dịch vụ

Ngành

Công nghiệp -0,004

Thương mại -0,061***

Đặc điểm cơ sở sản xuất

Vốn/giờ (log) -0,014*** -0,022*** -0,023*** -0,006

Có lao động ăn lương (giả định) 0,064*** 0,049* 0,021 0,076***

Có đăng kí (giả định) 0,042*** 0,027 0,044 0,047*

Có vấn đề cầu (giả định) 0,013 0,011 0,004 0,011

Có vấn đề tiếp cận tín dụng (giả định) -0,037** 0,001 -0,033 -0,083***

Có vấn đề mặt bằng (giả định) -0,052*** -0,021 -0,024 -0,097***

Có các vấn đề khác (giả định) 0,050*** 0,105*** -0,021 0,029

Tuổi của đơn vị (log) 0,012 0,010 0,025 -0,014

Bình phương tuổi đơn vị (log) -0,001 0,001 -0,004 0,005

Quản lí được đào tạo (giả định) 0,037* 0,051* -0,055 0,014

Đặc điểm của quản lí

Quản lí nam (giả định) 0,105*** 0,115*** 0,073** 0,111***


Tuổi của quản lí (log) 0,295** 0,311** 1,868** 1,238**

Bình phương tuổi của quản lí (log) -0,048*** -0,059*** -0,270** -0,173**

Tiếp cận báo chí (giả định) 0,034* 0,034 0,032 0,016

Cảm nhận tích cực về chính quyền (giả định) 0,005 -0,007 0,035 0,003

Năm 2004 (tham chiếu: 2001) -0,003 -0,033 0,037 -0,003

Hằng số -0,215 -0,145 -3,029** -1,923**

Pseudo_R2 0,08 0,10 0,04 0,08

N 1821 701 407 713

Nguồn: INSTAT-IRD/DSM/EE2001-2004, tính toán của tác giả.Ghi chú: Có ý nghĩa thống kê ở mức *** 1%, ** 5% và * 10%.

5. Kết luận

Các hoạt động tạo thu nhập có vai trò quan trọng trong việc phát triển kinh tế xã hội và cuộc chiến chống đói nghèo ở Madagascar. Vì vậy, nâng cao hiệu quả của các hoạt động này phải là một nội dung cơ bản của chính sách phát triển. Nghiên cứu này nhằm mục đích phân tích mức độ hiệu quả kĩ thuật của các cơ sở sản xuất phi chính thức và các yếu tố quyết định hiệu quả tại khu vực Antananarivo, Madagascar bằng cách sử dụng cơ sở dữ liệu từ một loạt các điều tra 1-2 -3 tiến hành trong khu vực phi chính thức vào năm 2001 và 2004. Phương pháp hồi quy phân vị được sử dụng trong các mô hình để tính đến sự chênh lệch lớn về hiệu quả giữa các cơ sở, sự chênh lệch này khiến việc phân tích thu được thông qua phương pháp dựa trên cá nhân trung bình, phương pháp SFA.

Kết quả cho thấy hiệu quả của các cơ sở sản xuất phi chính thức là rất thấp và không có cải thiện đáng kể nào trong giai đoạn 2001-2004: trung bình 33,5% trong năm 2004 và 33,8% vào năm 2001. Điều này có nghĩa là với cùng các nguồn lực huy động, hoàn toàn có thể đạt sản lượng cao gấp ba lần mức độ hiện tại. Tình trạng khác nhau tùy thuộc vào ngành. “Thương mại” có mức độ hiệu quả thấp nhất, không vượt quá 30%, so với hơn 34% trong hai ngành khác “công nghiệp” và “dịch vụ”.

Một số yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả của các cơ sở sản xuất, nhưng khác nhau tùy theo ngành. Khác với những hạn chế về cầu không có ảnh


hưởng đáng kể tới hiệu quả, hạn chế về cung như các vấn đề liên quan đến tiếp cận tín dụng và mặt bằng ảnh hưởng tiêu cực đặc biệt đối với hoạt động “dịch vụ”. Trong “công nghiệp” và “thương mại”, mối quan hệ ngược chiều giữa hiệu quả và vốn/giờ làm việc cho thấy vai trò của lao động không thể được thay thế bằng vốn, vì thiếu kĩ năng khiến việc sử dụng thiết bị hiện đại và đắt tiền trở nên kém hiệu quả. Hiệu quả của một cơ sở sản xuất phi chính thức phụ thuộc vào các số vốn ban đầu, bao gồm cả kinh nghiệm của người quản lí có được trước khi điều hành đơn vị, hơn là những kĩ năng có được trong quá trình tiến hành hoạt động. Các kinh nghiệm thực tế phản ánh qua độ tuổi của cơ sở sản xuất phi chính thức và “một số đặc điểm liên quan” của nó không có tác động lớn và mang ý nghĩa thống kê. Ngoài ra, tác động của đào tạo nghề của người quản lí cơ sở chỉ có dấu dương trong ngành “công nghiệp”. Tuy nhiên, đặc điểm nhân khẩu học của người đứng đầu có tác động như nhau bất kể thuộc ngành nào. Độ tuổi của người đứng đầu cơ sở càng cao, thì hiệu quả càng lớn. Ngoài ra, các đơn vị có người đứng đầu là nam giới có hiệu quả cao hơn các cơ sở do phụ nữ điều hành, điều này có thể được giải thích bởi mục đích của các hoạt động này chỉ tạo ra thu nhập phụ cho gia đình trong khi phụ nữ vẫn trông nom việc gia đình. Việc quản lí chặt chẽ và chuyên nghiệp thể hiện qua “sự tồn tại của nhân viên ăn lương” và việc “đăng kí” chính thức của cơ sở sản xuất có tác động tới hiệu quả nhất là trong ngành “dịch vụ”.

Các kết quả này cho thấy một số hướng chính sách ngành có thể được thực hiện để thúc đẩy các doanh nghiệp nhỏ. Đối với dịch vụ, kế hoạch hành động ưu tiên nên tập trung vào việc cải thiện các điều kiện của cung: tạo điều kiện tiếp cận tín dụng, hỗ trợ cho việc tuyển dụng nhân viên, cải thiện không gian làm việc. Trong “ngành công nghiệp”, các chiến lược nên được định hướng chủ yếu vào việc cải thiện vốn con người như đào tạo nghề về kĩ thuật sản xuất. Đối với thương mại, cần cải thiện năng lực quản lí, kĩ thuật quản lí văn phòng và việc nghiên cứu các thị trường mới. Ngoài ra, các chính sách tổng thể cho toàn bộ khu vực phi chính cần nhấn mạnh đặc biệt về việc chuyên nghiệp hóa và phát huy tinh thần kinh doanh, đặc biệt là ở phụ nữ lãnh đạo của các cơ sở sản xuất.


Tài liệu tham khảo

Aigner D., Lovell C. et Schmidt P., 1977, Formulation and estimation of stochastic frontier production function models, Journal of Econometrics 6, 21–37

Ajibefun A. et Daramola G., 2003, Determinants of Technical and allocative Efficiency of microenterprises: Firm level evidence from Nigeria, African Development Bank

Battese G.E., Coelli T.J., 1993, A stochastic frontier production function incorporating a model of technical inefficiency effects, Working Papers in Econometrics and Applied Statistics, vol. 69. Department of Econometrics, University of New England, Armidale

Battese G.E., Coelli T.J., 1992, Frontier production functions, technical efficiency and panel data: with application to paddy farmers in India, Journal of Productivity Analysis 3, 159– 169.

Battese G., Coelli T., 1988, Prediction of firm-level technical efficiencies with a generalized frontier production function and panel data, Journal of Econometrics 38, 387-399.

Behr A., 2010, Quantile regression for robust bank efficiency score estimation, Elsevier, European Journal of Operational Research

Chapelle K., Plane P., 2005, Technical Efficiency Measurement within the Manufacturing Sector in Côte d’Ivoire: A Stochastic Frontier Approach, The Journal of Development Studies, Vol.41, No.7, October 2005, pp.1303 – 1324

Charnes A., Cooper W.W., Rhodes E., 1978, Measuring the Efficiency of Decision Making Units, European Journal of Operational Research, 2, 429-444.

Coelli, T.J., Battese G.E., 1996, Identification of factors with influence the technical efficiency of Indian farmers, Australian Journal of Agricultural Economics 40, (2), 19–44

Fare R., Grosskopf S., Lovell C.A.K, 1985, The Measurement of Efficiency of Production, Kluwer Academic Publishers, Boston

Farell M. J., 1958, The measurement of productive efficiency, Journal of the Royal Statistical Society Series, 120, pp. 253-281

Koenker R., Hallock K. F., 2001, Quantile Regression, Journal of Economic Perspectives, Volume 15, Number 4, Fall 2001, Pages 143–156


Koenker R. et Bassett G., 1978, Regression Quantiles, Econometrica. January 46:1, pp. 33–50

Koopmans T.C., 1951, An Analysis of Production as an Efficient combination of activities, Activity analysis of production and allocation , Cowles Commission for Research in Economics, Monograph N°13, New York

Lachaud J.P., 2009, Profits, efficience et genre des micro-entreprises urbaines à Madagascar. Existe-t-il une courbe de Kuznets ? Laréfi Groupe d’économie du développement, DT/148/2009, Université Montesquieu Bordeaux IV

Liu C., Laporte A., Ferguson B., 2007, The quantile regression approach to efficiency measurement: insights from Monte Carlo Simulations, HEDG Working Paper 07/14, The University of York

Marzban C., 2003, Quantile Regression, Applied Physics Lab., Department of Statistics, Univ. of Washington, Seattle, WA, USA 98195 CAPS, University of Oklahoma, Norman, OK

Masakure O., Cranfield J., Henson S., 2008, The Financial Performance of Non-farm Microenterprises in Ghana, Elsevier World Development Vol. 36, No. 12, pp. 2733–2762, University of Guelph, Guelph, Canada

Meeusen, W., Van den Broek, J., 1977, Efficiency estimation from Cobb—Douglas production functions with composite errors, International Economic Review 18, 435–444

Movshuk O., 2004, Restructuring, productivity and technical efficiency in China’s iron and steel industry, 1988–2000, Elsevier Journal of Asian Economics 15 (2004) 135–151

Nguyen H. C.,, 2009, Caractéristiques comparées du secteur informel en zone urbaine et périurbaine dans le delta du Fleuvre Rouge: le cas de Hanoï, University of Social Science of Hanoi

Piesse J., Thirtle C., 2000, A Stochastic Frontier Approach to Firm Level Efficiency, Technological Change, and Productivity during the Early Transition in Hungary, Journal of Comparative Economics 28, 473–501

Rakotomanana, 2004, Le secteur informel à Antananarivo, phase 2 de l’enquête 1-2-3, Projet Madio – INSTAT/IRD

Söderbom M., Teal F., 2001, Firm size and human capital as determinants of productivity and earnings, CSAE Working Paper WPS 2001.9. Centre for the Study of African Economies, Department of Economics, University of Oxford


2.2

PHÂN TÍCH HIỆU QUẢ ĐẦU TƯ GIÁO DỤC TRONG KHU VỰC KINH TẾ PHI CHÍNH THỨC

TẠI CAMEROON1 Nguetse Tegoum Pierre

Giới thiệu

Cameroon đã trải qua một giai đoạn suy thoái kinh tế nghiêm trọng từ năm 1984 đến năm 1993 do giảm giá của dầu mỏ và của các sản phẩm tạo nguồn ngoại tệ chính (ca cao, cà phê). Sự căng thẳng tài chính đã buộc Chính phủ thanh lí, tái cơ cấu nhiều doanh nghiệp nhà nước và doanh nghiệp thuộc sở hữu nhà nước (public and parastatals) và thu nhỏ các dịch vụ công. Các biện pháp này đã góp phần làm thị trường lao động và các điều kiện sống của người dân trở nên khó khăn hơn.

Sự phục hồi kinh tế vào năm 1994, theo sau sự phá giá của đồng franc CFA và sáng kiến dành cho các nước nghèo chịu gánh nặng nợ nần đã không giúp nâng cao đời sống của người dân Cameroon. Dữ liệu từ cuộc Khảo sát Hộ gia đình Cameroon lần thứ hai (ECAM ° 2) xác định tỉ lệ hộ nghèo ở mức 40% (INS, 2002). Kết quả của cuộc khảo sát về việc làm và khu vực phi chính thức (EESI) thực hiện năm 2005 cho thấy có tình trạng thiếu việc làm và quy mô lớn của các hoạt động phi chính thức (75,8% và 90,4%, INS,

1 Bài viết này nhận được giải nhất của cuộc thi Jan Tinbergen 2009 dành cho các nhà thống kê trẻ đến từ các nước đang phát triển. Cuộc thi do Viện Thống kê Quốc tế (ISI) tổ chức. http://isi.cbs.nl/awards-prizes.htmNghiên cứu nhận được hỗ trợ kĩ thuật từ Văn phòng Quan sát Kinh tế và Thống kê châu Phi cận Sahara (AFRISTAT). Tác giả bài viết đặc biệt cảm ơn các ý kiến hữu ích của Siriki Coulibaly, Aude Vescovo và Christophe Nordman.


2005a). Vì việc làm là nguồn thu nhập chính của người dân Cameroon, nên các vấn đề việc làm cần được đưa vào trong các chiến lược chống đói nghèo. Chính vì vậy năm 2009, Chính phủ đã xây dựng Tài liệu về Chiến lược tăng trưởng và việc làm để thay thế cho Chiến lược xóa đói giảm nghèo xây dựng năm 2003, vì Chiến lược này không xử lí đầy đủ các vấn đề của thị trường lao động.

Từ quan điểm này, câu hỏi về lợi ích của giáo dục là rất cơ bản: giáo dục tác động đáng kể đến thu nhập của người lao động, mà thu nhập thì quyết định tình trạng nghèo đói của hộ gia đình. Trên thực tế, giáo dục ảnh hưởng đến các khoản thu nhập theo giờ của người lao động của tất cả các khu vực thể chế (công, tư nhân chính thức, phi nông nghiệp phi chính thức và nông nghiệp phi chính thức). Ví dụ, trong khu vực nông nghiệp, thu nhập theo giờ trung bình từ các hoạt động chính tăng từ 80 franc CFA đối với nhân viên không có trình độ học vấn lên 223 franc CFA đối với nhân viên đã tốt nghiệp (INS, ibid). Hơn nữa, trình độ học vấn của chủ hộ gia đình ảnh hưởng đáng kể đến xác xuất nghèo của hộ gia đình (INS, 2002). Ngoài ra, giáo dục có vai trò quan trọng trong việc hội nhập của các cá nhân vào thị trường lao động ở Cameroon. Ví dụ, tỉ lệ thất nghiệp hoặc thời hạn thất nghiệp gia tăng khi trình độ học vấn tăng (INS, ibid).

Mục tiêu chính của nghiên cứu này là đánh giá lợi ích về thu nhập mà người lao động thuộc khu vực phi chính thức được hưởng nhờ việc đã hoàn thành giáo dục tiểu học (FSLC) hoặc chứng chỉ tương đương. Nghiên cứu cũng ước tính lợi ích của việc tốt nghiệp trung học cơ sở (có GCE-OL).

Trong một thời gian dài, theo ghi nhận của Bennell (1996), nhiều nghiên cứu về việc trở lại trường đi học ở các nước đang phát triển chỉ tập trung vào người lao động của khu vực chính thức, trong khi bỏ qua khu vực phi chính thức, nơi lợi ích của giáo dục được coi là rất thấp. Sau này, vai trò của giáo dục tiểu học đối với thu nhập khu vực phi chính thức đã được công nhận, tuy nhiên đôi khi vẫn có sự miễn cưỡng khi cho rằng giáo dục tiểu học chỉ có tác động đối với thu nhập khu vực phi chính thức khi người học đã hoàn thành toàn bộ chương trình (ba năm học không có giá trị hơn 0 năm, điều quan trọng là hoàn thành toàn bộ chương trình). Các phát hiện này đã thúc đẩy các tổ chức quốc tế ủng hộ cho việc hoàn thành giáo dục tiểu học thay vì chỉ vận động cho việc đi học. Ngày nay, vai trò của giáo dục trung học đối với thu


nhập khu vực phi chính thức bắt đầu được biết đến (Keupie và những người khác, 2008).

Trên thực tế, có hai loại phương pháp để đánh giá tác động: phương pháp thực nghiệm và phương pháp bán thực nghiệm hay còn gọi là phi thực nghiệm. Đối với cả hai phương pháp, có hai nhóm: nhóm khảo sát gồm những người đã nhận được khảo sát (ở đây, có chứng chỉ FSLC) và nhóm không được khảo sát (nhóm đối chứng) bao gồm các cá nhân không được khảo sát (ở đây, không có FSLC).

Khi việc lựa chọn người khảo sát được thực hiện một cách ngẫu nhiên (trường hợp của phương pháp thực nghiệm) thì phân tích tác động của chính sách có thể thực hiện bằng cách đơn giản là so sánh số điểm trung bình của hai nhóm (ở đây, thu nhập bình quân của cả hai nhóm). Nếu lựa chọn khảo sát không phải là ngẫu nhiên, như là trường hợp trong bài viết này do việc cấp FSLC không phải là ngẫu nhiên, phương pháp so sánh đơn giản này bị sai lệch. Đó là lí do tại sao Phương pháp Ước lượng Bình phương Nhỏ nhất thông thường (OLS) do Mincer (1962) đề xuất, nếu sử dụng không đúng cách, sẽ dẫn đến các ước lượng không thống nhất do tính nội sinh của giáo dục (Heckman và những người khác, 1997; Blundell và những người khác, 2000; Sianesi Barbara, 2002). Thật vậy, có các biến ảnh hưởng đến cả việc có chứng chỉ FSLC và mức độ thu nhập. Do đó cần sử dụng phương pháp đánh giá tác động có tính đến sự khác biệt - trước đó (ex-ante) của biến cần quan tâm giữa các cá nhân thuộc nhóm khảo sát và cá nhân của nhóm kiểm chứng, đó là lựa chọn để khảo sát. Các phương pháp này là: phương pháp tương hợp, phương pháp biến công cụ, mô hình lựa chọn và phương pháp khác biệt đôi.

Ưu điểm của phương pháp tương hợp là do tính nonparametric của nó, do đó không phỏng đoán về phân phối thu nhập và số dư. Tuy nhiên, phương pháp này dựa trên giả định rằng lựa chọn bị thiên lệch với các biến quan sát được. Điều này có nghĩa là có thể quan sát các yếu tố phân biệt một người có FSLC với một người không có chứng chỉ. Tuy nhiên, giả định này là rất hẹp. Có thể có các biến không quan sát được cũng ảnh hưởng đến việc đi học và thu nhập (ví dụ như các chỉ số thông minh). Việc xác minh giả thuyết này đòi hỏi rất nhiều biến mô tả tình trạng của cá nhân trước khi khảo sát và dự đoán khả năng được cấp FSLC.

Chấp nhận lựa chọn phương pháp này rõ ràng là giúp giải quyết được các vấn đề nội sinh của mô hình. Vì vậy, không cần sử dụng công cụ như trường


hợp của phương pháp biến công cụ (IVM)2, là phương pháp đòi hỏi phải có ít nhất một công cụ có ảnh hưởng đến giáo dục nhưng lại không ảnh hưởng đến thu nhập trừ khi thông qua giáo dục. Phương pháp tương hợp không yêu cầu các biến công cụ. Phương pháp Tương hợp Điểm Xu hướng tóm tắt các thông tin chứa trong một số lớn các biến để diễn giải việc nhận khảo sát thông qua một xác suất nhận khảo sát (Rausenbaum và Rubin, 1983).

Tuy nhiên, phương pháp tương hợp có hạn chế nhất định. Bởi vì để có trạng thái độc lập cần thiết để xác định các tham số, có thể cần đưa vào quá nhiều các biến có điều kiện, là các biến không phải lúc nào cũng có thể tiếp cận. Mức độ chính xác của phân tích cũng giảm, bởi vì các khả năng tương hợp một cá nhân với một cá nhân khác giảm, khi chúng tôi lí giải tốt hơn việc tiếp nhận khảo sát. Ngoài ra, tương hợp trên quan sát là quá trình cơ học chỉ dựa trên các thuộc tính thống kê, điều khó có thể được biện minh trên thực tế từ góc độ hành vi của tác nhân (Bruno Crépon, 2005). Cách tốt hơn là lập mô hình đồng thời cho các khoản thu nhập tiềm năng của người lao động và giáo dục. Điều này dẫn tới mô hình lựa chọn trên biến không quan sát được, đây là một mô hình parametric.

Bài viết này được tổ chức như sau. Phần 1 giới thiệu những biến được sử dụng và đặc điểm của lao động trong khu vực phi chính thức. Phần 2 trình bày kết quả ước tính trước khi đưa ra kết luận ở phần 3. Trình bày chi tiết các mô hình được sử dụng để tính toán tác động của giáo dục đối với thu nhập của người lao động khu vực phi chính thức nằm tại phần phụ lục cuối bài viết.

1. Dữ liệu và một số thống kê mô tả về thị trường lao động

1.1. Giới thiệu về khảo sát3

Các dữ liệu được sử dụng dựa trên các khảo sát về Việc làm và Khu vực phi chính thức (EESI) do Viện Thống kê Quốc gia Cameroon thực hiện năm 2005. Đây là một hoạt động quy mô toàn quốc với hai giai đoạn. Giai đoạn

2 Xem Altonji and Dunn (1996); Behrman và những người khác (1996) hoặc Bonjour và những người khác (2000), để biết thêm về phương pháp ứng dụng các biến công cụ trong ước tính hiệu quả đầu tư giáo dục. 3 Dựa trên phương pháp của EESI (INS, 2005b).


đầu tiên thu thập dữ liệu xã hội - nhân khẩu học và việc làm. Giai đoạn thứ hai khảo sát về các cơ sở sản xuất phi nông nghiệp phi chính thức đã được xác định trong giai đoạn đầu tiên. Phương pháp của khảo sát EESI thực ra là phương pháp của giai đoạn 1 và 2 của một cuộc khảo sát 1-2-3, có nghĩa là giai đoạn 3 về tiêu dùng hộ gia đình không được thực hiện. Chỉ có dữ liệu từ giai đoạn đầu tiên được sử dụng trong phân tích.

Các tập dữ liệu mẫu được sử dụng cho việc khảo sát là kết quả của công tác lập bản đồ của Tổng điều tra Dân số và Nhà ở lần thứ ba được tiến hành vào năm 2005. Một mẫu gồm 8.540 hộ gia đình đã được xây dựng theo phương án điều tra thống kê phân tầng hai cấp độ (two degree stratified survey design). Phân tầng đã được thực hiện theo mười vùng và khu vực cư trú, đó là: đô thị, bán đô thị hoặc nông thôn. Tổng số có 32 tầng. Ở cấp độ thứ nhất, các đơn vị điều tra (enumeration areas - EA) được rút ra từ mỗi lớp. Trong mỗi EA được lựa chọn, một số hộ gia đình được lựa chọn ngẫu nhiên để phỏng vấn.

Theo khuyến nghị quốc tế, dân số trong độ tuổi làm việc là tất cả các cá nhân từ 15 tuổi trở lên. Định nghĩa về khu vực phi chính thức được lựa chọn cho khảo sát EESI là một trong những định nghĩa được thông qua bởi Hệ thống Tài khoản Quốc gia năm 1993 (tập hợp các tiêu chuẩn quốc tế để thiết lập một khuôn khổ cho việc xây dựng các thống kê tài khoản quốc gia). Sự phân biệt giữa các ngành được thực hiện ở cấp độ doanh nghiệp, trên cơ sở tài liệu hành chính và hạch toán chính thức. Các doanh nghiệp phi chính thức (hoặc các cơ sở sản xuất phi chính thức (IPU)) là các cơ sở không có mã số thuế và/hoặc không có sổ sách kế toán. Lao động trong khu vực phi chính là những người có việc làm chính trong các cơ sở phi chính thức.

Các khu vực phi chính thức có thể được chia thành hai phân khúc: khu vực nông nghiệp và khu vực phi nông nghiệp. Khu vực nông nghiệp phi chính thức bao gồm các lao động của các cơ sở sản xuất phi chính thức có hoạt động chính là: nông nghiệp, chăn nuôi (kể cả gia cầm) và sản xuất các sản phẩm nguồn gốc động vật, săn bắn, đánh bắt và nuôi thủy sản. Khu vực phi nông nghiệp bao gồm các lao động tham gia vào các IPU phi nông nghiệp (công nghiệp, thương mại, dịch vụ).

Biến thu nhập được sử dụng trong ước lượng là logarit của thu nhập theo giờ dựa trên thu nhập hàng tháng kê khai và số giờ làm việc. Thu nhập bao gồm lương, các khoản tiền thưởng năm, chia sẻ lợi nhuận, nghỉ phép có


lương, lợi ích bằng hiện vật. Đối với lao động tự do, thu nhập là lợi nhuận hoặc thu nhập hỗn hợp của cơ sở sản xuất. Đối với người lao động phụ thuộc (người học nghề và giúp việc gia đình), thu nhập4 là tổng các khoản tiền thưởng bằng tiền mặt hoặc hiện vật mà họ nhận được nếu những yếu tố này có tính thường xuyên.

1.2 Thống kê mô tả Các kết quả thống kê mô tả được trình bày trong Bảng 1 dưới đây. Khu

vực kinh tế phi chính thức của Cameroon sử dụng 89,4% lao động ở độ tuổi 15 và cao hơn. Người lao động của khu vực này trẻ hơn so với những người làm việc trong khu vực chính thức. Độ tuổi trung bình là 32,6 năm trong khu vực phi nông nghiệp và 37,2 năm trong khu vực nông nghiệp so với 37,8 năm trong khu vực chính thức. Phụ nữ tạo thành lực lượng lao động chính của khu vực phi chính thức. Họ chiếm một nửa lực lượng lao động của các doanh nghiệp phi nông nghiệp phi chính thức và 53,9% lực lượng lao động của khu vực khai thác nông khoáng sản (primary sector) truyền thống. Ngược lại, trong khu vực chính thức, cứ bốn nhân viên mới có một phụ nữ (24,4%).

Người lao động của khu vực chính thức có trình độ học vấn và tay nghề cao hơn so với những người thuộc khu vực phi chính thức. Tuy nhiên, lực lượng lao động của khu vực phi nông nghiệp tương đối có tay nghề với 56% người lao động của khu vực phi chính thức này đã hoàn thành giáo dục tiểu học và 4,4% trong số họ có chứng chỉ GCE-OL hoặc chứng chỉ giáo dục cao hơn. Tuy nhiên, trong khu vực nông nghiệp, người lao động nói chung là ít học, bởi vì gần như 3/4 trong số họ không có FSLC.

Số giờ làm việc mỗi tuần trong khu vực phi nông nghiệp cao hơn so với khu vực nông nghiệp, do các hoạt động nông nghiệp bị hạn chế bởi độ dài của ngày. Hơn nữa, tác dụng của chứng chỉ FSLC là khác nhau trong hai khu vực vì nó làm tăng thời gian làm việc hàng tuần trong các hoạt động phi nông nghiệp và giảm thời gian trong các hoạt động nông nghiệp. Các nhân công khu vực chính thức làm việc trung bình nhiều hơn so với nhân công khu vực phi chính thức.

Thu nhập trung bình (theo tháng hoặc theo giờ) trong khu vực phi nông nghiệp cao hơn gấp đôi thu nhập của khu vực nông nghiệp. Có chứng chỉ FSLC

4 Thu nhập không khai báo do INS ước tính với hỗ trợ kĩ thuật của DIAL và AFRISTAT.


làm tăng 38% thu nhập bình quân theo giờ trong khu vực phi nông nghiệp. Tỉ lệ tăng này là khoảng 79% trong khu vực nông nghiệp phi chính thức. Một nhân công khu vực nông nghiệp phi chính thức kiếm được nhiều hơn nếu anh ta đã tốt nghiệp, nhưng cũng phải làm việc lâu hơn. Thu nhập trong khu vực chính thức rất cao so với những người của khu vực phi chính thức. Trên thực tế, một nhân công của khu vực chính thức bình quân thu nhập cao hơn 3,9 lần so với một nhân công trong khu vực phi nông nghiệp và cao hơn 8,8 hơn so với một nhân công của khu vực nông thôn.

Bảng 1: Đặc điểm việc làm và và đặc điểm người lao động theo khu vực thể chế (15 tuổi trở lên)

Các biến

Khu vực thể chế

Chính thứcPhi nông

nghiệp phi chính thức

Nông nghiệp phi chính thức

Tỉ lệ nhân công trong khu vực (%) 10,7 37,1 52,2

Tuổi trung bình 37,8 32,6 37,2

Tỉ lệ nữ (%) 24,4 49,4 53,9

Số năm học hoàn thành 10,9 5,9 3,4

Trình độ học vấn

Không đi học 1,1 19,4 35,8

Cấp một 17,8 40,0 46,8

Trung học cơ sở 23,9 28,0 14,4

Trung học phổ thông và cao hơn 57,3 12,6 2,9

Tổng 100,0 100,0 100,0

Chứng chỉ cao nhất

Không có chứng chỉ 6,9 43,8 73,8

FSLC 29,3 40,4 22,5

GCE-OL / PROBATOIRE 25,0 11,4 2,9

GCE-AL và cao hơn 38,9 4,4 0,8

Tổng 100,0 100,0 100,0

Số giờ làm việc/tuần

Không có chứng chỉ 50,9 41,7 39,1

FSLC và cao hơn 44,2 45,0 32,1

Tổng 44,6 43,6 37,1


Thu nhập trung bình hàng tháng (Thu nhập trung bình theo giờ) đơn vị CFAF

Không có chứng chỉ 51 659 (249) 22 902 (162) 11 485 (86)

FSLC và cao hơn 118 433 (713) 32 150 (224) 15 942 (154)

Tổng 113 847 (682) 28 263 (198) 12 771 (105)

Nguồn: Tính toán của tác giả, dựa theo INS (2005a).

2. Kết quả

Các kết quả được dựa trên mẫu của người lao động khu vực phi chính thức được trả lương, có cha còn sống khi họ 15 tuổi và đã thông báo về trình độ của người cha.

2.1 Ước tính đơn giản hiệu ứng của FSLC đối với thu nhập trong khu vực phi chính thức

Hồi quy OLS khi chạy xong chỉ ra rằng dù là phân khúc nào, mô hình có ý nghĩa thống kê chung ở mức 1%. Biến FSLC cũng có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Tuy nhiên, tất cả các biến không có ý nghĩa thống kê trong cả hai mô hình. Thật vậy, biến kinh nghiệm tiềm năng không có ý nghĩa thống kê trong phân khúc nông nghiệp phi chính thức và biến tôn giáo không có ý nghĩa thống kê trong phân khúc phi nông nghiệp. Chúng tôi ghi nhận rằng một số yếu tố khác (chẳng hạn như các đặc điểm của các cơ sở sản xuất) cũng có thể ảnh hưởng đến thu nhập của người lao động trong khu vực phi chính thức ở Cameroon, vì mỗi mô hình tạo ra ít hơn 13% phân tán thu nhập.

Kết quả cho thấy rằng tác động của FSLC đối với nhân công của khu vực phi chính thức là khá quan trọng, đặc biệt trong phân khúc nông nghiệp đạt 38% so với 30% trong phân khúc phi nông nghiệp. Tuy nhiên, những ước tính này là thiên lệch bởi vì việc có FSLC không được phân phối ngẫu nhiên, nó phụ thuộc vào các yếu tố nhất định có thể được hoặc không được quan sát. Do đó chúng tôi sẽ điều chỉnh thiên lệch lựa chọn trước hết là trên các biến quan sát được sau đó sẽ điều chỉnh các biến không quan sát được.


Bảng 2: Ước tính đơn giản về giáo dục trong khu vực kinh tế phi chính thức: OLS

Các biếnPhi nông nghiệp Nông nghiệp

Hệ số Độ lệch chuẩn Hệ số Độ lệch chuẩn

FSLC 0,30*** 0,04 0,38*** 0,05

Kinh nghiệm tiềm năng 0,01*** 0,01 0,01 0,01

(Kinh nghiệm tiềm năng)^2 /100 -0,01 0,01 -0,01 0,01

Trên 32 tuổi 0,18*** 0,04 0,21*** 0,06

Nữ -0,30*** 0,03 -0,45*** 0,05

Hôn nhân (Kết hôn hay Sống tự do) 0,06** 0,03 0,08* 0,05

Công giáo 0,05 0,07 0,20** 0,08

Đạo Hồi 0,01 0,07 0,11 0,10

Nhập cư 0,07** 0,03 0,08** 0,05

Khu vực thành phố 0,12*** 0,03 0,27*** 0,06

Hằng số 4,52*** 0,08 3,92*** 0,10

Các thống kê của mô hình

R2 điều chỉnh (%) 11,3 12,8

Các quan sát 2°391 1°571

Nguồn: EESI (2005), Giai đoạn 1. Tính toán của tác giả.

*: Có ý nghĩa ở 10%; **: có ý nghĩa ở mức 5%; ***: có ý nghĩa ở mức 1%.

2.2. Điều chỉnh lựa chọn khảo sát dựa trên các biến quan sát được: tương hợp

Ước tính xác suất để có được FSLC Bảng 3 tóm tắt kết quả ước tính các yếu tố quyết định việc có chứng chỉ

FSLC. Dù phân khúc nào, các thống kê về chất lượng của mô hình là thỏa đáng. Trong khu vực phi nông nghiệp, 44% biến thiên được giải thích bởi các mô hình, tỉ lệ này là 27% ở khu vực nông thôn. Ngoài ra, mô hình có thể xếp ít nhất 83% các cá nhân vào trong các thể loại quan sát được.

Đặc điểm chính của người cha tác động tới quá trình học của người con là lao động trong khu vực kinh tế phi chính thức ở Cameroon chính là trình độ học vấn. Thật vậy, một đứa trẻ có cha có trình độ học vấn tiểu học có cơ


hội giành được chứng chỉ FSLC cao hơn gấp bốn lần so với một đứa trẻ có cha không đi học. Tỉ lệ chênh lệch (odd ratio) này là hơn bảy nếu cá nhân này được so sánh với người lao động có cha đã hoàn thành cấp trung học. Đối với người lao động của khu vực phi chính thức phi nông nghiệp, các khu vực thể chế và ngành hoạt động của người cha cũng có ảnh hưởng đến việc học của con cái. Vì cha mẹ chủ yếu làm việc trong khu vực phi chính thức nên thu nhập của họ thấp hơn so với những người làm việc trong khu vực chính thức. Vì vậy, họ không có đủ nguồn lực tài chính để cho con em tới trường.

Các đặc điểm cá nhân như tuổi tác, giới tính, tôn giáo và nơi sinh cũng có ảnh hưởng đến khả năng đạt được chứng chỉ FSLC. Dù thuộc phân khúc nào thì tác động của tuổi có đồ thị dạng lõm, đỉnh cao diễn ra vào khoảng năm 32 tuổi. Điều này có nghĩa là một đứa trẻ sinh vào khoảng năm 1971 có nhiều khả năng đạt được FSLC hơn một đứa trẻ sinh ra trước hoặc sau thời điểm này. Người sinh ra ở vùng nông thôn ít có khả năng đạt được FSLC so với những người sinh ra tại các khu vực đô thị (thủ phủ của tỉnh, khu, phân khu), họ thường lao động trong các trang trại. Bài viết này sẽ chỉ ra các tác động tiêu cực của lao động trẻ em đối với giáo dục trẻ em. Cuối cùng, nam giới có cơ hội đạt được FSLC cao hơn ít nhất hai lần so với phụ nữ do sự phân biệt đối xử giới tính và một số truyền thống/phong tục vẫn còn cản trở việc học hành của trẻ em gái Cameroon.

Bảng 3: Xu hướng đạt được chứng chỉ FSLC ước tính cho người lao động khu vực kinh tế phi chính thức

Phi nông nghiệp Nông nghiệp

Tỉ lệ chênh lệch

Độ lệch chuẩn



Các biến liên quan đến người cha

CSP (tham chiếu: Lao động tự do)

Quan chức cao cấp 1,38 0,38 0,74 0,27

Nhân viên 1,00 0,26 0,53** 0,17

Khu vực hoạt động (tham chiếu: chính thức)

Phi chính thức 1,50 0,38 2,16*** 0,70


Ngành hoạt động (tham chiếu: Nông nghiệp, Ngư nghiệp, Chăn nuôi)

Thương mại/Công nghiệp 1,85*** 0,32 1,46* 0,34

Dịch vụ 1,61*** 0,31 1,54* 0,41

Trình độ học vấn (tham chiếu: Không đi học)

Tiểu học 4,91*** 0,71 4,27*** 0,63

Trung học và cao hơn 11,34*** 2,86 7,52*** 2,56

Các biến liên quan đến người lao động

Tuổi 1,34*** 0,04 1,14*** 0,03

Bình phương tuổi 1,00*** 0,00 1,00*** 0,00

Nữ 0,31*** 0,04 0,41*** 0,05

Tôn giáo (tham chiếu: Khác/Không tôn giáo)

Thiên chúa 2,37*** 0,60 2,53*** 0,65

Đạo hồi 0,15*** 0,04 0,18*** 0,07

Nơi sinh (tham chiếu: làng)Thủ phủ của Khu/Phân khu 1,90*** 0,26 2,00*** 0,30

Thủ phủ của tỉnh 1,98*** 0,37 0,62 0,22


Pseudo R2 (%) 44,0 27,0

Khu vực phía dưới đường cong (AURC) %

90,7 83,1



*: Có ý nghĩa thống kê ở 10%; **: Có ý nghĩa thống kê ở mức 5%; ***: Có ý nghĩa

thống kê ở mức 1%.

Phân phối điểm xu hướng và phân tích vùng hỗ trợ chung Với các biến được sử dụng để lập mô hình cho xác suất đạt được FSLC

chúng tôi đã thực hiện các thuật toán của Ichino và Becker (2002) để xác định các biến cho phép tính điểm số nhằm xác minh thuộc tính cân bằng. Kết quả cho thấy rằng dù trong phân khúc nào thì tất cả các biến ban đầu được chọn đạt cân bằng ở ngưỡng 0,1%, do đó các biến này được giữ lại trong việc tính toán điểm xu hướng.

Điểm xu hướng chỉ đơn giản là xác suất được dự đoán về khả năng đạt được FSLC được rút ra từ phương trình logit là phương trình mô hình hóa các khả năng đạt được FSLC. Cá nhân được ghép theo các phân khúc của họ: một bên là lao động phi nông nghiệp và bên kia là lao động nông nghiệp. Trước khi thực hiện tương hợp, cần phân tích dải các phân phối điểm ở cả hai nhóm (khảo sát và không được khảo sát) để xác định những cá nhân nằm trong vùng hỗ trợ chung.


Vùng hỗ trợ chung đã được xác định bằng cách sử dụng quy tắc min-max. Quy tắc này so sánh số điểm tối thiểu và tối đa ở cả hai nhóm (khảo sát và không được khảo sát). Các cá nhân nằm trong vùng hỗ trợ chung là những người có số điểm bằng hoặc lớn hơn mức tối đa của các giá trị tối thiểu và ít hơn hoặc bằng mức tối thiểu của các giá trị tối đa. Việc áp dụng quy tắc này cho thấy rằng dù là khu vực thể chế nào, hơn 95% cá nhân nằm trong vùng hỗ trợ chung. Vì vậy, các cá nhân của cả hai nhóm có đặc tính gần giống nhau bất kể các biến quan sát được là gì.

Tương hợp Chúng tôi đã kiểm định hai phương pháp tương hợp: tương hợp một-một

với thay thế và tương hợp hạt nhân Epanechnikov. Cả hai phương pháp chỉ áp dụng cho khu vực hỗ trợ chung vì việc đưa các cá nhân nằm ngoài khu vực này vào có thể gây ra thiên lệch cho các ước tính. Hai kĩ thuật này cho phép giảm sự khác biệt giữa các đặc điểm trung bình của nhóm khảo sát và nhóm đối chứng. Tuy nhiên, phương pháp hạt nhân hiệu quả hơn. Như trình bày trong Bảng A4 và A5 (trong phụ lục), phương pháp này ghép tốt hơn hai nhóm có các đặc điểm trung bình giống nhau.

Ví dụ, khi xem xét phân khúc nông nghiệp, chúng ta có thể lưu ý rằng với phương pháp tương hợp một-một, đặc điểm trung bình của nhóm khảo sát khác biệt đáng kể so với các đặc điểm của nhóm đối chứng đối với một số biến như: Thiên chúa giáo, Quan chức cao cấp và Thương mại/Công nghiệp. Trong khi đó, không có sự khác biệt về đặc tính trung bình của hai nhóm khi dùng phương pháp tương hợp hạt nhân Epanechnikov. Hơn nữa, dù thuộc phân khúc nào thì cũng không có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về hiệu ứng trung bình của giáo dục đối với người được khảo sát khi dải thông (bandwith) dao động trong khoảng 0,04 và 0,08. Cuối cùng chúng tôi đã chọn dải thông h = 0,06; giá trị này cũng đã được Blundell và Sianesi Barbara (2001) sử dụng.

Bảng 4 trình bày hiệu ứng khảo sát trung bình sau khi tương hợp. Điều này cho thấy hiệu quả đầu tư giáo dục tiểu học cho người lao động của khu vực phi chính thức ở Cameroon là đáng kể và có ý nghĩa thống kê ở ngưỡng 1%. Các lợi ích này thấp hơn so với những lợi ích thu được khi dùng phương pháp OLS vốn bị thiên lệch.


Trong phân khúc nông nghiệp, hiệu quả đầu tư của chứng chỉ FSLC trên thu nhập theo giờ của người lao động có chứng chỉ này được ước tính là 20%. Nói cách khác, nếu những người lao động này không hoàn thành giáo dục tiểu học, thu nhập của họ sẽ ít hơn 20% so với thu nhập hiện tại. Hơn nữa, trong phân khúc thị trường lao động này, nếu những người lao động đang không có FSLC mà có chứng chỉ này thì thu nhập của họ sẽ cải thiện 23%. Vì vậy, nếu người lao động không có FSLC mà hoàn thành khóa học và có giấy chứng nhận thì tác động đến thu nhập của họ sẽ ít nhất là bằng khóa đào tạo ban đầu của người lao động hiện đã tốt nghiệp, giả định rằng tuổi được cấp giấy chứng nhận không ảnh hưởng đến hiệu quả của khảo sát. Lợi ích trung bình của giáo dục cơ bản đối với người lao động khu vực phi nông nghiệp phi chính thức là việc thu nhập của họ tăng 21%.

Trong phân khúc nông nghiệp, hiệu quả đầu tư của giáo dục thậm chí còn lớn hơn. Hiệu quả đầu tư của giáo dục tiểu học đối với thu nhập của người lao động có FSLC là khoảng 28%. Trong khi đó, người lao động không tốt nghiệp sẽ có thu nhập tăng 25% nếu họ tốt nghiệp. Lợi ích trung bình của FSLC đối với thu nhập của người lao động nông nghiệp được ước tính là 26%.

Tóm lại, giáo dục cơ bản đóng một vai trò quan trọng đối với thu nhập của người lao động khu vực phi chính thức Cameroon. Điều này chứng tỏ tầm quan trọng của nguồn nhân lực đối với mức thu nhập, xóa đói giảm nghèo và tăng trưởng kinh tế.

Bảng 4: Hiệu quả đầu tư giáo dục cơ bản trong khu vực kinh tế phi chính thức: phương pháp tương hợp

Hiệu quả của FSLC Phi nông nghiệp Nông nghiệp

Ước tínhĐộ lệch chuẩn


Đối với thu nhập của người lao động có FSLC: TTΔ 20,0*** 4,9 27,6*** 6,1

Đối với thu nhập của người lao động không có FSLC: TNTΔ 22,7*** 7,2 25,1*** 7,4

Đối với thu nhập của người lao động: ATEΔ 21,0*** 5,5 26,0*** 5,9

Nguồn: EESI (2005), Giai đoạn 1.Tính toán của tác giả.Độ lệch chuẩn tính theo phương pháp Bootstrap (200 lần lặp lại)*: Có ý nghĩa ở 10%; **: Có ý nghĩa ở mức 5%; ***: Có ý nghĩa ở mức 1%.


Điều chỉnh lựa chọn khảo sát dựa trên các biến không quan sát đượcMô hình này cho thấy hai kết quả quan trọng (Xem Bảng 5). Trước tiên,

có thiên lệch do biến không quan sát được gây ra, bởi vì, dù là phân khúc nào, biến Lambda biểu hiện tác động của các biến không quan sát được có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Tuy nhiên, dấu âm của nó cho thấy ảnh hưởng ngược chiều của biến không quan sát được lên thu nhập của người lao động. Thứ hai, giáo dục cơ bản có ảnh hưởng mang ý nghĩa thống kê (ở ngưỡng 1%) đối với thu nhập của người lao động khu vực phi chính thức. Hiệu quả khảo sát trung bình của FSLC ước tính khoảng 22% trong phân khúc phi nông nghiệp và khoảng 28% trong phân khúc nông nghiệp. Những tác động này tương tự như các tác động thu được trong mô hình tương hợp, nhưng thấp hơn đáng kể so với giá trị thu được trong mô hình đơn giản là mô hình đã phóng đại các tham số.

Bảng 5: Hiệu quả đầu tư của giáo dục cơ bản trong khu vực kinh tế phi chính thức: mô hình lựa chọn trên biến không quan sát được


Hệ sốĐộ lệch chuẩn

Hệ sốĐộ lệch chuẩn

FSLC 0,22*** 0,04 0,28*** 0,05

Kinh nghiệm tiềm năng 0,01 ** 0,01 0,00 0,01

(Kinh nghiệm tiềm năng)^2 /100 0,01 0,01 0,01 0,01

Hơn 32 tuổi 0,22*** 0,04 0,29*** 0,06

Nữ -0,26*** 0,03 -0,36*** 0,05

Tình trạng hôn nhân (Kết hôn hoặc sống tự do) 0,08** 0,03 0,11** 0,05

Thiên chúa -0,02 0,07 0,05 0,08

Đạo Hồi 0,18** 0,07 0,21** 0,10

Di cư 0,08** 0,03 0,08* 0,05

Thành thị 0,08*** 0,03 0,23*** 0,06

Lambda -0,29*** 0,04 -0,40*** 0,06

Hằng số 4,75*** 0,08 4,39*** 0,12

Thống kê của mô hình

R2 điều chỉnh (%) 13,0 15,1


Nguồn: EESI (2005), Giai đoạn 1. Tính toán của tác giả. *: Có ý nghĩa ở 10%; **: Có ý nghĩa ở mức 5%; ***: Có ý nghĩa ở mức 1%.


Hiệu quả đầu tư của giáo dục trung học cơ sở đối với nhân công khu vực kinh tế phi chính thức

Với cùng một phương pháp, chúng tôi phân tích hiệu quả của việc đạt được Chứng chỉ chung về Giáo dục, Cấp phổ thông (GCE-OL) đối với nhân viên khu vực phi chính thức. Ở đây, nhóm khảo sát gồm người lao động làm việc trong khu vực phi chính thức có GCE-OL hoặc chứng chỉ cao hơn và nhóm đối chứng bao gồm những người lao động chỉ có FSLC. Điều này cho phép chúng tôi đánh giá tác động ròng của giáo dục trung học cơ sở đối với thu nhập của người lao động. Chúng tôi đã áp dụng phương pháp tương hợp hạt nhân (kernel matching) Epanechnikov (dải thông h = 0,06) và chúng tôi cũng thực hiện mô hình lựa chọn trên biến không quan sát được.

Lựa chọn trên các biến quan sát đượcCác biến quan sát được mà chúng tôi dùng trong việc tính toán điểm xu

hướng là các biến đã sử dụng trong ước tính xác suất đạt được FSLC. Điểm số này đánh giá khả năng đạt được GCE-OL, khả năng này phụ thuộc vào việc đã có FSLC hay chưa. Các ước tính có liên quan được trình bày trong phụ lục (A6, Hình A3 và A4). Việc kiểm định dải các điểm số cho thấy trong phân khúc phi nông nghiệp 99,6% quan sát nằm trong khu vực hỗ trợ chung so với 96,5% trong phân khúc nông nghiệp.

Phương pháp tương hợp cho thấy hiệu quả đầu tư của GCE-OL trên thu nhập của người lao động có chứng chỉ và làm việc trong khu vực phi nông nghiệp được ước tính là 33% (Xem Bảng 6). Mặt khác, nếu người lao động đã có FSLC quay lại trường và đạt được GCE-OL, điều này sẽ làm tăng 30% thu nhập của họ với giả định rằng tuổi được cấp chứng chỉ không ảnh hưởng đến lợi ích của chứng chỉ. Hiệu ứng trung bình của giáo dục trung học cơ sở đối với người lao động có chứng chỉ FSLC và làm việc trong khu vực phi nông nghiệp được ước tính là 31%. Ngược lại, trong phân khúc nông nghiệp hiệu ứng trung bình của GCE-OL đối với thu nhập của người lao động có thể rất thấp, xấp xỉ không; trên thực tế, cả ba tham số đều không có ý nghĩa thống kê.


Bảng 6: Hiệu quả đầu tư của giáo dục trung học cơ sở trong khu vực kinh tế phi chính thức: phương pháp tương hợp

Hiệu quả đầu tư của GCE-OL




Đối với thu nhập của người lao động có GCE-OL: TTΔ 33,0*** 4,9 12,9 12,3

Đối với thu nhập của người lao động không có GCE-OL nhưng có FSLC: TNTΔ 29,9*** 5,4 21,6 13,9

Đối với thu nhập của người lao động có FSLC: ATEΔ 31,0*** 5,1 20,2 12,7

Nguồn: EESI (2005), Giai đoạn 1.Tính toán của tác giả.Độ lệch chuẩn được tính bằng phương pháp Bootstrap (200 lần lặp lại)*: Có ý nghĩa ở 10%; **: Có ý nghĩa ở mức 5%; ***: Có ý nghĩa ở mức 1%.

Lựa chọn trên biến không quan sát đượcViệc áp dụng mô hình lựa chọn trên biến không quan sát được là hợp lí

trong cả hai phân khúc, vì tỉ lệ nghịch đảo Mills (Lambda) có ý nghĩa thống kê ở ngưỡng 1%, qua đó khẳng định sự tồn tại của các biến không quan sát được ảnh hưởng đến cả việc đạt được GCE-OL và thu nhập. Một số biến kiểm chứng liên quan đến kinh nghiệm tiềm năng, tôn giáo và tình trạng hôn nhân không có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, loại các biến này ra cũng không tác động đến các hệ số khác.

Trong khu vực phi nông nghiệp, biến GCE-OL - phản ánh việc có hoặc không có GCE-OL - có ý nghĩa thống kê ở ngưỡng 1% và cho thấy lợi ích trung bình của chứng chỉ này đối với thu nhập của người lao động khu vực phi nông nghiệp phi chính thức là khoảng 31% (Xem Bảng 7). Ngược lại, ở khu vực nông thôn biến này không có ý nghĩa thống kê. Vì vậy, có GCE-OL sẽ không ảnh hưởng đến thu nhập của người lao động hoạt động nông nghiệp. Như vậy, các kết quả thu được trong các mô hình lựa chọn trên biến không quan sát được trùng với các kết quả của phương pháp tương hợp.


Bảng 7: Hiệu quả đầu tư của giáo dục trung học cơ sở trong khu vực kinh tế phi chính thức: mô hình lựa chọn trên biến không quan sát được


Hệ số Độ lệch chuẩn Hệ số

GCE-OL 0.31*** 0.04 0.11 0.11

Kinh nghiệm tiềm năng 0.02* 0.01 0.02 0.01

(Kinh nghiệm tiềm năng)^2 /100 -0.04 0.05 -0.03 0.03

Hơn 32 tuổi 0.09* 0.05 0.27*** 0.08

Nữ -0.18*** 0.04 0.41** 0.18

Tình trạng hôn nhân (Kết hôn hoặc sống tự do) 0.06 0.04 -0.03 0.08

Thiên chúa -0.09 0.09 0.22 0.18

Đạo Hồi 0.00 0.10 -0.01 0.23

Di cư 0.14*** 0.04 -0.04 0.07

Thành thị 0.05 0.04 0.06 0.09

Lambda -0.35*** 0.06 -1.02*** 0.23

Hằng số 5.19*** 0.13 5.67*** 0.31


R2 điều chỉnh (%) 14.9 11.1

Các quan sát 1°471 574


Lựa chọn tại điểm gia nhập khu vực phi chính thức và các yếu tố quyết định phân bổ khu vực

Chúng tôi sẽ kiểm định lựa chọn tại điểm gia nhập khu vực phi chính thức. Trên thực tế, phương trình thu nhập trước đó đã bị giới hạn, bỏ qua sự tồn tại của khu vực chính thức, do đó có thể bị thiên lệch. Chúng tôi sẽ xác định các yếu tố quyết định phân bổ khu vực. Tập hợp mẫu được sử dụng gồm những người có tiềm năng hoạt động (tuổi từ 15 năm trở lên) được phỏng vấn trong khảo sát EESI.

Kiểm định lựa chọn tại điểm gia nhập khu vực kinh tế phi chính thức Các kết quả kiểm định (Xem Bảng 8) cho thấy tỉ lệ nghịch đảo Mills


(Lambda)5 có ý nghĩa thống kê và dương trong các phương trình của khu vực kinh tế chính thức (công cộng và tư nhân) và âm trong các phương trình khu vực phi chính thức. Tuy nhiên, trong khu vực phi nông nghiệp, biến này không có ý nghĩa thống kê, ngay cả ở ngưỡng 10%. Vì vậy, trong các khu vực chính thức (công hoặc tư nhân), các đặc điểm không quan sát được ảnh hưởng đến “sự lựa chọn” khu vực của cá nhân cũng ảnh hưởng đến tiền lương họ sau khi tham gia phân khúc này của thị trường lao động. Trong khu vực nông thôn, các đặc điểm không quan sát được này tác động tiêu cực lên thu nhập tiềm năng của người lao động và trong phân khúc phi nông nghiệp, chúng không có tác động. Vì vậy, người lao động Cameroon làm việc trong khu vực phi chính thức đã không có sự lựa chọn để tối đa hóa thu nhập tiềm năng như cần phải làm trong trường hợp thị trường cạnh tranh. Do đó, họ không đạt được nguyện vọng của mình bởi vì họ đã không thể tham gia vào khu vực chính thức.

Bảng 8: Kiểm định lựa chọn tại điểm gia nhập các phân khúc thị trường lao động

Các biến Công Chính thức tư nhân

Phi nông nghiệpphi chính thức

Nông nghiệpphi chính thức

FSLC 0,45*** 0,22** 0,32*** 0,36***

Kinh nghiệm tiềm năng 0,03*** 0,03*** 0,02*** 0,00

(Kinh nghiệm tiềm năng)^2 /100 -0,05* -0,04 -0,05*** 0,00

Hơn 32 tuổi 0,18*** 0,27*** 0,20*** 0,24***

Nữ -0,13*** 0,37*** -0,34*** -0,36***

Tình trạng hôn nhân (Kết hôn hoặc sống tự do)

0,00 0,15*** 0,09*** 0,04

Thiên chúa 0,05 0,02 0,19* 0,28***

Đạo Hồi -0,12 0,00 0,10*** 0,30***

Di cư 0,14*** 0,06 0,07*** 0,08**

Thành thị 0,28*** 0,17*** 0,17*** 0,22***

Lambda 6,10*** 6,09*** 4,31*** 3,74***

5 Các kết quả của mô hình lựa chọn cho phép tính được tham số Lambda được trình bày tại Bảng A8 trong phần Phụ lục.


Hằng số 0,51*** 0,71*** -0,04 -0,15***


R2 điều chỉnh (%) 30,4 29,2 10,5 9,5

Các quan sát 1°204 1°160 6°572 3°540


Yếu tố quyết định phân bổ khu vựcMô hình phân bổ khu vực trình bày trong phụ lục (bảng A9) cho thấy

kiểm định thông số (specification test) Hausman-McFadden (1984) cho biết xác suất bác bỏ nhầm giả thuyết (về Tính độc lập của các lựa chọn thay thế không phù hợp) có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này là để nói rằng phân bổ khu vực là một quá trình ngẫu nhiên. Một người trong độ tuổi làm việc trước tiên lựa chọn tham gia vào thị trường lao động hoặc chọn trạng thái không hoạt động. Sau đó, những người trong độ tuổi lao động được chia thành những người thất nghiệp và những người lao động của các phân khúc khác nhau của thị trường lao động.

Chúng tôi ghi nhận rằng các biến có liên quan đến môi trường gia đình đóng vai trò quan trọng trong việc cá nhân quyết định có tham gia hoặc không tham gia thị trường lao động. Trách nhiệm gia đình đối với con còn ít tuổi và trách nhiệm của chủ hộ khuyến khích các cá nhân tìm kiếm việc làm. Một lần nữa, sự hiện diện của người có trạng thái không hoạt động trong các hộ gia đình ảnh hưởng tiêu cực đến cơ hội tham gia thị trường việc làm của các thành viên. Sự tham gia của người dân vào khu vực phi chính thức chịu tác động của các biến liên quan đến môi trường gia đình. Hiệu ứng của các biến này đối với xác suất tham gia thị trường lao động cũng được El Aynaoui (1998) nêu bật với dữ liệu về Marocco.

Giáo dục có vai trò quyết định đối với tình trạng nghề nghiệp của người dân. Xác suất thất nghiệp tăng khi trình độ học vấn tăng; người có tay nghề thà thất nghiệp còn hơn làm các công việc bấp bênh và nhận thu nhập thấp, vốn là đặc trưng của khu vực phi chính thức. Hơn nữa, xác suất tham gia phân khúc chính thức tăng mạnh khi trình độ học vấn tăng. Nhưng trong phân khúc chính thức thì đó là hiệu ứng ngược lại khi xác suất gia nhập giảm khi trình độ học vấn tăng.


3. Kết luận và khuyến nghị

Nghiên cứu này nhằm mục đích phân tích hiệu quả đầu tư giáo dục đối với người lao động khu vực phi chính thức tại Cameroon. Chúng tôi đã thực hiện các phương pháp tương hợp các biến quan sát được và các mô hình lựa chọn các biến không quan sát được để đánh giá tác động của giáo dục cơ bản đối với thu nhập của những người làm việc trong khu vực kinh tế phi chính thức (phi nông nghiệp và nông nghiệp). Nghiên cứu cũng đã phân tích lợi ích của giáo dục trung học cơ sở đối với người lao động.

Các kết quả thu được trong hai phương pháp trùng nhau và xác nhận tác động tích cực của giáo dục đối với thu nhập của người lao động khu vực phi chính thức. Các lợi ích của việc hoàn thành giáo dục cơ bản (có FSLC) ước tính là 20% trong khu vực phi nông nghiệp và 28% ở khu vực nông thôn. Tuy nhiên, nếu người lao động không có trình độ học vấn quay lại trường và hoàn thành chứng chỉ FSLC (hoặc chứng chỉ tương đương), điều này sẽ làm thu nhập của họ tăng 22% đến 25%, với giả định rằng tuổi nhận chứng chỉ không ảnh hưởng đến những lợi ích tiềm năng của chứng chỉ.

Tác động của việc hoàn thành giáo dục trung học cơ sở đối với thu nhập của người lao động khu vực phi nông nghiệp thậm chí còn lớn hơn. Có GCE-OL giúp tăng 33% thu nhập của những người có chứng chỉ này, trong khi sự thiệt hại của những người lao động dừng lại tại trình độ FSLC là khoảng 30%. Hiệu ứng khảo sát trung bình của GCE-OL trên thu nhập của người lao động khu vực phi nông nghiệp được ước tính lên đến 31%. Mặc dù vậy trong phân khúc nông nghiệp hiệu quả đầu tư của trình độ này xấp xỉ bằng không. Tuy nhiên, kết quả này cần được kiểm định bởi các nghiên cứu khác.

Ngoài ra, kiểm định lựa chọn tại điểm gia nhập khu vực kinh tế phi chính thức đã cho thấy sự tồn tại của thiên lệch lựa chọn ảnh hưởng đến kết quả của khu vực nông nghiệp. Tuy nhiên, kết quả của khu vực phi nông nghiệp không bị ảnh hưởng bởi thiên lệch này. Kiểm định này cũng cho thấy rằng người lao động Cameroon làm việc trong khu vực phi chính thức đã không có sự lựa chọn để tối đa hóa thu nhập tiềm năng như họ cần phải làm trong trường hợp thị trường cạnh tranh. Do đó, họ không đạt được nguyện vọng của mình bởi vì họ không thể tham gia vào khu vực chính thức. Họ làm trong khu vực kinh tế phi chính thức bởi vì họ không thể tham gia vào khu vực chính thức.


Giáo dục đóng vai trò quyết định trong tình trạng nghề nghiệp của người dân. Xác suất bị thất nghiệp và tham gia vào khu vực chính thức tăng cùng chiều với trình độ học vấn. Trái lại, xác suất tham gia khu vực kinh tế phi chính thức giảm khi trình độ học vấn tăng. Việc tham gia vào khu vực này chủ yếu được xác định bởi môi trường gia đình.

Tóm lại, nghiên cứu nêu bật vai trò của giáo dục cơ bản và giáo dục trung học cơ sở trong khu vực kinh tế phi chính thức tại Cameroon; hiệu quả của đầu tư giáo dục hiện nay không chắc chắn. Bài học rút ra là cần mở rộng cánh cửa giáo dục ít nhất cho đến cấp giáo dục trung học cơ sở. Chính phủ Cameroon cần can thiệp để cải thiện việc tiếp cận giáo dục và chất lượng của giáo dục. Kể cả khi giáo dục tiểu học được chính thức miễn phí ở Cameroon từ năm 2000, chúng ta phải thừa nhận rằng kết quả của việc này là không tương xứng. Mức cung giáo dục vẫn còn rất thấp vì thiếu cơ sở hạ tầng trường học ở nhiều vùng nông thôn. Ngoài ra còn có tình trạng quá đông học sinh, thiếu giáo viên, thiếu thiết bị… Hậu quả là tỉ lệ lưu ban và bỏ học cao.

Chính phủ Cameroon cần tuyển thêm giáo viên, xây dựng và trang bị cho các trường học, tăng cường đào tạo nghề và cũng có thể xây dựng và thực hiện chính sách quốc gia về giáo dục xã hội nhằm giúp đỡ hộ nghèo không có điều kiện mua tài liệu học tập cho con cái.

Về trung hạn, giáo dục miễn phí có thể được kéo dài tới cấp trung học cơ sở. Hơn nữa, Chính phủ có thể điều chỉnh những người tham gia khu vực phi chính thức, thực hiện các chương trình khuyến khích sinh viên tốt nghiệp tham gia khu vực phi chính thức (ví dụ, cấp tín dụng, miễn thuế cho một số năm…). Chính quyền trung ương cũng có thể tổ chức đào tạo nghề miễn phí (đào tạo công nghệ sinh học cho nông dân mới có hiệu quả cao) và thực hiện các chính sách nâng cao hiệu quả của các cơ sở sản xuất phi chính thức để tạo điều kiện thuận lợi cho quá trình chuyển tiếp của họ sang khu vực chính thức.


Phụ lục:

Bảng A1: Phân phối nhân công trong khu vực phi chính thức xếp theo loại hình

Khu vực Chủ sử dụng lao động/ Cán bộ cao cấp

Lao động tự do

Nhân viên/Nông dân

Học việc/Giúp việc gia đình Tổng

Phi nông nghiệp 5,1 59,7 21,6 13,5 100,0

Nông nghiệp 2,2 63,3 2,0 32,6 100,0

Tổng 3,4 61,8 10,2 24,7 100,0

Nguồn: EESI (2005), Giai đoạn 1. Tính toán của tác giả. Dữ liệu có trọng số.

Bảng A2: Phân phối mẫu nhân công phi chính thức được xem xét khi ước tính hiệu quả đầu tư giáo dục

Vùng điều tra Phi nông nghiệp Nông nghiệp Tổng

Douala 422 10 432

Yaounde 359 9 368

Adamaoua 164 104 268

Miền Trung (không gồm Yaoundé )

178 163 341

Đông 123 179 302

Cực Bắc 273 92 365

Duyên hải (không gồm Douala) 113 134 247

Bắc 234 237 471

Tây Bắc 201 243 444

Tây 238 298 536

Nam 77 52 129

Tây Nam 150 138 288

Cameroon 2532 1659 4191


Bảng A3: Phân phối mẫu của nghiên cứu xếp theo Chứng chỉ cao nhất

Chứng chỉPhi nông nghiệp Nông nghiệp

Quan sát Tần số Quan sát Tần số

Không có chứng chỉ 972 38,4 1054 63,5


FSLC 991 39,1 514 31,0

GCE-OL and + 569 22,5 91 5,5

Tổng 2532 100,0 1659 100,0


Hình A1: Phân phối điểm xu hướng cho lao động phi nông nghiệp (Có FSLC/Không có FSLC)

�

��

��

��

��

��

��

��

��

Score

Freq

uenc

y

Treated

Non-treated


Hình A2: Phân phối điểm xu hướng cho lao động nông nghiệp (Có FSLC/Không có FSLC)

�

��

��

��

��

��

��

��

Score

Freq

uenc

y

Treated

Non-treated



Bảng A4: Đặc điểm trung bình của lao động khu vực phi nông nghiệp trước và sau phương pháp tương hợp

Đặc điểm

Trước

Sau

Một-mộtDải thông h=0.04

Dải thông h=0.06

Dải thông h=0.08

TGChênh lệch

(TG-CG)TG

Chênh lệch(TG-CG)




Log thu nhập theo giờ 4,723 0,305*** 5,007 0,167*** 0,199*** 0,200*** 0,201***

Đặc điểm cá nhân

Tuổi 36,084 -5,704*** 30,407 -0,257 0,318 0,332 0,322

Nữ 0,468 -0,061*** 0,432 0,067*** 0,059*** 0,057*** 0,053***

Thiên chúa 0,436 0,388*** 0,814 -0,035** -0,008 -0,008 -0,008

Đạo Hồi 0,514 -0,389*** 0,133 0,025** -0,001 -0,001 -0,002

Tỉnh 0,141 0,146*** 0,272 0,051*** 0,053*** 0,056*** 0,059***

Khu 0,427 0,040* 0,467 -0,018 -0,023 -0,025 -0,023

Đặc điểm người cha

Tiểu học 0,215 0,232*** 0,475 -0,061*** -0,046** -0,047** -0,047**

Trung học và cao hơn 0,063 0,239*** 0,260 0,073*** 0,043*** 0,045*** 0,046***

Cán bộ cao cấp 0,065 0,117*** 0,154 0,004 0,017 0,018 0,018

Nhân viên 0,148 0,172*** 0,319 -0,016 -0,027 -0,026 -0,025Thương mại/Công nghiệp

0,179 0,029* 0,211 0,021 -0,003 -0,002 -0,001

Dịch vụ 0,199 0,225*** 0,398 0,015 0,007 0,008 0,011

Khu vực phi chính thức 0,146 0,283*** 0,396 -0,003 0,008 0,010 0,014

Nguồn: EESI (2005), Giai đoạn 1. Tính toán của tác giả. *: Có ý nghĩa thống kê ở 10 %; **: Có ý nghĩa thống kê ở 5 %; ***: Có ý nghĩa

thống kê ở 1 %.TG= Nhóm Khảo sát CG= Nhóm Đối chứng.


Bảng A5: Đặc điểm trung bình của lao động khu vực nông nghiệp trước và sau phương pháp tương hợp

Đặc điểm

Trước

Sau

Một-mộtDải thông h=0.04

Dải thông h=0.06

Dải thông h=0.08

TGChênh lệch

(TG-CG)TG





Log thu nhập theo giờ 4,598 0,371*** 4,594 0,226*** 0,272*** 0,276*** 0,279***

Đặc điểm cá nhân

Tuổi 36,760 -7,883*** 36,784 0,339 0,389 0,301 0,252

Nữ 0,451 -0,103*** 0,453 -0,005 0,004 -0,001 -0,002

Thiên chúa 0,894 0,213*** 0,894 -0,032* -0,020 -0,017 -0,016

Đạo Hồi 0,055 -0,166*** 0,055 0,008 0,016 0,015 0,015

Tỉnh 0,043 0,014* 0,043 0,010 0,001 0,000 -0,001

Khu 0,349 0,155*** 0,346 0,017 0,013 0,010 0,012

Đặc điểm người cha

Tiểu học 0,474 0,305*** 0,477 -0,013 0,029 0,032 0,032

Trung học và cao hơn 0,099 0,078*** 0,095 0,000 -0,003 -0,006 -0,004

Cán bộ cao cấp 0,063 0,027*** 0,058 0,030** 0,014 0,014 0,014

Nhân viên 0,197 0,116*** 0,198 -0,033 -0,011 -0,006 -0,001

Thương mại/Công nghiệp 0,109 0,036* 0,110 0,038** 0,017 0,015 0,015

Dịch vụ 0,203 0,126*** 0,199 -0,002 0,005 0,012 0,018

Khu vực phi chính thức 0,213 0,149*** 0,209 -0,008 0,000 0,004 0,009

Nguồn: EESI (2005), Giai đoạn 1. Tính toán của tác giả. *: Có ý nghĩa thống kê ở 10 %; **: Có ý nghĩa thống kê ở 5 %; ***: Có ý nghĩa

thống kê ở 1 %.TG= Nhóm Khảo sát CG= Nhóm Đối chứng.


Bảng A6: Ước tính xu hướng có GCE-OL của lao động khu vực phi chính thức có FSLC






Các biến liên quan đến người cha

CSP (tham chiếu: Lao động tự do)

Quan chức cao cấp 1,58** 0,40 0.45 0.51

Nhân viên 1,07 0,26 0.14* 0.16

Khu vực hoạt động (tham chiếu: chính thức)

Phi chính thức 1,43* 0,31 2.69 2.98

Ngành hoạt động (tham chiếu: Nông nghiệp, Ngư nghiệp; Chăn nuôi)

Thương mại/Công nghiệp 1,12 0,21 1.33 0.72

Dịch vụ 1,23 0,24 0.60 0.38


Tiểu học 1,51** 0,26 1.77* 0.59

Trung học và cao hơn 3,63*** 0,76 1.04 0.67

Các biến lien quan đến người lao động

Tuổi 1,39*** 0,06 1.05 0.06

Bình phương tuổi 1,00*** 0,00 1.00 0.00

Nữ 0,38*** 0,05 0.01*** 0.01

Tôn giáo (tham chiếu: Khác/Không tôn giáo)

Thiên chúa 1,31 0,37 0.50 0.29

Đạo hồi 0,89 0,29 0.29 0.25

Nơi sinh (tham chiếu: làng)

Thủ phủ của Khu/Phân khu

2,66*** 0,48 2.21** 0.71

Thủ phủ của tỉnh 1,58*** 0,26 3.82* 2.67


Pseudo R2 (%) 15,6 22,8

Khu vực dưới đường cong (AURC) %

75,7 82,9

Các quan sát 1°513 571

Nguồn: EESI (2005), Giai đoạn 1. Tính toán của tác giả. *: Có ý nghĩa thống kê ở 10%; **: có ý nghĩa thống kê ở mức 5%; ***: có ý nghĩa



Hình A3: Phân phối điểm xu hướng của lao động khu vực phi nông nghiệp có FSLC

�

��

��

��

��

Score

Freq

uenc

y

Treated

Non-treated


Bảng A4: Phân phối điểm xu hướng của lao động khu vực nông nghiệp có FSLC

0

50

100

150

200

0,00 0,04 0,08 0,17 0,25 0,33 0,42 0,50

Score

Freq

uenc

y

� ��

��



Bảng A7: Phân phối mẫu những người 15 tuổi và nhiều tuổi hơn theo tình trạng hoạt động

Tình trạng Quan sát Tần số

Không hoạt động 5848 26,2

Thất nghiệp 1681 7,5

Khu vực công 1226 5,5

Khu vực tư nhân chính thức 1199 5,4

Khu vực phi nông nghiệp phi chính thức 7659 34,3

Khu vực nông nghiệp phi chính thức 4739 21,2

Tổng 22352 100,0


Bảng A8: Mô hình lựa chọn Đa thức (tỉ lệ chênh lệch)

Công Tư nhân chính thức

Phi nông nghiệp phi chính thức

Nông nghiệp phi chính thức

Nơi cư trú(tham chiếu: nông thôn)

Yaoundé/Douala 0,48*** 1,39*** 1,14** 0.03***

Thành phố khác 1,08 1,41*** 1,49*** 0.30***


Tiểu học 10,18*** 4,94*** 1,34*** 2.00***

Trung học cơ sở 26,05*** 8,13*** 1,28*** 1.27***

Trung học phổ thông và cao hơn

121,34*** 15,17*** 0,83** 0.55***

Tuổi 2,02*** 1,83*** 1,44*** 1,45***

Tuổi bình phương 0,99*** 0,99*** 1,00*** 1,00***

Nữ 0,76** 0,33*** 0,71*** 0,66***

Chủ hộ 6,91*** 6,08*** 5,35*** 4,77***

Trong quan hệ gia đình 1,41*** 0,96 0,86*** 1,20***

% con từ 0-4 tuổi trong hộ 8,63*** 14,96*** 30,14*** 74,88***

% con từ 5-9 tuổi trong hộ 13,87*** 25,46*** 41,00*** 91,28***

% người ở tuổi lao động trong hộ không có thu nhập

0,00*** 0,00*** 0,00*** 0,00***

Số giờ làm việc gia đình/tuần 0,97*** 0,96*** 0,99*** 1,00


Số giờ đi học/tuần 0,96*** 0,94*** 0,96*** 0,95***


Pseudo R2 (%) 40,9

LR χ2(60) 24181,11

Quan sát 22°352

Nguồn: EESI (2005), Giai đoạn 1. Tính toán của tác giả. *: Có ý nghĩa thống kê ở 10%; **: Có ý nghĩa thống kê ở mức 5%; ***: Có ý nghĩa


224 KINH TẾ PHI CHÍNH THỨC TẠI CÁC NƯỚC ĐANG PHÁT TRIỂNBả

ng A

9: C

ác yếu

tố q

uyết

địn

h ph

ân bổ

khu

vực

Các

biến

Thất

ngh

iệp

(nói

chu

ng)

Công

Tư n

hân

chín

h thức

Phi n

ông

nghiệp

phi

ch

ính

thức

Nông

ngh

iệp

phi c

hính

thức

ORSE

ORSE

ORSE

ORSE

ORSE

Nơi cư

trú(th

am c

hiếu

: nôn

g th

ôn)

Yaou

ndé/

Doua

la1,

25**

*0,

100,

320,

030,

930,

090,

71**

*0,

040,

02**

*0.

00

Thàn

h phố

khác

1,49

***

0,12

0,86

0,09

1,11

0,12

1,14

**0,

070,

23**

*0.

01

Trìn

h độ

học

vấn

(tha

m

chiế

u: K

hông

đi học

)

Tiểu

học

4,87

***

0,69

16,4

85,

538,

63**

*1,

922,

35**

*0,

172,

78**

*0.

20

Trung

học

cơ

sở4,

78**

*0,

6833

,66

11,2

210

,67*

**2,

391,

70**

*0,

131,

43**

*0.

12

Trung

học

phổ

thôn

g và

cao

hơn

4,81

***

0,71

146,

5748

,58

18,3

4***

4,12

0,97

***

0,08

0,63

***

0.07

Tuổi

0,02

2,05

0,05

1,81

***

0,04

1,41

***

0,01

1,34

***

0,01

Tuổi

bìn

h phươ

ng0,

000,

990,

000,

99**

*0,

001,

00**

*0,

001,

00**

*0,

00

Nữ0,

050,

670,

070,

30**

*0,

030,

64**

*0,

040,

57**

*0,

04

Chủ

hộ0,

195,

810,

655,

34**

*0,

584,

41**

*0,

322,

97**

*0,

24

Tron

g qu

an hệ

gia đì

nh

0,07

1,11

0,11

0,76

***

0,07

0,63

***

0,04

0,79

***

0,05

% c

on từ

0-4

tuổi

tron

g hộ

0,17

2,90

0,88

4,45

***

1,34

7,55

***

1,30

9,34

***

1,82

% c

on từ

5-9

tuổi

tron

g hộ

0,12

5,53

1,68

9,62

***

2,93

14,0

5***

2,46

19,4

2***

3,82

% n

gười

ở tuổi

lao độ

ng tr

ong

hộ k

hông

có

thu

nhập

0,

150,

000,

000,

00**

*0,

000,

00**

*0,

000,

00**

*0,

00

Số g

iờ là

m v

iệc g

ia đì

nh/tuần

0,00

0,98

0,00

0,97

***

0,00

0,99

***

0,00

1,00

0,00

Số g

iờ đ

i học

/tuần

0,00

0,95

0,01

0,93

***

0,01

0,95

***

0,00

0,95

***

0,00

225NHỮNG RÀNG BUỘC VỀ KINH TẾ, THỂ CHẾ VÀ XÃ HỘIThốn

g kê

của

mô

hình

Pseu

do R

2 (%

)32

,0

LR χ

2 (75)

22

260,

31

Kiểm

địn

h Ha

usm

an χ

2 (60)

34

5, 3

7

Quan

sát

22°3

52

Nguồn

: EES

I (20

05),

Giai

đoạ

n 1.

Tín

h to

án của

tác

giả.

*:

Có

ý ng

hĩa

thốn

g kê

ở 1

0%; *

*: C

ó ý

nghĩ

a thốn

g kê

ở mức

5%;

***

: Có

ý ng

hĩa

thốn

g kê

ở mức

1%.


Mô hình kinh tế lượng

Trình bày các mô hình đánh giá tác động của chứng chỉ FSLC trên thu nhập của người lao động khu vực phi chính thức

Mô hình quan hệ nhân quả của Rubin (1977) là mô hình kinh điển để đánh giá tác động khảo sát.

T là biến biểu hiện tình trạng khảo sát hoặc không khảo sát:

T = 1 Nếu người lao động có chứng chỉ FSLC (được khảo sát)0 Không có chứng chỉ (không được khảo sát)

Thu nhập của người lao động i có thể được thể hiện như sau:( ),1 ,0. 1i i i i iY T Y Y T= + − (1)

Nếu 1=iT cá nhân được khảo sát. 1,ii YY = . Chỉ 1,iY được quan sát. Thu nhập 0,iY của cá nhân (trong trường hợp không được khảo sát) không quan sát được.

Nếu 0iT = cá nhân không được khảo sát, 0,ii YY = . Chỉ 0,iY được quan sát. Thu nhập 1,iY của cá nhân (trong trường hợp được khảo sát) không quan sát được.

0,iY và 1,iY là các kết quả tiềm tàng của khảo sát, nhưng các kết quả này không bao giờ được quan sát đồng thời tại cùng một ngày cho một cá nhân nhất định.

Hiệu ứng nhân quả của chứng chỉ FSLC trên thu nhập là: 0,1, ii YY −=Δ . Đây là hiệu số của kết quả khi được khảo sát và kết quả khi không khảo sát. Hiệu ứng này là không quan sát được, vì chỉ một trong hai biến tiềm tàng là được quan sát cho mỗi cá nhân và nó có tính chất cá nhân, vì vậy tồn tại một phân phối của hiệu ứng nhân quả đối với quần thể.

Ba tham số được nghiên cứu:Hiệu ứng trung bình của giáo dục đối với quần thể người lao động được

đi học:

( )1 0 1TT E Y Y TΔ = − =Hiệu ứng trung bình của giáo dục đối với người lao động không được đi

học:

( )1 0 0TNT E Y Y TΔ = − =Hiệu quả khảo sát trung bình trong quần thể: ( )01 YYEATE −=Δ .


Thiên lệch lựa chọn trong khảo sátNếu các biến kết quả độc lập với biến khảo sát, tức là nếu ( ) TYY ⊥10 , , ba

tham số cần quan tâm có thể nhận biết được và bằng nhau.

( ) ( )1 0TT TNT ATE E Y T E Y TΔ = Δ = Δ = = − = (2)Các tham số này có thể là mức chênh lệch được ước tính của thu nhập

trung bình quan sát được trong nhóm người lao động có FSLC và nhóm của những người lao động không có chứng chỉ này. Nếu giả định độc lập không được thỏa mãn thì chênh lệch về thu nhập trung bình chịu ảnh hưởng của thiên lệch lựa chọn. Thật vậy,

( ) ( ) ( ) ( )( ) ( ) ( ) ( )

1 0

1 0 0 0

1 0 1 0

1 1 1 0TT TT

E Y T E Y T E Y T E Y T

E Y T E Y T E Y T E Y T

B

= − = = = − =

= = − = + = − =

= Δ + (3)

Trong đó:

( ) ( )0 01 0TTB E Y T E Y T= = − = . Số hạng này là thiên lệch lựa chọn.Thiên lệch này có thể bằng không nếu thu nhập bình quân của các cá

nhân được đi học, khi không có khảo sát, bằng một trong các thu nhập bình quân của người không được đi học. Nói cách khác, nếu người lao động được học và không được học là như nhau trước khi khảo sát. Mức độ độc lập hoàn toàn giữa các kết quả tiềm năng (Y0, Y1) và việc có FSLC là một kịch bản không chắc chắn.

Tương hợp trên các đặc điểm quan sát đượcMột cách khác để giải quyết vấn đề độc lập là tìm một tập hợp các biến

quan sát được X mà với các biến này sự độc lập có điều kiện giữa các kết quả tiềm năng và việc có FSLC được xác minh, tức là chúng ta phải tìm X vector sao cho ( ) XTYY ⊥10 , . Điều này sẽ làm cho việc xác định các tham số cần quan tâm trở nên có thể thực hiện.

Mỗi cá nhân được đi học được gắn với một người không được đi học được gọi là phản thực (counterfactual), với các đặc điểm X giống hệt hoặc rất gần. Cá nhân phản thực phản ánh tình trạng của cá nhân được khảo sát trong tình huống giả định là người này không được khảo sát. TTΔ do đó có thể được ước tính bởi sự khác biệt giữa thu nhập trung bình của các nhóm người lao động được đi học và thu nhập trung bình của nhóm phản thực.


Phương pháp tương hợp do Rubin (1977) đề xuất là ghép mỗi người lao động được đi học với một người không được đi học, kí hiệu là ĩ (i), với cùng một đặc điểm quan sát được X. Đối với một số cá nhân được khảo sát, chúng tôi không thể tìm thấy các cá nhân có các đặc điểm giống hệt. Hàm ước lượng do Rubin đề xuất yêu cầu lựa chọn cá nhân không được khảo sát càng gần với các cá nhân đã được khảo sát càng tốt6.

Phương pháp tương hợp điểm xu hướngThuộc tính độc lập có điều kiện thường yêu cầu phải tính đến một số lượng

đáng kể các biến có điều kiện. Vấn đề này được Rosenbaum và Rubin (1983) giải quyết một phần khi cho thấy rằng nếu ( ) XTYY ⊥10 , thì ( ) ( )XPTYY ⊥10 , , trong đó ( )XP là một vector một chiều tổng hợp vector X của các biến quan sát được. Do đó, chỉ cần ghép các cá nhân dựa trên số điểm xu hướng ( )XP . Nhưng một khi điểm số ( )XP được ước tính, nó phải xác minh thuộc tính cân bằng, tức là các cá nhân có cùng số điểm xu hướng phải có sự phân bố tương tự của các biến quan sát được, bất kể tình trạng khảo sát là gì. Chúng tôi sẽ kiểm định thuộc tính cân bằng với các thuật toán do Andrea Ichino và Sascha Becker (2002) phát triển.

Trong số các phương pháp tương hợp được sử dụng, phổ biến hơn là tương hợp một-một với thay thế. Mỗi cá nhân được khảo sát được ghép với một cá nhân không được khảo sát có đặc điểm rất gần với đặc điểm của cá nhân được khảo sát (một cá nhân của nhóm điều khiển có thể được sử dụng nhiều hơn một lần). Sự khác biệt giữa các logarit của thu nhập trung bình theo giờ của hai nhóm (có kích thước bằng nhau) là ước tính hiệu quả của giáo dục đối với những người đã hoàn thành trình độ học vấn này7. Tuy nhiên, thuộc tính tiệm cận (hội tụ và tính chuẩn tắc tiệm cận) của các hàm ước lượng TTΔ chưa được biết.

Đó là lí do tại sao chúng tôi cũng sẽ thực hiện tương hợp hạt nhân Epanechnikov là tương hợp mà Heckman, Ichimura và Todd (1998) đã cho

6 Trên thực tế, sự giống nhau được đo bởi khoảng cách Mahalanobis. Chúng tôi chọn phản thực của i là cá thể i~ sao cho:

( ) 10minarg~

−Σ=−= ji

jTxxii

trong đó Σ là ma trận phương sai-đồng biến của các đặc điểm X trong quần thể các cá nhân được khảo sát.7 Để ước tính thiệt hại của những người không đi học gây ra bởi việc thiếu trình độ học vấn ( TNTΔ ), có thể đảo ngược quy trình bằng cách coi các cá nhân được đi học như là thuộc nhóm kiểm chứng.


thấy sự hội tụ của nó (ở tốc độ N ) và tính chuẩn tắc tiệm cận theo giả định chuẩn tắc (regularity) nhất định. Phương pháp này ghép một cá nhân được đi học với một người không được đi học hư cấu, là một người trung bình. Tất cả các cá nhân không được đi học khá gần với các cá nhân được đi học i tham gia vào việc xây dựng thu nhập phản thực, với giá trị thay đổi tùy thuộc vào khoảng cách giữa điểm số của họ và điểm số của người lao động được đi học i. Phương pháp phản thực được thực hiện với tất cả các cá nhân trong một dải thông (bandwith) h nhất định. Chúng tôi đã kiểm nghiệm độ nhạy của kết quả đối với nhiều giá trị của tham số này.

Các biến có thể quan sát được chịu sự tác động của tương hợp trước hết là các biến liên quan đến người cha của người lao động khi người lao động 15 tuổi. Các biến này là biến thay thế (proxy) cho tình trạng của người lao động trước khi khảo sát. Đó là về tình trạng nghề nghiệp xã hội của người cha (quan chức cao cấp, nhân viên, làm việc độc lập được chọn làm tham chiếu (Independent in reference)), khu vực hoạt động của người cha (biến giả có giá trị là 1 nếu cha làm việc trong khu vực tư nhân chính thức, 0 trong các khu vực khác), ngành hoạt động của cha (Thương mại/Công nghiệp, Dịch vụ Nông nghiệp/Thuỷ sản/chăn nuôi được chọn làm tham chiếu) và trình độ giáo dục (Trung học và cao hơn; Tiểu học; Không đi học được chọn làm tham chiếu). Mặt khác, các đặc điểm cá nhân bên ngoài hoặc độc lập với tình hình hiện tại sẽ được đưa vào trong mô hình. Các biến này là: tuổi (và tuổi bình phương), giới tính, tôn giáo (Thiên chúa giáo, Hồi giáo, Tôn giáo khác/Không tôn giáo được chọn làm tham chiếu) và nơi sinh (Thủ phủ của tỉnh; Trung tâm của khu/phân khu, làng được chọn làm tham chiếu). Nhưng cuối cùng, chúng tôi sẽ chỉ giữ lại những biến cho phép xác định điểm số xác minh thuộc tính cân bằng.

Mô hình lựa chọn biến không quan sát đượcCác phương pháp tương hợp dựa trên giả định rằng mọi yếu tố phân biệt

các cá nhân được đi học với các cá nhân không được đi học là quan sát được. Tuy nhiên, các biến không quan sát được (hoặc không có sẵn trong cơ sở dữ liệu các biến) có thể ảnh hưởng đến cả khả năng có FSLC và mức thu nhập. Vì vậy, chúng tôi sẽ sử dụng mô hình lựa chọn trên biến không quan sát được,


là một giải pháp thay thế để giải quyết các vấn đề lựa chọn. Mô hình này có lợi là có thể đồng thời lập mô hình cho thu nhập tiềm năng và cho khả năng có FSLC. Chúng tôi đã thực hiện các mô hình lựa chọn sau đây8:

(4)

'

'1 if 00

i i i i

i i i

i

Y Z T u

T X eT otherwise

β

γ

⎧ = + Δ +⎪

⎧ = + >⎨⎪⎨⎪ =⎪⎩⎩

iu và ie theo một nhị biến (bivariate) với giá trị trung bình bằng không và hệ số tương quan ρ.

Chúng tôi sẽ ước tính phương trình (4) theo hai bước. Đầu tiên chúng tôi sẽ ước tính mô hình probit để có giá trị của tỉ lệ nghịch đảo Mills (Lambda), sau đó, biến này được dùng làm biến độc lập trong phương trình thu nhập trong giai đoạn thứ hai.

Yếu tố quyết định phân bổ khu vực và Kiểm định lựa chọn tại điểm gia nhập khu vực phi chính thức

Thị trường lao động ở các nước đang phát triển có tính phân khúc, mỗi thị trường có đặc trưng riêng liên quan đến mức độ nhu cầu, chất lượng công việc, cơ cấu và mức độ của tiền lương (Adams (1991); Schultz (2004)). Các phân khúc thị trường lao động ở Cameroon có thể được xác định bởi bốn lĩnh vực: khu vực công, khu vực tư nhân chính thức, khu vực phi nông nghiệp và khu vực nông nghiệp. Một người trong độ tuổi làm việc có thể thuộc một trong sáu trường hợp sau đây:

0 = không hoạt động; 1 = hoạt động và bị thất nghiệp, 2 = làm việc trong khu vực công; 3 = làm việc trong khu vực tư nhân chính thức, 4 = làm việc trong khu vực phi nông nghiệp phi chính thức, 5 = làm việc trong khu vực nông nghiệp chính thức.

Các yếu tố quyết định “sự lựa chọn” có thể được ước tính bằng cách sử dụng một mô hình logit đa thức (multinomial logistic model). L là biến về tình trạng của một người trong độ tuổi lao động (i). Tiện ích của việc thuộc về khu vực thể chế j được kí hiệu là jiU jU và được giả định là tuyến tính trong iQ là một

8 Xem Heckman (1979).


vector của các đặc tính quan sát được của cá nhân i

ijijjij QU εφ += ' (5) Xác suất cá nhân thuộc về khu vực 0j là xác suất mà tiện ích

0ijU thu được từ việc thuộc về phân khúc 0j cao hơn mức tiện ích mà người nay sẽ đạt được trong khu vực j khác, với 0jj ≠ .

( ) [ ]( )( ) ( ) [ ]( )

0

0 0

0 0 0

0 0 0

0,...,5 : , , 0;5

0,...,5 : ' ' , , 0;5

ij ij

j j i ij ij

j P L j P U U j j j

j P L j P Q j j jφ φ ν ν

∀ = = = > ≠ ∈

∀ = = = − > − ≠ ∈ (6)

Giả sử sai số jε độc lập và có phân phối giống nhau theo phân phối Weibull, thì sự khác biệt số dư có phân phối logit và khả năng làm việc tại khu vực 0j được biểu hiện như sau:

( ) ( )0

5

00

exp '. '.i j i j ij

P L j Q Qφ φ=

= = ∑ (7)

Để mô hình được xác định, 0φ được giả định bằng không.Hiệu ứng của một biến q đối với xác suất thuộc về phân khúc j bất kỳ

được biểu hiện bởi tỉ lệ chênh lệch (odd ratios, OR).Đối với một biến giả: ( ) ( ) ( ), 1 0OR q j P L j q P L j q= = = = =Đối với một biến liên tục: ( ),OR q j = ( ) ( )nqjTPnqjTP ==+== 1Người lao động được trả lương của khu vực phi chính thức không được

chọn một cách ngẫu nhiên trong quần thể những người trong độ tuổi làm việc. Vì vậy bó buộc của phương trình thu nhập áp đặt lên những người lao động này có khả năng bị làm cho thiên lệch bởi lựa chọn ở điểm gia nhập khu vực phi chính thức. Trong trường hợp biến lựa chọn có một số trạng thái, mô hình của Lee (1983)9 là phần mở rộng của phương pháp Heckman giúp ước tính các phương trình thu nhập đồng thời kiểm định giả thuyết về sự lựa chọn tại điểm gia nhập các phân khúc thị trường lao động.

Việc thực hiện các mô hình này sẽ không xem xét thiên lệch nội sinh khảo sát (treatment endogeneity bias) gây ra bởi các biến không quan sát được. Không dễ để đồng thời kiểm soát cả nội sinh khảo sát và lựa chọn tham gia khu vực thể chế của thị trường lao động. Ngoài ra, trạng thái không hoạt động và trạng thái thất nghiệp có hoạt động sẽ được gộp lại

9 Mô hình này không gây ra khó khăn kể cả khi Giả định IIA (Tính độc lập của các Biến thay thế Không phù hợp-Independence of Irrelevant Alternatives) không được kiểm định.


(grouped together). Hơn nữa, cũng cần coi người lao động không được trả lương (chủ yếu là giúp việc gia đình và người học nghề) là người không hoạt động hoặc thất nghiệp, vì họ không nằm trong ước tính phương trình thu nhập (trên thực tế, biến phụ thuộc là logarit của thu nhập theo giờ của việc làm chính)10.

Như vậy, trong mô hình logit đa thức ở giai đoạn đầu tiên, chúng ta có năm trạng thái sau đây:

0 = không được trả lương (không hoạt động, người lao động thất nghiệp và không được trả lương); 1 = nhân công được trả lương trong khu vực công; 2 = nhân công được trả lương trong khu vực tư nhân chính thức; 3 = nhân công được trả lương trong khu vực tư nhân và nhân công được trả lương phi nông nghiệp và 4 = nhân công được trả lương trong khu vực nông nghiệp tư nhân phi chính thức.

Phương trình thu nhập được viết như sau:' j=1,2,3,4ij j j i j i ijY Z T uα β= + + Δ + (8)

ijY chỉ xảy ra khi khu vực j được lựa chọn bởi cá nhân i.Tuy nhiên, có thiên lệch vì số dư iju có tương quan với số dư ( jε ) của

phương trình phân bổ khu vực. Do đó, chúng tôi sẽ ước tính phương trình sau đây:

' j=1,2,3,4ij j j i j i ij ijY Z Tα β λ κ= + + Δ + + (9)

jλ điều chỉnh thiên lệch chọn lựa được tạo ra do việc thuộc về một khu vực nào đó có thể do tác động của các biến không quan sát được. Trong phương trình (9), số dư jκ từ nay độc lập với sai số jε của phương trình phân bổ khu vực. Chúng tôi đã thực hiện phương trình này với chương trình Stata của Bourguignon và những người khác (2004)11.

Trong hồi quy, chúng tôi sẽ sử dụng các kĩ thuật phân tích dữ liệu thăm dò (exploratory data analysis - EDA) để có được kết quả ổn định, không nhạy cảm với những ngoại lai (outliers) có thể làm thiên lệch ước tính. (Tukey (1997); Bienias và những người khác, (1994)).

10 Xem Kuepie và những người khác (2008).11 Chương trình này có thể truy cập tại: http://www.pse.ens.fr/senior/gurgand/selmlog13.htm



Adams, J. (1991), “The Rural Labour Market in Zimbabwe”, Development and Change, 22 (2), pp. 297-320.

Altonji, J. et T. Dunn (1996), “Using Siblings to Estimate the Effect of Schooling Quality on Wages”, Review of Economics and Statistics, 78, pp. 665-671.

Behrman, J.-R. et N. Stacey Eds (1997), The Social Benefits of Education, University of Michigan Press, Ann Arbor.

Bennell, P. (1996), “Rates of Return on Education: Does the Conventional Pattern Prevail in Sub-Saharan Africa?”, World Development, 24 (1), pp. 183-199.

Bienias, J., D. Lassman, S. Scheleur et H. Hogan (1994), “Improving Outlier Detection in Two Established Surveys," American Statistical Association.

Blundell, R., L. Dearden et B. Sianesi (2001), “Estimating the Returns to Education: Models, Methods and Results”, Economic Journal, CEE, London School of Economics, Londres.

Bourguignon, F., M. Fournier et M. Gurgand (2004), “Selection Bias Corrections Based on the Multinomial Logit Model: Monte-Carlo Comparisons”, DELTA Working Paper.

Crépon, B. (2005), “Econométrie Linéaire”, INSEE Franc (http://www.ensae.fr/paristech/SE2C2/Cours_2005_06.pdf).

El Aynaoui, J.P. (1998), Participation, choix occupationnel et gains sur un marché du travail segmenté: une analyse appliquée au cas du Maroc, Centre d’économie du développement Université Montesquieu-Bordeaux IV.

Hausman, J. et D. Mcfadden (1984), “Specification Tests for the Multinomial Logit Model”, Econometrica, Vol. 52, n°5.

Heckman, J. (1979), “Sample Selection Bias as a Specification Error”, Econometrica, Vol. 47, N°1, p. 153.

Heckman J., H. Ichimura et P. Todd (1998), “Matching as an Econometric Evaluation Estimator”, Review of Economic Studies 65, pp. 261-294.

Ichino, A. et S. Becker (2002), “Estimation of Average Treatment Effects Based on Propensity Score”, Laboratorio R. Revelli, Centre for Employment Studies, Moncalieri.

INS (2005a), “Phase 1: enquête emploi”, Enquête sur l’emploi et le secteur informel, Yaoundé.


INS (2005b), “Document de méthodologie”, Enquête sur l’emploi et le secteur informel, Yaoundé.

INS (2002), “Conditions de vie des populations et profil de pauvreté au Cameroun en 2001”, Deuxième enquête camerounaise auprès des ménages, Yaoundé.

Kuepie, M., C. Nordman et F. Roubaud (2009), “Education and Earnings in Urban West Africa”, Journal of Comparative Economics, 37(2009), pp. 491-515.

LEE, L.-F. (1983), “Generalized Econometric Models with Selectivity”, Econometrica, 51(2), pp. 507-512.

Mincer, J. (1962), “On-the-job Training: Costs, Returns and Some Implications”, Journal of Political Economy, Supplement 1962, Vol. 70.

République Du Cameroun (2009), Document de stratégie pour la croissance l’emploi (DSCE), Yaoundé.

République Du Cameroun (2003), Document de stratégie de réduction de la pauvreté (DSRP), Yaoundé.

Rosenbaum, P. et D. B. Rubin (1983), “Constructing a Control Group Using Multivariate Matched Sampling Methods that Incorporate the Propensity Score”,The American Statistician, 39 (1), pp. 33–38.

Rubin, D.B. (1977), “Estimating Causal Effects of Treatments in Randomized and Nonrandomized Studies”, Journal of Educational Psychology 66 (5), pp. 688–701.

Schultz, T. P. (2004), “Evidence of Returns to Schooling in Africa from Household Surveys: Monitoring and Restructuring the Market for Education”, Journal of African Economies, 13, AERC Supplement, pp. ii95-ii148.

Sianesi, B. (2002), “Estimating the Returns to Education”, IFAU-Institute For Labor Market Policy Evaluation.

Tukey, J. W. (1977), EDA: Exploratory Data Analysis, Addison-Wesley, MA.


2.3

VẤN ĐỀ THAM NHŨNG LIỆU CÓ TÁC ĐỘNG TỚI KHU VỰC KINH TẾ PHI CHÍNH THỨC Ở

KHU VỰC TÂY PHI?

Emmanuelle Lavallée, François Roubaud

Giới thiệu

Tại khu vực Cận Sahara của châu Phi (SSA), khu vực kinh tế phi chính thức chiếm tỉ trọng rất lớn trong nền kinh tế (việc làm, thành lập công ty mới và sản xuất). Mặc dù việc đo lường có những khó khăn nhưng kết quả đạt được đã có một sự đồng thuận lớn. Quy mô của khu vực này được ước tính trung bình khoảng hơn 40% GDP của châu Phi năm 2000 (Schneider, 2007). Theo Tổ chức Lao động Quốc tế (ILO), tỉ trọng việc làm tại khu vực phi chính thức dao động từ gần 20% ở Botswana đến trên 90% ở Mali (ILO, 2002). Một đặc điểm nổi bật của SSA là tỉ lệ tham nhũng cao - một vấn đề lớn tại các nước SSA (TI, 2009). Chỉ số về cảm nhận mức độ tham nhũng của Tổ chức Minh bạch Quốc tế (TI) năm 2009 cho thấy tham nhũng là tràn lan tại khu vực này. Gần 70% các nước SSA được xếp hạng ở mức dưới 3 điểm (trên thang điểm từ 1 đến 10). Trong khi đó, tỉ lệ này là khoảng 33% ở châu Mỹ, 43% trong khu vực Châu Á - Thái Bình Dương và 55% ở Đông Âu và Trung Á. Phong vũ biểu tham nhũng toàn cầu, thống kê nạn tham nhũng quy mô nhỏ tại hơn 60 quốc gia trên thế giới, cho thấy 45% công dân châu Phi đã phải trả tiền hối lộ trong năm 2007 để có được dịch vụ công, một tỉ lệ cao hơn nhiều so với các khu vực khác (trung bình khoảng 10%; TI, 2007).


Các quy định nặng nề, nạn quan liêu, thuế cao thường được coi là những nguyên nhân chính tạo nên khu vực phi chính thức lớn ở các nước đang phát triển (de Soto, 1989; Djankov, 2008). Theo hiểu biết của chúng tôi, các rào cản thể chế đặc thù đối với các doanh nghiệp phi chính thức ở các nước đang phát triển chưa được tìm hiểu kĩ. Thật vậy, hầu hết các nghiên cứu thực nghiệm về các rào cản thể chế được thực hiện tại các công ty có đăng kí kinh doanh và vì vậy bỏ qua một khu vực lớn của nền kinh tế ở các nước nơi mà hoạt động doanh nghiệp trong khu vực phi chính thức là một hiện tượng phổ biến. Nói cách khác, có ít thông tin về việc các doanh nghiệp phi chính thức sử dụng hàng hoá, dịch vụ công và chi trả cho các hàng hóa và dịch vụ này, hoặc về mức độ của tham nhũng và hậu quả của nó trong nền kinh tế phi chính thức.

Bài viết này dự định lấp khoảng trống thông tin này bằng cách sử dụng một tập hợp dữ liệu duy nhất, được gọi là các cuộc điều tra 1-2-3, tiến hành tại bảy trung tâm kinh tế lớn của Liên minh kinh tế và tiền tệ Tây Phi (WAEMU) vào đầu những năm 2000. Cuộc khảo sát kết hợp một cuộc điều tra lực lượng lao động (giai đoạn 1), một cuộc khảo sát chi tiết về hoạt động doanh nghiệp thuộc khu vực kinh tế phi chính thức (không đăng kí) (giai đoạn 2) và khảo sát chi phí (giai đoạn 3). Chính xác hơn, chúng tôi sử dụng giai đoạn 2 với các cuộc điều tra phỏng vấn người đứng đầu các cơ sở sản xuất thuộc khu vực kinh tế phi chính thức1 (IPU) và nhằm mục đích đánh giá các đặc điểm chính về kinh tế và hiệu quả kinh doanh (sản xuất, giá trị gia tăng, đầu tư, tài chính), khó khăn của họ (bao gồm cả tham nhũng) và nhu cầu được chính phủ hỗ trợ. Cần nêu rõ rằng, vì dữ liệu giai đoạn 2 chỉ liên quan tới các cơ sở thuộc khu vực kinh tế phi chính thức nên chúng tôi sẽ không thể đánh giá tác động của các rào cản thể chế đối với quyết định của các cơ sở liên quan đến hoạt động trong khu vực phi chính thức.

Trước tiên, sẽ phân tích sự tương tác giữa các cơ sở phi chính thức và Nhà nước. Chính xác hơn, sẽ xem xét cách thức họ (đã) sử dụng các dịch vụ công và các chi phí phải trả cho các dịch vụ này (chi phí nước, năng lượng, điện, thanh toán viễn thông, thuế). Vì nhu cầu cần dùng các dịch vụ công làm tăng “tiếp xúc” với các quan chức, chúng tôi sẽ tập trung vào vấn đề tham

1 Một IPU được định nghĩa là một cơ sở sản xuất không có mã số thuế và không có sổ sách kế toán chính thức.


nhũng. Sau đó sẽ khám phá những nguyên nhân và hậu quả của tham nhũng trong khu vực phi chính thức, vì nhiều mục đích. Thứ nhất, có cần phân tích sự khác biệt với khu vực chính thức này hay không? Thứ hai, chúng tôi nghĩ rằng dữ liệu của mình đặc biệt thích hợp để làm như vậy. Hầu hết các nghiên cứu thực nghiệm hiện có về tham nhũng hoặc sử dụng dữ liệu ở cấp toàn quốc (do đó bỏ qua tính không đồng nhất trong các hành vi và tiếp xúc với tham nhũng của các doanh nghiệp trong nước) hoặc các dữ liệu của duy nhất một quốc gia, khiến cho việc phân tích các khác biệt văn hóa về các chuẩn mức và giá trị liên quan đến tham nhũng trở nên khó khăn. Các cuộc điều tra 1-2-3 cho phép thực hiện cả hai việc, phân biệt được sự khác biệt trong một nước và giữa các nước trong SSA. Hơn nữa trong giai đoạn 2, câu hỏi về tham nhũng liên quan tới trải nghiệm tham nhũng chứ không phải là tới cảm nhận về tham nhũng. Vì thế dữ liệu của chúng tôi tránh sự sai lệch thường hay gặp phải trong nhiều cuộc điều tra nhận thức được sử dụng rộng rãi trong các tài liệu nghiên cứu (Razafindrakoto và Roubaud, 2010).

Bài viết được cấu trúc như sau: Phần 1 tóm tắt tổng quan các tài liệu nói về nguyên nhân và hậu quả của tham nhũng, tập trung vào các doanh nghiệp. Phần 2 mô tả dữ liệu của chúng tôi. Phần 3 cung cấp thống kê mô tả phạm vi và đặc điểm của khu vực phi chính thức tại các thủ đô của WAEMU và mối quan hệ của khu vực này với các cơ quan nhà nước. Phần 4 phân tích những yếu tố tác động đến những chi phí phi chính thức trong khu vực phi chính thức. Chúng tôi nghiên cứu những tác động của tham nhũng đối với hiệu quả hoạt động kinh doanh của IPU trong phần 5. Kết luận được nêu trong phần 6.

1. Tổng quan sơ lược về doanh nghiệp và tham nhũng

Hiện nay, mặc dù tham nhũng được nhìn nhận như là mối đe dọa đối với phát triển kinh tế, cơ chế vận hành cơ bản của nó vẫn còn chưa được xác định. Nếu như nghiên cứu lí thuyết cho phép hiểu biết tình huống tham nhũng cụ thể (hợp đồng mua sắm công, v.v...), nghiên cứu thực nghiệm lại không đầy đủ. Trừ một số ngoại lệ, tài liệu viết về nguyên nhân của tham nhũng tập trung chủ yếu vào các yếu tố tác động ở một quốc gia nhưng lại sử dụng cơ sở dữ liệu xuyên quốc gia. Theo những nghiên cứu cho đến nay, các


đặc tính liên quan đến tham nhũng ở mức độ thấp nhất bao gồm: i) hệ thống pháp luật dựa trên án lệ (common law), truyền thống Tin Lành và cách cai trị thuộc địa của Anh (Treisman, 2000), ii) phân cấp quản lí tài chính (Fisman và Gatti, 2002), iii) lương công chức tương đối cao (Rijckeghem và Weder, 2001) và iv) sự thiếu vắng của một chính sách công nghiệp (Ades và Di Tella, 1997). Nhưng hầu hết các nghiên cứu này gặp trở ngại bởi vấn đề phương pháp luận và không hướng dẫn rõ ràng cho việc xây dựng chính sách. Một trường phái khác nghiên cứu những yếu tố quyết định tới tham nhũng ở cấp độ cá nhân. Nhờ sự sẵn có ngày càng nhiều của dữ liệu ở cấp vi mô về tham nhũng mà chúng ta hiểu được đặc điểm của cá nhân hay của công ty liên quan tới xác suất các cá nhân hay công ty trở thành nạn nhân của tham nhũng hoặc có xu hướng chấp nhận tham nhũng (Swamy, Knack và Azfar 2001; Hunt, 2004, 2006; Lavallée, 2007; Lavallée, Razafindrakoto và Roubaud, 2010; Svensson, 2003).

Tuy nhiên, dữ liệu cấp vi mô liên quan tới các yếu tố quyết định việc hối lộ của các công ty là khá hiếm, đặc biệt là ở châu Phi, mặc dù thực tế cho thấy rằng tham nhũng đang lan rộng trong khu vực này. Theo chúng tôi được biết, ngoại lệ duy nhất là nghiên cứu của Svensson (2003) phân tích tỉ lệ và quy mô tham nhũng tại 250 công ty chính thức của Uganda. Liên quan đến hối lộ, Svensson cho thấy các công ty sử dụng dịch vụ công, các công ty tham gia vào hoạt động thương mại và các công ty phải trả nhiều loại thuế sẽ phải đối mặt với việc hối lộ với xác suất cao hơn. Lợi nhuận và quy mô của công ty không có tác động đáng kể đối với xác suất phải hối lộ. Kết luận cơ bản như sau: công ty càng có khả năng hối lộ nhiều thì lợi nhuận hiện tại và kì vọng càng cao.

Tham nhũng thường được coi là có hại cho cả tăng trưởng kinh tế và thành quả phát triển ở cấp vĩ mô (Mauro, 1995; Méon và Sekkat, 2005). Các kết luận này tương phản rõ rệt với một loạt các nghiên cứu trước đây trong lĩnh vực khoa học chính trị và kinh tế về tham nhũng. Thuyết “Chất bôi trơn” cho rằng hối lộ là một cách hiệu quả để làm giảm quan liêu trong một môi trường trì trệ bởi gánh nặng quan liêu nặng nề và cách làm việc chậm chạp của các cơ quan nhà nước (Leff, 1964, Huntington, S. 1968). Các giả định chính của lí thuyết “bôi trơn hiệu quả” cho rằng tham nhũng có khả năng khiến bộ máy quan liêu làm việc nhanh hơn có thể bị bác bỏ. Ví dụ,


Myrdal (1968) lập luận rằng các công chức tham nhũng có thể cố tình gây ra sự chậm trễ (vốn dĩ không xảy ra) chỉ để tạo cơ hội ăn hối lộ. Vì vậy, thay vì nâng cao hiệu quả, tham nhũng có thể tạo ra sự méo mó và làm tăng chi phí. Trong khi câu hỏi này vẫn còn là một cuộc tranh luận nóng hổi trong các nhóm nghiên cứu kinh tế vĩ mô (Méon và Weill, 2010). Theo hiểu biết của chúng tôi, rất ít nghiên cứu phân tích tác động của tham nhũng ở cấp độ công ty.

Gần đây, Fisman và Svensson (2007) nghiên cứu các mối quan hệ giữa các khoản hối lộ và sự tăng trưởng của các công ty bằng cách sử dụng cùng một dữ liệu của Svensson (2003)2 liên quan đến các công ty của Uganda, đa phần là các công ty chính thức. Họ nhận thấy chi tiền cho hối lộ có tác động tiêu cực đến tăng trưởng của công ty và có tác động tiêu cực nhiều hơn so với thuế. Một điểm phần trăm tăng trong tỉ lệ hối lộ có liên quan với việc giảm ba điểm phần trăm tăng trưởng, tác động lớn hơn khoảng ba lần so với thuế.

Sử dụng dữ liệu đa chiều (panel data) của các công ty sản xuất của Indonesia dưới thời Suharto, Vial và Hanoteau3 (2010) cho thấy một mối quan hệ tích cực giữa tham nhũng, sản lượng công ty và năng suất lao động. Chính xác hơn, bằng cách sử dụng ước tính dữ liệu đa chiều cấp công ty và bằng cách kiểm soát mức độ nội sinh tiềm tàng của hối lộ thông qua giá trị trung bình của ngành - vị trí và một biến thay thế (proxy) cho chất lượng cơ sở hạ tầng, họ thấy rằng những doanh nghiệp có tỉ lệ hối lộ trên giá trị gia tăng cao thường có sản lượng và tăng trưởng năng suất cao hơn đáng kể. Tác động của tỉ lệ các loại thuế gián tiếp trên giá trị gia tăng, một biến thay thế cho tham nhũng, cũng có phạm vi và tầm quan trọng tương tự đối với tăng trưởng năng suất lao động, nhưng ít hơn đáng kể về phạm vi của nó đối với tăng trưởng sản lượng. Kết quả nghiên cứu của họ ủng hộ giả thuyết bôi trơn hiệu quả, từ quan điểm của doanh nghiệp các công ty Indonesia trả

2 Dữ liệu của Fisman và Svensson xuất phát từ một cuộc khảo sát công nghiệp, ngụ ý rằng các công ty có thể đăng kí với cơ quan thuế.3 Vial và Hanoteau (2010) sử dụng tập dữ liệu cấp độ nhà máy, Statistik Industri, cung cấp kết quả điều tra dân số của tất cả các nhà máy sản xuất của Indonesia có quy mô từ 20 nhân viên trở lên trong giai đoạn 1975-1995. Kết quả thu được từ một cuộc khảo sát hàng năm được tiến hành bởi Văn phòng Thống kê, công chức Indonesia (BPS).


tiền hối lộ có thể ít gặp rắc rối về quan liêu và các rào cản đối với hoạt động kinh doanh.

2. Mô tả dữ liệu

2.1 Điều tra 1-2-3Dữ liệu được lấy từ một loạt các cuộc điều tra ban đầu tại các hộ gia đình

sinh sống ở khu vực đô thị ở Tây Phi và các cuộc điều tra 1-2-3 tiến hành ở bảy thành phố lớn thuộc khu vực WAEMU (Abidjan, Bamako, Cotonou, Dakar, Lome, Niamey và Ouagadougou) 2001-20024. Các cuộc điều tra này được thực hiện bởi Viện Quốc gia Thống kê (NSIS) của các nước này, AFRISTAT và DIAL thuộc về Dự án PARSTAT5.

Điều tra 1-2-3 gồm ba giai đoạn. Giai đoạn đầu tiên là cuộc điều tra về lực lượng lao động (LFS) liên quan đến thất nghiệp, việc làm và điều kiện làm việc của hộ gia đình, cá nhân. Nó cho phép thu thập và phân tích các hoạt động của thị trường lao động và được sử dụng như một bộ lọc cho giai đoạn thứ hai khi một mẫu đại diện của một cơ sở sản xuất phi chính thức (IPU) được khảo sát.

Trong giai đoạn thứ hai, một mẫu của những người đứng đầu IPU đã được xác định trong giai đoạn đầu tiên sẽ được phỏng vấn. Mục đích của phỏng vấn là xác định các đặc tính chủ yếu về kinh tế và năng suất của các cơ sở sản xuất (sản xuất, giá trị gia tăng, đầu tư, tài chính), những khó khăn chính gặp phải trong việc phát triển hoạt động kinh doanh và nhu cầu nhận hỗ trợ từ phía chính phủ của các cơ sở phi chính thức.

Trong giai đoạn thứ ba, một mẫu nhỏ của hộ gia đình được lựa chọn từ giai đoạn 1 để tiến hành một cuộc khảo sát riêng về thu nhập/chi tiêu nhằm ước tính quy mô của các khu vực chính thức và phi chính thức trong tiêu dùng của hộ gia đình, theo các sản phẩm và loại hộ gia đình. Giai đoạn 3 cũng cho phép ước tính mức sống hộ gia đình và mức độ nghèo tiền tệ, dựa trên thu nhập hoặc chi phí.

4 Các cuộc điều tra được thực hiện trong năm 2001 tại Cotonou, Ouagadougou, Bamako và Lome, và trong năm 2002 tại Abidjan, Dakar và Niamey.5 Chương trình Hỗ trợ thống kê khu vực để theo dõi đa phương do Ủy ban WAEMU tài trợ.


Phần sau đây mô tả ngắn gọn về phương pháp lấy mẫu và nội dung của các câu hỏi. Đối với các LFS (Giai đoạn 1), kế hoạch lấy mẫu sử dụng các kĩ thuật lấy mẫu cổ điển theo phạm vi địa lí gồm hai giai đoạn. Phân tầng cấp một và/hoặc cấp hai được tiến hành khi có thể. Các đơn vị lấy mẫu cấp một là đơn vị diện tích nhỏ: khu vực thống kê, khu vực thống kê dân số, các địa bàn thống kê, tùy thuộc vào từng nước. Trung bình mỗi đơn vị thống kê khu vực có 200 hộ gia đình. Nói chung, một danh sách đầy đủ của các đơn vị này đã có sẵn từ cuộc tổng điều tra dân số mới nhất. Dựa trên sự phân tầng của các đơn vị ở cấp độ một theo các chỉ tiêu kinh tế - xã hội, 125 đơn vị cấp độ một đã được lấy mẫu với xác suất tỉ lệ thuận với kích thước của chúng. Các hộ gia đình trong các đơn vị cấp một đã được lựa chọn được liệt kê đầy đủ. Dựa trên sự phân tầng của các đơn vị cấp độ hai, mỗi khi có thể, mẫu được lấy ngẫu nhiên một cách có hệ thống cho một mẫu khoảng 20 hộ gia đình với xác suất bằng nhau trong mỗi đơn vị cấp độ một (Brilleau và những người khác, 2005).

Đối với giai đoạn 2, các IPU được phân tầng, sử dụng các thông tin thu thập được ở giai đoạn 1. 20 tầng được xác định theo tiêu chí ngành công nghiệp (10 ngành công nghiệp) và tình trạng của người đứng đầu các IPU (người sử dụng lao động và/hoặc người lao động tự do). Xác suất không giống nhau trong mỗi tầng đã được xác định theo số lượng IPU trong mẫu điều tra lực lượng lao động (LFS) và theo tiềm năng kinh tế của mỗi lớp về các chính sách phát triển.

2.2 Đo lường tham nhũngNgoài ra việc sử dụng một cuộc khảo sát đại diện đối với các cơ sở phi

chính thức tại nhiều quốc gia, điểm độc đáo trong nghiên cứu này so với các nghiên cứu khác trong lĩnh vực liên quan đến các phương pháp đo lường tham nhũng.

Câu hỏi đặt ra cho mỗi người được khảo sát là có bị ảnh hưởng bởi tham nhũng trong năm trước thời điểm cuộc điều tra hay không và nếu có thì tham nhũng diễn ra vào những dịp nào (loại giao dịch và dịch vụ liên quan) và tổng số tiền đã chi cho tham nhũng trong năm đó. Chính xác hơn, cuộc điều tra đặt các câu hỏi sau đây: “Trong năm qua, để tiến hành các hoạt động kinh doanh, bạn có gặp rắc rối gì với quan chức không?”, “Khi gặp vấn đề


bạn đã xử lí như thế nào: thanh toán tiền phạt, trao một “món quà”, hoặc bằng cách khác?”; “Trong năm qua, doanh nghiệp của bạn phải trả bao nhiêu tiền cho các quan chức chính phủ dưới các hình thức “quà tặng” hoặc “tiền phạt”?”6.

Sau đó chúng tôi đo lường trải nghiệm với một trong các hình thức tham nhũng: tham nhũng hành chính nhỏ, diễn ra khi người dân tiếp xúc với chính quyền. Về điểm này, nghiên cứu của chúng tôi khác với nghiên cứu của Vial và Hanoteau (2010) do tập trung nghiên cứu tham nhũng quy mô lớn và dưới hình thức “hối lộ các quan chức cao cấp nhằm giành được ưu ái của chính quyền” (Vial và Hannoteau, ibid, tr.995).

Điểm khác biệt so với các nghiên cứu khác là chúng tôi tập trung vào trải nghiệm tham nhũng. Thật vậy, câu hỏi về tham nhũng nói chung là câu hỏi gián tiếp và thực chất là hỏi cảm nhận về tham nhũng nhiều hơn là trải nghiệm tham nhũng một cách trực tiếp. Ví dụ, trong cuộc điều tra doanh nghiệp Uganda do Svensson (2003) tiến hành, các câu hỏi chủ yếu về trả tiền hối lộ như sau: “Nhiều doanh nhân đã nói với chúng tôi rằng các công ty thường phải trả tiền cho các quan chức một cách phi chính thức để xử lí các vấn đề hải quan, thuế, giấy phép, quy định, dịch vụ... Bạn có thể ước tính một công ty trong mảng kinh doanh của bạn và với quy mô và đặc điểm tương tự thường trả bao nhiêu tiền mỗi năm?”. Tuy nhiên, Razafindrakoto và Roubaud (2010) cho thấy số đo tham nhũng dựa trên nhận thức không cho biết mức độ thực sự của tham nhũng và đánh giá quá cao một cách có hệ thống mức độ thường xuyên của tham nhũng7.

Cuối cùng, chúng tôi có tính đến thực tế rằng có một số lượng nhất định doanh nghiệp không gặp rắc rối với các quan chức. Khía cạnh này đặc

6 Lưu ý rằng các biện pháp đặc biệt được áp dụng nhằm đảm bảo chất lượng của thông tin thu thập được (đào tạo những người đi phỏng vấn, xây dựng một mối quan hệ tin tưởng với người được phỏng vấn, cam kết bảo mật, dịch câu hỏi sang các ngôn ngữ địa phương, định nghĩa nhất quán thuật ngữ “tham nhũng”, v.v…). Mặc dù đã thực hiện tất cả các biện pháp đảm bảo chất lượng thu thập dữ liệu, không thể loại trừ hoàn toàn khả năng thiên vị trong quá trình trả lời phỏng vấn. Một số cá nhân có thể miễn cưỡng hoặc “sợ hãi” bày tỏ trải nghiệm thực tế của họ và đây thường là nguyên nhân dẫn đến sai lệch, ảnh hưởng đến độ tin cậy của dữ liệu.7 Điều này có thể giải thích một phần sự khác biệt lớn về tỉ lệ tham nhũng giữa nghiên cứu của Svensson và nghiên cứu này. Trong nghiên cứu của Svensson, 81% doanh nghiệp cho biết họ đã phải trả tiền hối lộ, trong khi nghiên cứu này cho thấy chỉ có 4,2% đã trả hối lộ (Xem bài viết 4.2 của ấn phẩm để biết thêm chi tiết).


biệt quan trọng vì tùy vào giao dịch cụ thể mà có sự khác nhau về mức độ thường xuyên của các tương tác với chính quyền và một số doanh nghiệp có thể cố tránh xa các quan chức bởi vì họ ngại phải đối mặt với tham nhũng. Điều này có nghĩa là không kiểm soát tham số tiếp xúc thực tế với các quan chức có thể dẫn đến việc đánh giá thấp các nguy cơ thực sự của tham nhũng.

3. Quan hệ giữa các cơ sở kinh doanh thuộc khu vực kinh tế phi chính thức với Nhà nước và tham nhũng: Phân tích mô tả

Ba phần dưới đây trình bày các đặc điểm chung của khu vực phi chính thức tại các thành phố thuộc khu vực WAEMU và một số kết luận ban đầu có thể được rút ra từ các cuộc điều tra liên quan đến các mối quan hệ giữa các khu vực kinh tế phi chính thức và Nhà nước. Các phần này sử dụng rộng rãi các kết quả chính của cuộc khảo sát giai đoạn 2 do Brilleau và những người khác (2005) thực hiện.

3.1 Quy mô và đặc điểm của khu vực kinh tế phi chính thức tại các thành phố thuộc khu vực WAEMU

Trong các cuộc điều tra 1-2-3, các tiêu chí được sử dụng để xác định các IPU là các cơ sở không có đăng kí kinh doanh và/hoặc không có sổ sách kế toán. Danh mục đăng kí kinh doanh cho thấy phần lớn các IPU có ba loại hình hoạt động chính, trong đó thương mại chiếm tỉ trọng lớn nhất với 46%, 28% trong sản xuất (bao gồm cả xây dựng) và 26% trong dịch vụ (Xem Bảng 1 dưới đây). Tỉ trọng lớn của thương mại được ghi nhận tại gần như hầu hết các thành phố. Tỉ trọng của thương mại là 40% ở Abidjan và 52% ở Bamako. Tuy nhiên, tỉ trọng của các lĩnh vực khác thay đổi đáng kể giữa các thành phố. Ví dụ, lĩnh vực sản xuất chiếm 43% số IPU tại Niamey so với 22% tại Cotonou. Các IPU thuộc lĩnh vực dịch vụ là cao nhất ở Abidjan (32%) và Cotonou (28,9%) trong khi tỉ trọng này thấp nhất tại các thành phố không giáp biển như Niamey và Ouagadougou (17% và 16%).


Bảng 1: Cơ cấu các IPU theo ngành hoạt động (%) tại bảy thành phố thủ đô thuộc WAFMM

Cotonou

Ouagadougou

Abidjan

Bamako

Niamey

Dakar

Lome

Tổng

Công nghiệp 21,9 34,2 28,5 27,3 43,2 31,1 23,0 28,4

May mặc, thuộc da, giầy 9,2 7,5 12,4 10,9 8,2 7,6 9,1 10,1

Các ngành khác, nông sản 8,1 21,1 9,4 10,3 32,0 15,9 10,2 12,4

Xây dựng và hạ tầng 4,6 5,6 6,7 6,2 3,0 7,6 3,8 5,9

Thương mại 49,2 48,7 40,0 51,5 40,6 47,3 48,5 45,5

Bán lẻ tại cửa hàng và bán buôn 13,5 11,4 11,1 9,1 7,3 11,1 11,9 11,1

Bán lẻ ngoài cửa hàng 35,7 37,3 28,9 42,4 33,3 36,2 36,5 34,4

Dịch vụ 28,9 17,1 31,5 21,3 16,2 21,6 28,5 26,1

Ăn uống 10,5 4,8 7,0 3,0 0,5 4,1 7,0 6,0

Sửa chữa 3,5 4,8 6,0 2,7 2,8 2,1 5,3 4,3

Đi lại 5,2 1,0 4,1 2,9 1,9 4,3 4,4 3,8

Các dịch vụ khác 9,7 6,4 14,4 12,7 10,9 11,1 11,8 12,0

Tổng 100 100 100 100 100 100 100 100

Nguồn: Brilleau và những người khác (2005) trên cơ sở cuộc điều tra 1-2-3, giai

đoạn 2, khu vực phi chính thức, 2001-2003, Viện Thống kê Quốc gia, AFRISTAT, DIAL.

Tại bảy thủ đô, các IPU sản xuất hàng hóa, dịch vụ có giá trị 3.840 tỉ franc CFA và tạo ra 2.322 tỉ franc CFA giá trị gia tăng trong giai đoạn 12 tháng trước khi các cuộc điều tra được tiến hành. Tầm quan trọng về kinh tế của khu vực phi chính thức khác nhau rất nhiều giữa các thành phố. Các IPU tại Abidjan chiếm 46% tổng doanh số và 54% giá trị gia tăng. Các đóng góp của các IPU tại Dakar và Bamako cũng khá quan trọng. Chỉ riêng các IPU ở ba thành phố này đã chiếm hơn 81% tổng giá trị gia tăng (Brilleau và những người khác, 2005).


3.2 Tính không đồng nhất về mức độ phi chính thức của các IPUNgay cả khi dữ liệu giai đoạn 2 chỉ cung cấp thông tin chi tiết về các

doanh nghiệp phi chính thức, các câu hỏi phỏng vấn về việc đăng kí trong các hồ sơ hành chính, sử dụng các dịch vụ công hay các khoản thanh toán thuế cho phép chúng ta đánh giá thêm mức độ phi chính thức của các IPU.

Trong tất cả các thành phố thuộc WAEMU, ngoài mã số đăng kí hành chính hoặc thuế còn có ít nhất ba loại giấy tờ mà một công ty tuân thủ pháp luật phải có là giấy phép kinh doanh, đăng kí thương mại và an sinh xã hội (đối với các IPU có sử dụng lao động). Theo dữ liệu giai đoạn 2, tại các thành phố thuộc WAEMU, dưới 20% các IPU có ít nhất một loại giấy đăng kí. Các trường hợp đặc biệt là Dakar và Lome, nơi tỉ lệ này là dưới 10% (Xem Bảng 2). Trong gần 60% trường hợp, việc không đăng kí là do sự thiếu hiểu biết về pháp luật: 39% các IPU nghĩ rằng đăng kí là không bắt buộc và 21% không biết là bắt buộc phải đăng kí (Xem Hình 1).

Bảng 2: Mức độ không đăng kí

Số lượng giấy tờ không đăng kí

Cotonou

Ouagadougou

Abidjan

Bamako

Niamey

Dakar

Lomé

Tổng

1 1,36 2,75 7,43 4,66 3,97 2,15 5,62 4,76

2 7,20 21,89 18,89 8,06 14,89 5,61 9,38 12,95

3 91,45 75,37 73,68 87,29 81,14 92,24 85,00 82,29

Total 100 100 100 100 100 100 100 100

Nguồn: Tác giả tính toán trên cơ sở cuộc điều tra 1-2-3, giai đoạn 2, Khu vực phi

chính thức, 2001-2003, Viện Thống kê Quốc gia, AFRISTAT, DIAL.


Hình 1: Lí do các hoạt động của các IPU không đăng kí

Không biết là đăng kí có bắt buộc hay khôngQuá phức tạpKhông muốn tiếp xúc với quan chức nhà nước

Không bắt buộcChi phí quá caoLí do khácĐang tiến hành đăng kí



Liên quan đến số thuế đã nộp, các con số khá giống nhau. Gần 70% các cơ sở phi chính thức tuyên bố họ không nộp thuế. Tỉ lệ này dao động từ 83% ở Niger đến 51% ở quốc gia Bờ biển ngà. Tuy nhiên, 29% các IPU nộp ít nhất một loại thuế (Xem Bảng 3).

Bảng 3: IPU và thuế

Thành phốSố lượng các khoản thuế phải trả

0 1 2 3 4 Tổng

Cotonou 79,68 17,57 2,58 0,17 0,00 100,00

Ouagadougou 70,17 26,44 2,98 0,41 0,00 100,00

Abidjan 51,59 41,94 4,65 1,76 0,06 100,00

Bamako 68,96 27,86 2,89 0,30 0,00 100,00


Niamey 83,24 14,48 2,12 0,16 0,00 100,00

Dakar 74,15 23,25 2,18 0,43 0,00 100,00

Lomé 78,62 19,76 1,59 0,03 0,00 100,00

Tổng 66,87 29,16 3,17 0,78 0,02 100,00

Nguồn: Tác giả tính toán trên cơ sở cuộc điều tra 1-2-3, giai đoạn 2, Khu vực phi chính thức, 2001-2003, Viện Thống kê Quốc gia, AFRISTAT, DIAL.

Ghi chú: Các loại thuế trong điều tra gồm: đóng bảo hiểm xã hội, thuế thương mại, thuế doanh nghiệp, thuế địa phương, phí đăng kí và thuê, và các loại thuế khác. Về mặt lí thuyết số thuế phải trả tối đa là sáu loại, nhưng không có doanh nghiệp nào nói họ trả quá bốn loại thuế.

Số IPU sử dụng các tiện ích công cộng như các dịch vụ nước sạch và vệ sinh môi trường, điện và các dịch vụ viễn thông không nhiều. Các cuộc điều tra 1-2-3 cho thấy 73% IPU không sử dụng bất cứ tiện ích cơ bản nào. Tỉ lệ này dao động từ 92% tại Bamako đến 56% tại Cotonou (Xem Bảng 4). Đáng chú ý là dưới 2% các cơ sở phi chính thức sử dụng cả hai loại dịch vụ trên.

Bảng 4: Mức độ các IPU sử dụng các dịch vụ hạ tầng công cộng

Thành phốSố lượng các dịch vụ sử dụng

0 1 2 3 Tổng

Cotonou 55,88 23,02 11,68 9,42 100

Ouagadougou 84,43 10,20 4,38 1,00 100

Abidjan 65,67 23,61 9,60 1,12 100

Bamako 91,81 6,68 1,45 0,06 100

Niamey 74,71 14,43 9,46 1,39 100

Dakar 72,27 18,68 7,54 1,51 100

Lomé 83,38 13,35 2,87 0,40 100

Tổng 73,16 17,76 7,18 1,90 100




3.3 IPU và các quan chứcCác kết quả khảo sát cho thấy Nhà nước không thực sự quyết tâm bắt

buộc các IPU tuân thủ các quy định của pháp luật. Trong bảy thủ đô, chỉ có 6,2% người đứng đầu IPU nói rằng họ đã gặp rắc rối với các quan chức trong năm trước khi cuộc khảo sát tiến hành. Tỉ lệ này dao động từ 4% tại Bamako đến 9% tại Dakar (Xem Bảng 5) và đặc biệt cao (30%) trong lĩnh vực vận tải. Kết quả này cho thấy sự sách nhiễu của lực lượng cảnh sát đối với các lái xe taxi hoặc xe ôm…, mặc dù một số người có thể không hoàn toàn tuân thủ pháp luật.

Bảng 5: Tỉ lệ của IPU đã gặp rắc rối với các quan chức nhà nước trong năm qua

(%) Cotonou Ouagadougou Abidjan Bamako Niamey Dakar Lome Tổng

Công nghiệp 5,8 5,9 7,5 3,0 3,7 2,9 3,3 5,2

Thương mại 4,8 3,9 4,8 3,2 8,5 9,5 5,0 5,4

Dịch vụ 3,5 6,4 9,3 5,2 7,2 14,5 10,6 8,7

Tổng 4,7 5,0 7,0 3,5 6,2 8,5 6,2 6,2

Nguồn: Brilleau và những người khác (2005) trên cơ sở cuộc điều tra 1-2-3, giai

đoạn 2, khu vực phi chính thức, 2001-2003, Viện Thống kê Quốc gia, AFRISTAT, DIAL.

Kết quả là, chỉ một số ít IPU (4,2%) tuyên bố họ đã trả tiền hối lộ trong năm trước thời điểm cuộc khảo sát. Tuy nhiên, nếu chúng ta chỉ tính đến các IPU đã tiếp xúc với Nhà nước vào năm trước khi tiến hành cuộc khảo sát (Xem Hình 2), thì tỉ lệ này tăng lên đến 37% khiến hối lộ trở thành một phương thức quan trọng để giải quyết khi có các sự vụ với các quan chức. Tỉ lệ tham nhũng khác nhau đáng kể giữa các thành phố, đặc biệt cao ở Lome (47%), Abidjan (45%), và Bamako (40%). Hơn nữa, theo thông tin do các IPU cung cấp, giá trị của các khoản hối lộ là thấp và chiếm một phần nhỏ trong giá trị gia tăng của họ.


Hình 2: Giải quyết các sự vụ với các quan chức

Nguồn: Tác giả tính toán trên cơ sở cuộc điều tra 1-2-3, giai đoạn 2, Khu vực

kinh tế phi chính thức, 2001-2003, Viện Thống kê Quốc gia, AFRISTAT, DIAL.

Theo Brilleau và những người khác (2005), tổng số tiền trả để giải quyết các sự vụ với các quan chức là khoảng 2,5 tỉ franc CFA tại bảy thành phố, một nửa trong số đó dưới hình thức quà tặng. Abidjan chiếm một nửa số những món quà (600 triệu franc CFA) và hai phần ba tiền phạt (900 triệu franc CFA).

4. Các nguyên nhân tham nhũng trong khu vực kinh tế phi chính thức

4.1 Chiến lược thực nghiệmTrong phần này, chúng tôi đề xuất mở rộng phân tích của Svensson

(2003) về tỉ lệ tham nhũng liên quan đến các cơ sở hoạt động trong khu vực phi chính thức. Điểm mới trong phương pháp tiếp cận của chúng tôi là không chỉ mở rộng nghiên cứu sang khu vực kinh tế phi chính thức (theo hiểu biết của chúng tôi, lần đầu tiên có tính đại diện), mà còn ở quy mô giữa các nước. Thật vậy, dữ liệu được thu thập thông qua các bảng hỏi hoàn toàn nhất quán,


qua đó đảm bảo khả năng so sánh giữa các quốc gia. Tuy nhiên, chúng tôi thừa nhận rằng do tỉ lệ tham nhũng thấp và số lượng không nhiều các nước được nghiên cứu, nên so sánh giữa các quốc gia cần được xem như một khảo sát sơ bộ.

Chúng tôi nghiên cứu xu hướng hối lộ của một công ty i khi đối mặt với hối lộ, sự kiện tham nhũng được mã hóa corruption i = 1, khi không quan sát được mức độ dễ bị tổn thương của các công ty do hối lộ gây ra hoặc xu hướng hối lộ của công ty (corruption i *). Mức độ dễ bị tổn thương hoặc xu hướng hối lộ được coi là có liên quan đến đặc điểm của các IPU.

Corruptioni =1 nếu Corruptioni = α0 + ∑γnXi + εi > 00 Các trường hợp khác

Theo đó: Xi: là vec tơ của đặc điểm n của IPU (tuổi, giới tính của người đứng đầu

IPU, sản lượng …); εi: là độ lệch. Chúng tôi giải thích xác suất chi tiền hối lộ bằng tập hợp ba bộ biến độc

lập. Tập hợp đầu tiên đề cập đến đặc điểm IPU: quy mô của IPU (theo số nhân công và giá trị gia tăng), tuổi của IPU, số tiền nộp thuế cũng như ngành công nghiệp. Các công ty lớn và các công ty có vốn đầu tư có nhiều khả năng bị quấy rối bởi các quan chức tìm kiếm cho hối lộ. Hơn nữa, các công ty có thâm niên có thể có một xác suất trả tiền hối lộ thấp hơn vì họ có kinh nghiệm và các quan hệ xã hội và có kinh nghiệm do tiếp xúc nhiều với các quan chức. Cuối cùng, số liệu thống kê mô tả cho thấy một số ngành rất dễ bị tham nhũng, đặc biệt là giao thông vận tải. Thực tế này có thể được giải thích bởi quyền lực rộng lớn của cảnh sát trong kiểm soát hoạt động kinh doanh trong lĩnh vực này. Tập hợp biến độc lập thứ hai liên quan tới các đặc điểm cá nhân của những người đứng đầu IPU. Chúng tôi sử dụng giới tính như là một biến độc lập bởi vì một số nghiên cứu cho thấy rằng phụ nữ ít chấp nhận tham nhũng và ít là nạn nhân của tham nhũng hơn so với nam giới (Fisman, Dollar và Gatti, 2001; Gatti, Paternostro và Rigolini 2003; Swamy, Knack và Azfar, 2001; Lavallée, Razafindrakoto và Roubaud, 2010). Cuối cùng, chúng tôi giới thiệu một biến giả (dummy) biểu đạt việc người đứng đầu của IPU được sinh ra tại khu vực đô thị như một biến thay thế cho hội nhập xã hội. Tập hợp biến


thứ ba là hiệu ứng cố định của thành phố nhằm nắm bắt tính không đồng nhất và đặc điểm không quan sát được của các thành phố.

Để phân tích đúng nguyên nhân dẫn đến tham nhũng trong khu vực phi chính thức ở Tây Phi, chúng tôi phải giải quyết hai vấn đề có khả năng xảy ra: thiên vị lựa chọn và vấn đề do hành động đưa hối lộ và giá trị gia tăng của cơ sở có thể được xác định cùng một lúc gây nên.

4.2 Khắc phục sai lệch chọn mẫuLiên quan đến sai lệch chọn mẫu, vấn đề là chỉ các IPU gặp rắc rối với các

công chức mới có nhiều khả năng liên quan đến hối lộ. Tuy nhiên, một số lập luận về mặt lí thuyết cho rằng việc không gặp rắc rối với các công chức có khả năng là kết quả của tham nhũng. Ví dụ, tham nhũng thường được trình bày như là việc giảm số lượng (Shleifer và Vishny, 1993) và chất lượng (Bearse, Gloom và Janeba, 2000) của hàng hoá do nhà nước cung cấp và khi đó tham nhũng có thể làm giảm việc kiểm soát hành chính đối với các công ty và đặc biệt là các IPU. Hơn nữa, một số cơ sở có thể tránh sử dụng các dịch vụ công bởi vì họ không muốn phải đối mặt với tham nhũng. Vì vậy, khi phân tích mà chỉ dựa trên một mẫu các IPU gặp rắc rối với các công chức có thể dẫn đến sai lệch do đánh giá thấp các khoản hối lộ có thể xẩy ra. Để phân tích các yếu tố quyết định việc hối lộ, chúng tôi kiểm định khả năng xuất hiện sai lệch lựa chọn như vậy và sau đó khắc phục khả năng này bằng cách ước tính mô hình probit với lựa chọn mẫu (de Ven và van Pragg, 1981).

Để mô hình được xác định rõ ràng, các nhóm lựa chọn phải có ít nhất một biến không có trong nhóm đầu tiên. Nếu không thì mô hình sẽ chỉ được xác định bởi hình thức chức năng và các hệ số ước tính sẽ không thể diễn giải về mặt cấu trúc. Do đó, chúng tôi tính toán một biến giả lấy giá trị là 1 nếu vị trí của IPU thuận lợi để kiểm soát và bằng không trong các trường hợp khác. Nói một cách chính xác hơn, các IPU có các hoạt động diễn ra trên đường cao tốc, chợ, hoặc trụ sở cố định chịu sự kiểm soát của các quan chức nhiều hơn.

Kết quả được mô tả trong Bảng 6. Chúng tôi ước tính hai nhóm lựa chọn, nhóm thứ hai bao gồm các đặc điểm cá nhân của người đứng đầu của IPU. Trong cả hai trường hợp, các kiểm định về khả năng-tỉ lệ (likelihood-ratio test) của các biến độc lập không bác bỏ giả thuyết null, cho thấy việc bỏ qua


các lựa chọn sẽ không làm cho ước tính của probit về tỉ lệ tham nhũng trở nên thiên kiến và không nhất quán.

Tuy nhiên, cũng nên phân tích các kết quả sơ bộ. Các nhóm lựa chọn cho thấy rằng, như đã tiên liệu, xác suất gặp rắc rối với công chức cao hơn đối với các doanh nghiệp lớn và được nhiều người biết tới. Lãnh đạo nữ thường ít tiếp xúc các quan chức (hoặc chịu sự kiểm soát của họ). Với điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, các IPU trong ngành giao thông vận tải tiếp xúc thường xuyên hơn với các công chức. Cuối cùng, các tác động từ đặc thù quốc gia là không có ý nghĩa thống kê trong đa số các trường hợp. Điều này cho thấy có một hình thái chung của các mối quan hệ giữa Nhà nước và khu vực phi chính thức.

Chuyển sang vấn đề tham nhũng. Một số kết quả phù hợp với tiên liệu của chúng tôi. Trong khi quy mô của nhân công không có tác động đáng kể tới xác suất gặp khó khăn với các công chức thì sản lượng và các khoản thuế lớn đã trả lại làm tăng xác suất gặp rắc rối. Hiệu ứng cận biên được tính ở số trung bình cho biết một số thông tin định lượng quan trọng. Việc một IPU do phụ nữ quản lí làm giảm 3% khả năng tiếp xúc. Kết quả của chúng tôi cũng xác nhận vận tải là lĩnh vực có xác suất bị kiểm soát lớn nhất. Ví dụ, kinh doanh trong cửa hàng bán bán lẻ và bán sỉ làm giảm 3,8% xác suất gặp rắc rối với công chức so với ngành vận tải. Một lần nữa, hiệu ứng cố định của các đặc điểm quốc gia là thấp và nói chung là không có ý nghĩa thống kê, ngoại trừ Cotonou và Ouagadougou là hai thành phố có vẻ ít tham nhũng hơn các thành phố khác.

Bảng 6: Mô hình probit với mẫu lựa chọn về tỉ lệ tham nhũng

Biến LHS Probit Lựa chọn Probit Lựa chọn

Tham nhũng Tiếp xúc Tham nhũng Tiếp xúc

Trụ sở thường bị kiểm soát 0,14*** 0,12**

(0,05) (0,05)

Giá trị gia tăng trong log 0,06** 0,00 0,05* -0,02

(0,03) (0,02) (0,03) (0,02)

Quy mô nhân công trong log -0,01 0,25*** 0,04 0,26***

(0,13) (0,05) (0,09) (0,05)


Vốn trong log 0,09*** 0,08*** 0,08*** 0,07***

(0,03) (0,01) (0,02) (0,01)

Tuổi của IPU 0,00 -0,00 0,00 -0,00

(0,01) (0,00) (0,01) (0,00)

Bình phương tuổi của IPU -0,00 0,00 -0,00 0,00

(0,00) (0,00) (0,00) (0,00)

Thuế đã trả trong log 0,12** 0,15*** 0,10** 0,14***

(0,05) (0,03) (0,05) (0,03)

Nữ -0,42*** -0,30***

(0,15) (0,07)

Sinh tại thành phố -0,07 -0,02

(0,09) (0,06)

Cotonou -0,57** -0,27*** -0,49*** -0,25**

(0,24) (0,10) (0,19) (0,11)

Ouagadougou -0,63** -0,04 -0,68** -0,06

(0,31) (0,10) (0,27) (0,10)

Abidjan -0,05 -0,08 0,00 -0,08

(0,14) (0,10) (0,15) (0,10)

Bamako -0,15 -0,17 -0,14 -0,16

(0,24) (0,10) (0,22) (0,11)

Niamey -0,14 0,05 -0,26 -0,02

(0,31) (0,11) (0,27) (0,11)

Dakar -0,04 0,16* -0,01 0,12

(0,27) (0,09) (0,22) (0,10)

May mặc, thuộc da, giầy -0,65*** -0,76*** -0,62*** -0,73***

(0,24) (0,12) (0,22) (0,13)

Các ngành khác, nông sản -0,84*** -0,75*** -0,79*** -0,69***

(0,16) (0,11) (0,16) (0,12)

Xây dựng và hạ tầng -1,04*** -1,12*** -1,13*** -1,16***

(0,33) (0,16) (0,30) (0,17)

Bán lẻ tại cửa hàng và bán buôn

-0,52** -0,57*** -0,45** -0,56***

(0,23) (0,12) (0,23) (0,12)

Bán lẻ ngoài cửa hàng -0,55*** -0,57*** -0,40* -0,48***

(0,21) (0,11) (0,21) (0,12)


Ăn uống -0,94*** -0,87*** -0,68** -0,67***

(0,24) (0,14) (0,27) (0,15)

Sửa chữa -0,57*** -0,59*** -0,70*** -0,67***

(0,18) (0,13) (0,19) (0,14)

Các dịch vụ khác -1,17*** -0,85*** -1,14*** -0,86***

(0,22) (0,13) (0,22) (0,14)

Hằng số -1,98*** -1,38*** -1,77*** -1,12***

(0,25) (0,15) (0,26) (0,17)

Kiểm định Wald với các biến độc lập

chi2(1) = 0,66Prob> Chi = 0,42

chi2(1) = 0,98Prob> Chi = 0,32

Quan sát không bị can thiệp 421 421 397 397

Các quan sát 6400 6400 5971 5971

Nguồn: Các cuộc điều tra 1-2-3, giai đoạn 2, Khu vực kinh tế phi chính thức,

2001-2003, Viện Thống kê Quốc gia, AFRISTAT, DIAL; Tính toán của tác giả.

Độ lệch chuẩn trong ngoặc đơn. *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

4.3 Khắc phục sai lệch nội sinh (endogeneity bias)Vấn đề thứ hai lên quan đến ước đoán là việc cùng một lúc xác định sản

lượng và chi hối lộ. Thật vậy, các lí thuyết quấy rối tối ưu (Myrdal, 1968, Kaufmann và Wei, 1999) cho thấy rằng khả năng hối lộ khác nhau rất nhiều giữa các doanh nghiệp. Các quan chức nhận hối lộ thường thao túng các quy định, thủ tục hành chính, thuế và sử dụng quyền lực của họ tùy theo “khả năng thanh toán” của công ty để buộc công ty phải chi tiền hối lộ ở mức tối đa có thể. Như vậy, chúng tôi tiên liệu rằng các công chức đòi hối lộ thường xuyên hơn đối với các công ty có kết quả kinh doanh tốt. Hơn nữa, như Shleifer (2004), và Fisman và Svensson (2007) đã nêu, tham nhũng có thể được một số doanh nghiệp sử dụng như một chiến lược phát triển kinh doanh. Thực vậy, các IPU có thể quyết định dành nguồn lực cho hối lộ. Ví dụ, người ta có thể hình dung rằng, trong trường hợp bị kiểm tra, một lái xe taxi có thể chọn cách hối lộ cảnh sát một cách có hệ thống để giảm tối thiểu thời gian và/hoặc tiền.

Vấn đề nội sinh có thể được giảm nhẹ bởi thay sản lượng bằng một biến công cụ (instrumenting for the output). Chúng tôi dùng doanh thu trung bình


theo ngành và theo vị trí làm biến công cụ cho giá trị gia tăng. Theo quan điểm của chúng tôi, thước đo này là một biến thay thế tốt cho các chi phí gia nhập ngành trong một ngành cụ thể tại một địa điểm cụ thể. Sản lượng cũng có thể là một biến thay thế tốt cho mức cầu. Cả hai có thể ảnh hưởng đến giá trị gia tăng của công ty nhưng không tác động tới mối liên hệ của công ty tới tham nhũng.

Cột 1, 2, 3 và 4 của Bảng 7 trình bày ước tính của chúng tôi về tỉ lệ tham nhũng khi tăng dần số lượng của các biến độc lập. Về đặc tính công ty, chúng tôi thấy mức độ giá trị gia tăng có ảnh hưởng tích cực và đáng kể đối với mức độ hối lộ và giá trị tài sản làm tăng xác suất phải trả tiền hối lộ. Đồng quan điểm với Svensson, chúng tôi nhận thấy giá trị tài sản cao hơn có thể làm giảm các sự lựa chọn khác của IPU và giảm khả năng khước từ hối lộ của các cơ sở này. Kết quả ước tính cũng chỉ ra rằng số lượng lao động, thâm niên hoạt động, hoặc sự tham gia trực tiếp của các cơ sở thuộc khu vực kinh tế phi chính thức vào lĩnh vực thương mại quốc tế không có tác động đáng kể đến tỉ lệ tham nhũng. Ngoài ra, các kết quả cũng cho thấy các IPU nộp thuế nhiều hơn thường có xu hướng hối lộ nhiều hơn. Kết quả này xét về bề ngoài có vẻ nghịch lí, vì theo lẽ thường thì hối lộ nhiều hơn là để giảm đóng thuế. Trên thực tế, tại khu vực châu Phi cận Sahara (SSA), các quy định về thuế thường không rõ ràng. Làm việc với cán bộ thuế thường giống một quá trình đàm phán, mà kết cục là doanh nghiệp phải nộp cả thuế lẫn hối lộ. Là thành viên của một hiệp hội kinh doanh cũng khiến bị tham nhũng nhiều hơn. Chiều của quan hệ nhân quả ở đây là không rõ ràng. Một mặt, các IPU bị ảnh hưởng bởi tham nhũng có thể tham gia hiệp hội các nhà sản xuất để tìm kiếm sự bênh vực. Mặt khác, các thành viên của hiệp hội doanh nghiệp có thể trở thành mục tiêu của các công chức tham nhũng đang muốn trả đũa.

Đối với những người đứng đầu IPU, chỉ có giới tính và trình độ học vấn trung học là có một tác động đáng kể đối với xác suất chi tiền hối lộ. Thật vậy, việc một IPU do phụ nữ điều hành làm giảm xác suất phải chi tiền hối lộ. Việc người đứng đầu IPU có trình độ giáo dục trung học (chứ không phải không có trình độ học vấn) làm tăng xác suất tham nhũng. Cần lưu ý rằng không có đặc điểm cá nhân của người đứng đầu IPU nào, chẳng hạn như mức độ giàu có, nơi sinh hoặc dân tộc, có ảnh hưởng đáng kể đến tỉ lệ hối lộ.


Trong cột 5 Bảng 7, chúng tôi kiểm soát khả năng xuất hiện sai lệch nội sinh. Các kiểm định Wald về ngoại sinh xác nhận tính đồng thời của việc xác định sản lượng và trả hối lộ. Đối với một số biến độc lập, có sự khác nhau giữa hệ số được ước tính trong các mô hình probit và trong các mô hình probit có biến công cụ. Logarit của vốn, các biến giả biểu thị việc người đứng đầu IPU là thành viên một tổ chức kinh doanh, hoặc là một phụ nữ, hoặc học hết trung học trở nên không có ý nghĩa thống kê. Trái lại, quy mô lực lượng lao động, thâm niên của IPU và biến giả biểu thị việc người đứng đầu IPU có trình độ đại học trở thành quan trọng trong các ước tính probit có biến công cụ. Dấu ước tính của các biến này phù hợp với tiên liệu của chúng tôi. Các dấu này cho thấy các cơ sở phi chính thức với đặc điểm là ít thâm niên và quy mô nhỏ và các IPU mà lãnh đạo có trình độ đại học ít có xu hướng trả tiền hối lộ. Cuối cùng, hệ số hồi quy nội sinh (coefficient of the endogenous regressor) và giá trị gia tăng, vẫn dương và có ý nghĩa thống kê, do đó sự tăng giá trị gia tăng của IPU được coi là làm tăng xác suất phải trả tiền hối lộ. Cần lưu ý rằng kết quả tính toán tác động cận biên trung bình cho thấy tác động cận biên trung bình của logarit của giá trị gia tăng xác suất của tham nhũng (?) là 0,55. Con số này có vẻ rất cao, nhưng nên nhớ rằng xác suất phải trả tiền hối lộ là rất thấp8.

Bảng 7: Các mô hình probit về tỉ lệ tham nhũng

1 2 3 4 5

OLS OLS OLS OLS IV

Sản lượng trong log 0,06** 0,05* 0,05* 0,05* 0,55***

(0,03) (0,03) (0,03) (0,03) (0,09)

Vốn trong log 0,09*** 0,08*** 0,08*** 0,08*** 0,00

(0,02) (0,02) (0,02) (0,02) (0,03)

Quy mô lao động trong log -0,02 0,02 0,03 0,03 -0,33***

(0,08) (0,08) (0,08) (0,08) (0,10)

Thuế đã trả trong log 0,11*** 0,09** 0,09** 0,09** -0,11*

(0,04) (0,04) (0,04) (0,04) (0,06)

8 Chỉ một thiểu số IPU (4.2%) cho biết họ phải trả tiền hối lộ trong năm trước khi tiến hành điều tra.


Thâm niên của IPU -0,00 -0,00 -0,00 -0,00 -0,01**

(0,01) (0,01) (0,01) (0,01) (0,00)

Bình phương Thâm niên của IPU -0,00 -0,00 -0,00 -0,00 0,00**

(0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00)

Là thành viên của hiệp hội 0,30** 0,28** 0,28** 0,28** 0,03

(0,13) (0,14) (0,14) (0,14) (0,14)

Xuất hoặc nhập khẩu 0,13 0,03 0,03 0,03 -0,16*

(0,12) (0,13) (0,13) (0,13) (0,09)

Nữ -0,39*** -0,38*** -0,37*** 0,04

(0,11) (0,12) (0,11) (0,15)

Sinh tại thành phố -0,10 -0,09 -0,09 -0,09

(0,09) (0,09) (0,09) (0,06)

Giáo dục tiểu học -0,09 -0,08 -0,08 -0,08

(0,11) (0,11) (0,11) (0,07)

Giáo dục trung học 0,19* 0,20** 0,21** 0,04

(0,10) (0,10) (0,10) (0,09)

Giáo dục đại học -0,34 -0,31 -0,31 -0,42**

(0,26) (0,27) (0,26) (0,17)

Trong nhóm 20% thu nhập cao nhất -0,01 -0,01 -0,09

(0,16) (0,16) (0,10)

Trong nhóm 20% thu nhập cao thứ hai 0,07 0,07 -0,03

(0,14) (0,14) (0,10)

Trong nhóm 20% thu nhập cao thứ ba -0,01 -0,01 -0,06

(0,16) (0,16) (0,10)

Trong nhóm 20% thu nhập thứ tư 0,22 0,21 0,06

(0,14) (0,14) (0,11)

Trong nhóm dân tộc đa số tại thành phố -0,06 -0,00

(0,09) (0,06)

Hiệu ứng ngành Yes Yes Yes Yes Yes

Hiệu ứng quốc gia Yes Yes Yes Yes Yes

Hằng số -2,03*** -1,83*** -1,94*** -1,92*** -3,65***

(0,21) (0,24) (0,26) (0,26) (0,17)

Pseudo R² 0,16 0,19 0,19 0,19

Athrho -1,14**

(0,50)

Kiểm định ngoại sinh Wald chi2(1) = 5,27


Prob > chi2 = 0,02

1st-stage partial R2/Shea’s partial R2 for logy

0,00

1st-stage F statistic/Shea’s partial R2 for bribes

16,29

Số lượng quan sát 6371 5943 5941 5941 5941

Nguồn: Các cuộc điều tra 1-2-3, giai đoạn 2, Khu vực phi chính thức, 2001-2003,

Viện Thống kê Quốc gia, AFRISTAT, DIAL; Tính toán của tác giả.

Độ lệch chuẩn trong ngoặc đơn. *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

5. Liệu hối lộ có làm giảm hiệu quả kinh doanh?

5.1 Chiến lược thực nghiệmCâu hỏi thực nghiệm của chúng tôi là liệu có liên kết nào giữa trải nghiệm

tham nhũng và hiệu quả kinh doanh của IPU. Để đánh giá điều này, chúng ta xem xét hàm sản xuất sau đây:

yi,j,k = α + β1ki.j.k + β2li,j,k + ∑γnXi,j,k + εi,j,k

yi,j,k là log của giá trị gia tăng của công ty i tại khu vực j trong thành phố k, k i,j,k là log của yếu tố đầu vào vốn, li,j,k là log của đầu vào lao động, Xi,j,k là vếc tơ của các đặc tính n của IPU và εi,j,k là sai số.

Một mối bận tâm hiển nhiên với phương pháp tiếp cận này là tính nội sinh có thể có giữa tham nhũng và hiệu quả kinh doanh của cơ sở như đã thảo luận trong phần 5. Như vậy, nghiên cứu thực nghiệm về tác động của tham nhũng đối với hiệu quả kinh doanh đòi hỏi phải xử lí được các vấn đề liên quan đến khả năng xác định đồng thời hiệu quả kinh doanh và hối lộ. Trong phần này, chúng tôi thực hiện giống như Fisman và Svensson (2007) và Vial và Hanoteau (2010) bằng cách dùng biến công cụ là các biến vị trí-ngành để thay cho biến tiền hối lộ. Fisman và Svensson lập luận rằng phần hối lộ liên quan đến vị trí-ngành là hàm số của các đặc tính cơ bản đặc thù cho ngành-vị trí, ví dụ như khả năng các công chức ăn hối lộ và thành phần này là ngoại sinh đối với cơ sở.


5.2 Tóm tắt kết quảBảng 8 hiển thị các kết quả. Hai cột đầu tiên nêu các hệ số của hàm sản

xuất ước tính thông qua OLS. Trong cột 1, các biến độc lập chỉ tập trung vào đặc điểm của các cơ sở, trong khi ở cột 2 chúng tôi giới thiệu các biến độc lập đặc trưng cho người đứng đầu IPU. Tất cả các mô hình bao gồm các hiệu ứng cố định quốc gia.

Đối với đặc điểm của các cơ sở, nhìn sơ qua sẽ thấy các hàm sản xuất ước tính ổn định trong các ước tính. Tất cả các biến kiểm soát hoặc là có dấu theo dự kiến hoặc không có ý nghĩa thống kê. Ví dụ, biến giả biểu thị độ mở, biểu thị việc IPU trực tiếp tham gia vào thương mại quốc tế, có ý nghĩa thống kê đáng kể ở mức 1%. Theo đó, độ mở lớn có xu hướng liên quan tới hiệu quả kinh doanh tốt. Như dự kiến, các hệ số của logarit của vốn, lực lượng lao động, và độ tuổi của IPU có dấu dương, ở mức độ ý nghĩa 1%, ngụ ý rằng khi các yếu tố khác không đổi thì giá trị gia tăng sẽ tăng lên khi cơ sở tăng thêm các yếu tố đầu vào và tăng thâm niên (cùng với các mối quan hệ xã hội của lãnh đạo).

Đối với các biến cụ thể về người đứng đầu IPU, kết quả phân tích từ Bảng 8 phù hợp với tiên liệu của chúng tôi. Kết quả chỉ ra rằng các IPU do phụ nữ điều hành kém thành công hơn, có lẽ bởi vì họ có những mục tiêu đa dạng hơn so với mục tiêu duy nhất là tối đa hóa lợi nhuận kinh doanh. Ngoài ra, kết quả cũng cho thấy hiệu quả kinh doanh của các cơ sở phi chính thức tăng khi trình độ học vấn của người đứng đầu cơ sở tăng.

Tuy nhiên, các hàm hồi quy của chúng tôi mang lại hai kết quả nổi bật. Thứ nhất, hệ số trải nghiệm tham nhũng là không có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, cho thấy không có mối liên hệ giữa tham nhũng và sản lượng. Cần lưu ý rằng Fisman và Svensson (2007) cũng tìm thấy một liên kết yếu giữa tỉ lệ hối lộ và hiệu quả kinh doanh, được xác định bởi mức tăng doanh số bán hàng trong phép hồi quy OLS. Thứ hai, số tiền thuế đã nộp là dương khá cao ở mức 1%. Như vậy, nộp thuế nhiều hơn có vẻ tỉ lệ thuận với kết quả kinh doanh, đây là điểm trái ngược với suy luận thông thường và với kết quả của các nghiên cứu trước đây, trong đó có nghiên cứu của Fisman và Svensson (2007).

Tuy nhiên, kết quả lạ lùng này có thể được giải thích bởi các loại thuế mà IPU nộp. Thật vậy, trên thực tế một nửa giá trị các khoản thuế phải nộp


của các cơ sở phi chính thức là thuế địa phương ví dụ như lệ phí cho một vị trí trong chợ. Rõ ràng, các loại thuế địa phương một mặt là các chi phí kinh doanh của IPU, mặt khác các loại thuế này cũng có thể tạo điều kiện kinh doanh thuận lợi thông qua việc tiếp cận các dịch vụ cơ sở hạ tầng và khả năng tiếp xúc với khách hàng tốt hơn và như vậy tăng kết quả kinh doanh. Luận điểm này được xác nhận bởi bằng chứng về lợi thế của việc chính thức hóa doanh nghiệp (Rand và Torm, 2010).

Một lần nữa để khắc phục các vấn đề nội sinh, chúng tôi sẽ trình bày các kết quả hồi quy dùng biến công cụ. Trong các hàm hồi quy, trải nghiệm tham nhũng được đo lường qua biến công cụ thông qua tỉ lệ phần trăm (đặc thù đối với ngành-địa điểm) các cơ sở tuyên bố đã phải chi tiền hối lộ và giá trị trung bình tiền thuế đã trả theo ngành và theo địa điểm. Kết quả từ ước tính IV, nêu trong cột 3, hỗ trợ giả thuyết cho rằng hối lộ giảm kết quả kinh doanh và xác nhận rằng, trong khu vực phi chính thức, càng trả nhiều thuế thì các cơ sở càng kinh doanh tốt. Chính xác hơn, hệ số trải nghiệm tham nhũng có giá trị âm -3 và rất có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Hiệu quả ước tính của việc phải trả tiền hối lộ là giảm 95% (100 * (e-3-1)) giá trị gia tăng.

Để kiểm tra thêm sự vững chắc của các kết quả, chúng tôi cũng chạy hồi quy IV về hiệu quả kinh doanh. Trong phép hồi quy này, trải nghiệm tham nhũng và logarit thuế đã trả được thay bằng các biến công cụ về tỉ lệ (đặc thù đối với ngành-địa điểm) các cơ sở tuyên bố đã phải chi tiền hối lộ và giá trị trung bình tiền thuế đã trả theo ngành và theo địa điểm. Hiệu ứng ước tính của hối lộ tăng lên, cũng như một trong các loại thuế.

Các hiệu ứng ước tính của hối lộ là rất cao và gây nghi ngờ đối với mức độ phù hợp của các công cụ của chúng tôi. Rất tiếc là chúng tôi không có công cụ nào tốt hơn để kiểm tra và không thể so sánh kết quả với với các nghiên cứu trước đó. Svensson (2003) và Vital và Hanoteau (2010) sử dụng các chỉ số về tăng trưởng cơ sở làm biến phụ thuộc chứ không dùng chỉ số về hiệu quả kinh doanh.


Bảng 8: Ảnh hưởng của hối lộ và thuế trên hiệu quả hoạt động kinh doanh

1 2 3a 4b

OLS OLS IV IV

Phải chi hối lộ 0,20 0,14 -3,00** -4,49**

(0,12) (0,12) (1,72) (1,99)

Tiền thuế đã trả trong log 0,31*** 0,30*** 0,33*** 0,61**

(0,03) (0,03) (0,03) (0,26)

Vốn trong log 0,14*** 0,10*** 0,12*** 0,10***

(0,01) (0,02) (0,02) (0,02)

IPU không có vốn 0,23*** 0,08 0,09 0,06

(0,07) (0,08) (0,08) (0,08)

Quy mô nhân công trong log 0,69*** 0,68*** 0,68*** 0,61***

(0,05) (0,05) (0,05) (0,08)

Thâm niên của IPU 0,02*** 0,02*** 0,02*** 0,02***

(0,00) (0,00) (0,00) (0,00)

Bình phương thâm niên của IPU -0,00*** -0,00*** -0,00*** -0,00***

(0,00) (0,00) (0,00) (0,00)

Chỉ số sử dụng dịch vụ công 0,01 -0,00 -0,01 -0,02

(0,04) (0,04) (0,04) (0,04)

Xuất hoặc nhập khẩu 0,47*** 0,36*** 0,36*** 0,32***

(0,07) (0,07) (0,08) (0,09)

Hoạt động chính 0,25 0,27 0,23

(0,16) (0,17) (0,18)

Nữ -0,48*** -0,53*** -0,51***

(0,05) (0,06) (0,07)

Sinh tại thành phố 0,08* 0,06 0,06

(0,04) (0,05) (0,05)

Giáo dục tiểu học 0,07 0,05 0,06

(0,05) (0,05) (0,06)

Giáo dục trung học 0,16*** 0,19*** 0,21***

(0,06) (0,06) (0,07)

Giáo dục đại học 0,54*** 0,50*** 0,51***

(0,14) (0,15) (0,15)


Thuộc nhóm 40% có thu nhập cao nhất

0,06 0,05 0,05

(0,05) (0,05) (0,05)

Hiệu ứng ngành Có Có Có Có

Hiệu ứng quốc gia Có Có Có Có

Biến 4,70*** 4,57*** 5,06*** 5,04***

(0,12) (0,21) (0,32) (0,33)

Durbin (score) chi2(2)6,64 (p = 0,01)

8,18 (p = 0,02)

Wu-Hausman F(2,5143)6,62 (p = 0,01)

4,08 (p = 0,02)

Shea’s partial R2 cho hối lộ 0,01 0,01

Shea’s partial R2 cho thuế 0,02

1st-stage F thống kê hối lộ 11,92 12,49

1st-stage F thống kê các loại thuế 27,79

Số lượng các quan sát 6344 5916 5916 5916

R-squared 0,28 0,30 0,21 0,16

Nguồn: Các cuộc điều tra 1-2-3, giai đoạn 2, Khu vực kinh tế phi chính thức, 2001-2003, Viện Thống kê Quốc gia, AFRISTAT, DIAL; Tính toán của tác giả.

Độ lệch chuẩn trong ngoặc đơn. *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1a. Trong cột 4, trải nghiệm tham nhũng được đo bằng biến thay thế của tỉ lệ phần

trăm theo ngành và theo vị trí của các công ty cho biết đã phải trả tiền hối lộ.b. Cột 5, trải nghiệm tham nhũng và logarit thuế đã trả được đo bằng biến thay

thế của tỉ lệ phần trăm theo ngành và theo vị trí của các công ty cho biết đã phải trả tiền hối lộ, và giá trị trung bình tiền thuế đã trả tính theo ngành và vị trí.

6. Kết luận

Bài viết nghiên cứu các mối quan hệ giữa khu vực kinh tế phi chính thức và Nhà nước. Nội dung tập trung phân tích mức độ tham nhũng và hậu quả của nó với khu vực kinh tế phi chính thức. Điểm đáng chú ý, đây là lần đầu tiên vấn đề tham nhũng trong khu vực kinh tế phi chính thức được đo lường bằng trải nghiệm chứ không phải bằng cảm nhận và được phân tích thấu đáo. Nghiên cứu của chúng tôi mang tới những hiểu biết mới.


Kết luận quan trọng nhất từ dữ liệu của chúng tôi cho thấy, trái với quan niệm phổ biến, tại các thủ đô khu vực Tây Phi, đa số IPU không phải là nạn nhân của tham nhũng. Đúng vậy, chỉ có 4,2% các IPU tuyên bố rằng họ đã trả tiền hối lộ trong năm trước khi diễn ra cuộc khảo sát. Một con số như vậy không có nghĩa là tham nhũng chỉ là một hiện tượng lẻ tẻ. Nếu trải nghiệm hối lộ được phân bố một cách không đồng đều và độc lập trong dân số thì chỉ cần chưa đến 12 năm một nửa số IPU sẽ tiếp xúc với tham nhũng.

Ngoài ra, nếu chúng ta chỉ tính tới các IPU có tiếp xúc với Nhà nước trong năm trước khi diễn ra cuộc khảo sát, tỉ lệ này sẽ tăng lên đến 37%. Con số này cho thấy hối lộ đã trở thành một công cụ quan trọng để giải quyết khi gặp vấn đề với các công chức. Phân tích của chúng tôi về các yếu tố quyết định tham nhũng trong các IPU cho thấy không có sự khác biệt về cơ chế trong khu vực phi chính thức và khu vực chính thức. Các công ty lớn, các công ty hoạt động trong lĩnh vực vận tải có nhiều khả năng phải đối mặt với các hành vi đòi hối lộ của các quan chức. Ngoài ra, các phát hiện của chúng tôi rõ ràng cho thấy trải nghiệm tham nhũng làm giảm đáng kể hiệu quả kinh doanh.

Như vậy các chính sách xây dựng nhằm đấu tranh chống tham nhũng là cần thiết, nhưng không cần phải áp dụng riêng cho khu vực phi chính thức. Mặc dù tham nhũng dường như không phổ biến rộng rãi trong khu vực phi chính thức, cuộc chiến chống tham nhũng dường như là một yếu tố quan trọng dẫn tới sự thành công của các chính sách nhằm tăng mức độ chính thức hóa doanh nghiệp.

Nghiên cứu của chúng tôi cũng cho thấy tác động giảm nhẹ của việc không đăng kí kinh doanh. Dữ liệu giai đoạn 2 cho thấy không đăng kí là một vấn đề thực thi pháp luật yếu kém hơn là vấn đề tham nhũng. Nói cách khác mong muốn tránh các công chức đòi hối lộ ở các công ty có đăng kí chính thức. 39% IPU nghĩ rằng đăng kí là không bắt buộc và 21% không biết là bắt buộc phải đăng kí. Ngoài ra, kết quả của cuộc khảo sát cho thấy Nhà nước không thực sự quyết tâm yêu cầu các IPU tuân thủ pháp luật. Trong bảy thành phố thủ đô, chỉ có 6,2% người đứng đầu IPU nói rằng họ đã gặp rắc rối với các công chức trong năm trước khi tiến hành cuộc khảo sát.



Ades, A. and Di Tella, R, (1999), “Rents, Competition, and Corruption”, American Economic Review, Vol.89, No.4, pp.982–993.

Bearse, P., Glomm, G. and Janeba, E. (2000) “Why Poor countries rely mostly on redistribution in kind.” Journal of Public Economics 75: 432-481.

Brilleau, A Coulibbaly, S. Gubert, F., Koriko, O., Kuepie, M. and Ouedraogo, E. (2005) “Le secteur informel: Performances, insertion, perspectives, enquêtes 1-2-3 phase 2” Stateco, n°99, pp. 43-64.

Brilleau, A., Roubaud F. and Torelli C. (2005) “L’emploi, le chômage et les conditions d’activités, Enquête 1-2-3 phase 1” Stateco, n°99, pp. 43-64.

De Soto, H., 1989. The Other Path. Harper and Row, New York, NY.Djankov, S. (2008), “A response to Is Doing Business Damaging Business?”,

Journal of Comparative Economics doi:10.1016/j.jce.2008.01.003.Dollar, D., Fisman, R. and Gatti, R. (2001). “Are women really the “fairer”

sex? Corruption and women in government.” Journal of Economic Behaviour & Organization 46(4), 423-429.

Fisman, R., and Gatti, R. (2002). “Decentralization and Corruption: Evidence Across Countries”, Journal of Public Economics, 83(3), 325-45.

Fisman, R. and Svensson, J. (2007) “Are Corruption and Taxation Really Harmful to Growth? Firm Level Evidence,” Journal of Development Economics 83 (2007):63–75.

Gatti, R., Paternostro, S. and Rigolini, J. 2003. “Individual attitudes toward corruption: do social effects matter?”, Policy Research Working Paper Series 3122, The World Bank.

Hunt, J. (2004). “Trust and Bribery: The Role of the Quid Pro Quo and the Link with Crime.” NBER Working Papers 10510, National Bureau of Economic Research, Inc.

Hunt, J. (2006). “How Corruption Hits People When They Are Down.” NBER Working Papers 12490, National Bureau of Economic Research, Inc.

Hunt, J. and LASZLO, S. (2005). “Bribery: Who Pays, Who Refuses, What Are the Payoffs?” NBER Working Papers 11635, National Bureau of Economic Research, Inc.

Huntington, S. (1968), Political Order in Changing Societies, New Haven, Yale University Press.


Intern ational Labor Office (2002). ILO Compendium of Official Statistics on Employment in the Informal Sector. STAT Working Paper No. 1, Geneva.

Kaufmann, D. and WEI, S.-J., (1999). ‘Does ‘‘Grease Money’’ Speed up the Wheels of Commerce?’, in NBER Working Paper, No.7093, Washington, DC.

Lavallée, E. (2007) “Corruption, concurrence et développement. Une analyse économétrique à l’échelle des entreprises”, European Journal of Development Research, Vol. 19, 2, p.274-304.

Lavallee, E., Razafindrakoto, M. and Roubaud F. (2010) “Ce qui engendre la corruption: une analyse microéconomique sur données africaines” Revue d’Economie du Développement, 3, pp. 5-47.

Leff, N. 1964, “Economic Development through Bureaucratic Corruption.” The American Behavioural Scientist 8(2): 8-14.

Mauro, P. (1995), “Corruption and Growth”, Quarterly Journal of Economics, 60(3), pp.681-712.

Meon, P.-G. and Sekkat, K. (2005), “Does Corruption Grease or Sand the Wheels of Growth?”, Public Choice, 122, 1-2, pp. 69-97.

MEon, P.-G. and Weill, L. (2010). Is corruption an efficient grease?. World Development. Vol. 38, No. 3, pp. 244–259

Myrdal, G. (1968), Asian Drama: An inquiry into poverty of nations, New York, Pantheon Books.

Rand, J. and TorM, N. (2010). “The benefits of formalization: evidence from Vietnamese SMEs”. Working Paper, Development Economics Research Group (DERG), Department of Economics, University of Copenhagen.

Razafindrakoto, M. and Roubaud F. (2010). “Are international databases on corruption reliable? A comparison of expert opinions surveys and household surveys in sub-saharan Africa”. World development, August, 38(8), pp. 1057-1069.

Schneider, F. (2007). “Shadow economies and corruption all over the world: New estimates for 145 countries”. Economics: The Open-Access, Open-Assessment E-Journal. Volume 1.

Shleifer, A. (2004). “Does Competition Destroy Ethical Behaviour?”, AEA Papers and Proceedings, Vol.94, No.2, pp. 414–418.

Shleifer, A. and VISHNY, R. (1993). “Corruption” Quarterly Journal of Economics 108 (3): 599-617.

Svensson, J. (2003). “Who must pay bribes and how much? Evidence from


a Cross-Section of Firms.” Quarterly Journal of Economics 118 (1): 207-30.Swamy, A., Knack., S. and Azfar, O., (2001). “Gender and Corruption,”

Journal of Development Economics, 64(1): 25-55.Transparency International (2009), The Perception Corruption index

2009, Berlin.Treisman, D., 2000, “The causes of corruption: a cross-national study”,

Journal of Public Economics, 76 (3): 399-457.Van de Ven, W. and Van Praag, B. (1981). “The Demand for Deductibles in

Private Health Insurance: A Probit Model with Sample Selection”. Journal of Econometrics, 17(2): 229–252.

Van Rijckeghem, C. et Weder, B., (1997) “Corruption and the role of temptation: do low wages in civil service cause corruption?”, IMF Working Paper, WP/97/73. Washington D.C.

Vial, V. and Hanoteau, J. (2010). “Corruption, Manufacturing Plant Growth, and the Asian Paradox: Indonesian Evidence”, World Development, Vol. 38, No. 5, pp. 693–705.


2.4

CÓ PHẢI SỰ ĐOÀN KẾT KHÔNG TỰ NGUYỆN CẢN TRỞ HOẠT ĐỘNG CỦA CHỦ

DOANH NGHIỆP NHỎ? PHÂN TÍCH DỮ LIỆU CỦA KHU VỰC TÂY PHI

Michael Grimm, Flore Gubert, Ousman Koriko, Jann Lay và Christophe Jalil Nordman

Giới thiệu

Ở nhiều nơi tại khu vực châu Phi cận Sahara, nhiều cơ sở phi chính thức không đăng kí, khai báo tăng trưởng số lao động cũng như về vốn đầu tư. Tỉ lệ tái đầu tư lợi nhuận nói chung có vẻ thấp. Có nhiều lí do khác nhau được đưa ra, từ hạn chế của thị trường vốn, thái độ ngại rủi ro, thiếu các kĩ năng và thái độ kinh doanh… Một số nhà nghiên cứu cho rằng nguyên nhân bắt nguồn từ gia đình và người thân của các doanh nhân. Doanh nhân thành công có thể sẽ gặp khó khăn trong việc tiết kiệm nguồn vốn bởi vì họ chịu sức ép từ nhu cầu tiêu dùng cao của gia đình và bản thân, hoặc ít nhất là động lực đầu tư sẽ thấp, bởi họ nghĩ rằng sẽ phải chia sẻ một phần lớn lợi nhuận với người khác. Trong nghiên cứu xã hội học, khái niệm này thường được gọi là “đoàn kết không tự nguyện” hoặc “mặt tối của vốn xã hội” (Portes và Sensenbrenner, 1993).

Quan niệm cho rằng mối quan hệ gia đình và họ hàng cũng có thể tác dụng bất lợi thường được đề cập trong các tài liệu nhân học (xem Barth, 1967) và được nhấn mạnh bởi các nhà lí thuyết với sắc thái rất khác nhau và


kết luận khác nhau (Lewis, 1955; Meier và Baldwin, 1957; Bauer và Yamey, 1957; Hirschman, 1958). Quan niệm này cũng được thảo luận trong lĩnh vực xã hội học kinh tế, nơi nó được xem như nhược điểm của mối quan hệ chặt chẽ, cũng thường được gọi là “mối quan hệ khăng khít” (Granovetter, 1973, 1983, 1985; Barr, 2002). Gần đây hơn, một nhà kinh tế (Platteau, 2000; Hoff và Sen, 2006) tiếp tục đề cập đến chủ đề này. Mặc dù các tác giả thừa nhận rằng gia đình và các mối quan hệ họ hàng có thể là nền tảng để xây dựng khế ước xã hội trong bối cảnh thị trường không hoàn hảo. Đồng thời, họ lập luận rằng, mối quan hệ gia đình và thân tộc có thể trở thành một trở ngại quan trọng trong quá trình phát triển. Người ta cũng có thể không tham gia vào các hệ thống quan hệ gia đình và từ chối tuân thủ các nghĩa vụ xã hội. Điều này có thể gây ra nhiều thiệt hại và tổn thất về tâm lí. Nếu hiện tượng tái phân phối không tự nguyện kiểu này là phổ biến thì nó có thể cản trở sự tăng trưởng của nhiều doanh nghiệp nhỏ và siêu nhỏ tại châu Phi. Như Platteau (2000) đã nêu, điều này có thể giải thích lí do tại sao các doanh nhân thuộc dân tộc thiểu số như người da đỏ ở Đông Phi, người Liban và Syria ở Tây Phi thường rất thành công. Các dân tộc thiểu số này không bị người thân đòi hỏi nhiều và ít chịu tác động của các quan hệ xã hội và nghĩa vụ xã hội phức tạp.

Cho đến nay, không có nhiều nghiên cứu thực nghiệm xác nhận sự tồn tại của tác động tiêu cực của mạng xã hội đối với hoạt động kinh doanh. Di Falco và Bulte (2009) tìm thấy một số bằng chứng cho thấy quy mô quan hệ họ hàng càng lớn thì thu nhập không thể chia sẻ càng cao. Họ cũng tìm thấy bằng chứng cho rằng, việc chia sẻ bắt buộc dẫn đến thói quen không làm mà vẫn muốn hưởng (free riding) và làm giảm mong muốn tự bảo vệ đối với các cú sốc trong cuộc sống (Di Falco và Bulte, 2010). Baland, Guirkinger và Mali (2007) phân tích hành vi vay tiền và thấy rằng một số người vay tiền không phải vì họ có nhu cầu dùng tiền mà chỉ để họ hàng thấy rằng họ không dư dả và không thể cho người khác vay. Anderson và Baland (2002) cung cấp một số bằng chứng cho thấy phụ nữ ở Kenya tham gia vào các tổ chức tín dụng nhỏ để bảo vệ tiền tiết kiệm khỏi bị chồng tiêu xài mất. Gần nhất là nghiên cứu của Fafchamps (2002) tìm thấy một quan hệ nghịch chiều giữa cảm giác “lo sợ bị họ hàng lạm dụng” và giá trị gia tăng của các thương nhân nông nghiệp ở Madagascar, tuy nhiên, điều này không phải là chủ đề chính của bài nghiên cứu và ông không tiếp tục thảo luận về kết quả này.


Trong bài viết này, chúng tôi tìm hiểu về giả thuyết “đoàn kết không tự nguyện” bằng cách sử dụng một mẫu lớn các doanh nhân của khu vực phi chính thức tại các thủ đô kinh tế ở Tây Phi. Chúng tôi phân biệt giữa một bên là “gia đình và quan hệ họ hàng” và bên kia là vốn (mạng quan hệ) xã hội. Nhiều nghiên cứu đồng thuận với quan điểm cho rằng vốn xã hội mang lại nhiều lợi ích như giảm chi phí giao dịch, tạo điều kiện thuận lợi cho việc tiếp cận thông tin, giúp vượt qua những tình huống khó xử của hành động tập thể, tạo ra mạng lưới và cung cấp bảo hiểm phi chính thức (Xem Coleman, 1990; Fafchamps, 1996, 2001, 2002; Kranton 1996; Woolcock 2001; Minten và Fafchamps 1999; Platteau, 2000; Knorringa và van Staveren, 2006). Giống như La Ferrara (2007), chúng tôi dùng khái niệm các mối quan hệ gia đình và họ hàng để chỉ bất kì hình thức quan hệ huyết thống. Sự khác biệt chính giữa các cá nhân có quan hệ gia đình và họ hàng và các cá nhân có quan hệ tương tác nói chung là quan hệ gia đình và họ hàng đa phần có thể được coi là ngoại sinh và không thể được tự do thay đổi hoặc nếu có thể thì với chi phí tâm lí cao (La Ferrara, 2007).

Bài viết này gồm bốn phần: Phần một mô tả ngắn gọn khung lí thuyết, chủ yếu là giải thích nghĩa vụ chia sẻ có ảnh hưởng bất lợi đến việc phân bổ các nguồn lực của các hộ kinh doanh như thế nào. Phần hai trình bày các dữ liệu. Phần ba miêu tả các biến được sử dụng để đo mức độ của các mối quan hệ gia đình và họ hàng. Phần bốn thảo luận về các kết quả phân tích kinh tế lượng.

1. Khung lí thuyết

Trong phần này, chúng tôi tập trung vào các yếu tố bất lợi tiềm tàng của mối quan hệ gia đình và họ hàng, để sang một bên những tác động tích cực có thể có. Chúng tôi giả định rằng các hộ gia đình thành thị có khả năng tham gia vào một số hoạt động, trong đó có sản xuất và mua bán hàng hóa, dịch vụ và làm công ăn lương tại một công ty nào đó. Ngoài ra, chúng tôi còn giả định giá trị gia tăng được tạo ra trong hoạt động sản xuất sẽ chịu “thuế tương thân tương ái (thuế đoàn kết)” do gia đình và họ hàng áp đặt. Việc không trả thuế này có thể sẽ dẫn đến một số hình phạt mang tính xã hội rất đáng sợ, ví dụ như


không được an táng trong làng. Chúng tôi cũng giả định rằng tỉ trọng giá trị gia tăng được tạo ra và được chuyển cho gia đình phụ thuộc vào mức độ bình đẳng trong quan hệ gia đình của người chủ, từ số lượng người thuộc họ hàng, từ chi phí hoạt động của người chủ dành cho gia đình, v.v. Tiền lương không bị chịu khoản thuế này (hoặc bị ít hơn rất nhiều). Gia đình có thể dễ dàng theo kiểm soát giá trị gia tăng mà doanh nghiệp thu được hơn so với khoản thu nhập từ các công việc khác trên thị trường lao động. Tuy nhiên, điều này sẽ đúng nếu như các doanh nghiệp đạt đến một quy mô nhất định, ví như có hoạt động từ một trang web duy nhất, có một mức độ vốn cổ phần nhất định và có các lao động bên ngoài gia đình.

Chúng tôi giả định rằng các cơ sở phi chính thức hoạt động với một công nghệ sản xuất tân cổ điển với quy mô doanh thu không thay đổi, lợi nhuận cũng không tăng lên từ vốn và từ lao động. Trong trường hợp này, thuế đoàn kết làm giảm lợi nhuận thu được từ các yếu tố khác và các chủ cơ sở như vậy sẽ dành được ít vốn và lao động hơn cho các hoạt động sản xuất kinh doanh, cũng như tái phân bổ và đầu tư các nguồn lực ở nơi khác. Các yếu tố khác không thay đổi, hộ gia đình càng phân bổ ít lao động và vốn cho sản xuất thì tỉ lệ thuế càng cao. Đối với lao động, điều này có nghĩa rằng với một tỉ lệ thuế cao hơn, người ta sẽ sử dụng ít lao động bên ngoài hơn hoặc nhiều lao động thuộc họ hàng được cung cấp dưới hình thức lao động trả lương phụ thuộc bên ngoài hộ gia đình. Giả thuyết này được kiểm tra trong phần thực nghiệm. Có nghĩa là chúng tôi kiểm tra mối quan hệ giữa cường độ của mối quan hệ gia đình và họ hàng, việc sử dụng vốn và lao động trong các cơ sở sản xuất phi chính thức.

Tuy nhiên, như đã đề cập trong phần Giới thiệu, quan hệ gia đình và họ hàng cũng có thể có tác động tích cực vào các hoạt động kinh doanh. Chúng tôi giả định quan hệ gia đình và họ hàng có thể mang lại những tác động tích cực tới hoạt động của cơ sở, nhất là khi thị trường vốn là lao động không hoàn hảo. Không hoàn hảo có thể phát sinh, chẳng hạn như tiếp cận nguồn vốn bị hạn chế, thiếu hụt lao động có kĩ năng nhất định hoặc những rủi ro liên quan đến đạo đức phát sinh do chi phí giám sát cao. Do đó, tác động tích cực có thể ảnh hưởng đến việc sử dụng vốn và lao động ít nhất là qua ba kênh khác nhau: (i) gia đình và các mối quan hệ thân tộc có thể hoạt động như bảo hiểm chống lại những tác động của những cú sốc có thể làm giảm


bớt các cổ phiếu của vốn vật chất và lao động; (ii) gia đình và các mối quan hệ thân tộc có thể giúp các doanh nhân có được thông tin về các cơ hội đầu tư và thuê lao động đáng tin cậy, và (iii) trong các gia đình và các nhóm họ hàng, cả hai yếu tố vốn và lao động có thể xoay theo nhu cầu cá nhân. Nếu những tác động tích cực này tồn tại, họ có thể một phần hoặc thậm chí hoàn toàn bù đắp những tác động bất lợi phát sinh từ thuế đoàn kết. Chiến lược thực nghiệm và các dữ liệu của chúng tôi sẽ không cho phép gỡ rối các hiệu ứng tích cực và tiêu cực, nhưng chúng ta sẽ nhận biết các loại khác nhau của mối quan hệ mà chúng ta giải thích được liên kết với các kênh khác nhau, tích cực và / hoặc tiêu cực.

2. Dữ liệu

Chúng tôi sử dụng một bộ điều tra được gọi là các cuộc điều tra 1-2-3 tại bảy thủ đô kinh tế của Liên minh Kinh tế và Tiền tệ Tây Phi (WAEMU) vào đầu những năm 20001. Cuộc khảo sát 1-2-3 là cuộc điều tra nhiều lớp tổ chức theo ba giai đoạn và thiết kế đặc biệt để nghiên cứu khu vực phi chính thức (Brilleau và những người khác, 2005). Giai đoạn 1 là khảo sát đại diện của lực lượng lao động, trong đó bao gồm các thông tin chi tiết về công việc và đặc điểm nhân khẩu – xã hội của các cá nhân. Giai đoạn 2 là cuộc khảo sát mà thông tin được thu thập trên một tập hợp con của các cơ sở sản xuất phi chính thức được xác định trong giai đoạn 1. Giai đoạn này tập trung vào các đặc điểm của các doanh nhân và các cơ sở sản xuất của họ, bao gồm cả nhân viên. Các cơ sở được coi là phi chính thức nếu (a) họ không có hệ thống kế toán chính thức bằng văn bản và / hoặc (b) họ không đăng kí với một cơ quan quản lí thuế. Giai đoạn 3 là cuộc khảo sát chi tiêu trong các hộ gia đình, được thực hiện bằng cách sử dụng các cuộc phỏng vấn với một tập hợp con (một lần nữa) đại diện của giai đoạn 1, và một số hộ gia đình trong giai đoạn 2. Vì vậy, chúng tôi có thông tin từ giai đoạn 1 và 2 cho một tập hợp con (đại diện)

1 Các trung tâm đô thị là Abidjan, Bamako, Cotonou, Dakar, Niamey, Lome và Ouagadougou. Các khảo sát này do AFRISTAT và Viện Thống kê Quốc gia (NSI) thực hiện với sự hỗ trợ của DIAL khu vực hỗ trợ thống kê để giám sát đa phương (PARSTAT) vào giữa năm 2001 và 2003. Mô tả chi tiết hơn về dữ liệu trong Brilleau và những người khác, 2005.


của các doanh nhân phi chính thức (n = 6580) và thông tin từ ba giai đoạn khác tập hợp con (n = 1511). Giai đoạn 3 không được thực hiện tại Abidjan.

Trong phân tích thực nghiệm, chúng tôi tập trung vào người di cư trong nước, các doanh nhân di cư từ các vùng nông thôn hoặc thành phố cấp hai tới trung tâm kinh tế thủ đô và bắt đầu kinh doanh phi chính thức. Phân tích những người di cư tới đô thị có thuận lợi là có thể xem xét hai dạng quan hệ gia đình họ hàng, quan hệ tại thành phố nơi họ tới và quan hệ tại quê quán của họ. Chúng tôi giả định rằng loại quan hệ thứ hai chịu nhiều ảnh hưởng từ truyền thống hơn. So sánh vai trò của cả hai dạng quan hệ này sẽ mang lại những hiểu biết thú vị.

Phù hợp với mô hình lí thuyết của mình, chúng tôi sử dụng hộ gia đình là đơn vị quan sát. Chúng tôi tập hợp tất cả các cơ sở sản xuất trong một hộ gia đình thành một doanh nghiệp. Tập hợp này được thực hiện như sau: xác định cơ sở sản xuất chính trong gia đình là cơ sở sản xuất tạo ra giá trị gia tăng cao nhất. Sau đó, tổng cộng số lao động, vốn và tổng giá trị gia tăng của các cơ sở sản xuất trong mỗi hộ gia đình. Đối với tất cả các đặc điểm khác, chẳng hạn như ngành nghề và đặc điểm của chủ quản lí, chúng tôi dùng các giá trị của cơ sở sản xuất chính. Có thể có một số lí do khác nhau giải thích tại sao một hộ gia đình sở hữu một vài cơ sở. Đa dạng hoá các hoạt động kinh doanh có thể là một phương pháp lựa chọn danh mục đầu tư tối ưu khi có các mức lợi nhuận dự kiến và rủi ro khác nhau. cơ sở cũng có thể thuộc sở hữu của các thành viên hộ gia đình khác nhau và họ không nhất thiết phải góp chung nguồn lực. Cuối cùng, chia tách làm nhiều cơ sở nhỏ hơn có thể một chiến lược để giảm “thuế đoàn kết”, bởi vì che giấu một số cơ sở nhỏ dễ dàng hơn là giấu một cơ sở lớn. Hơn nữa, Camilleri (1996) cung cấp bằng chứng thực nghiệm rằng các doanh nhân thành công thường sử dụng lao động họ hàng trong các cơ sở thứ cấp (không phải cơ sở chính) để giữ chân những người họ hàng này cách xa các hoạt động sản xuất chính.

Bảng 1 trình bày số liệu thống kê mô tả về các doanh nhân nhập cư, cơ sở sản xuất và hộ gia đình của họ. Chúng tôi thấy rằng khoảng một nửa tổng số doanh nhân trong mẫu là đàn ông, độ tuổi trung bình là 38, khoảng 43% nói tiếng Pháp và 72% không có bất kỳ bằng cấp nào. Chúng tôi cũng mã hóa một biến cho dân tộc. Trong các nhóm dân tộc, người thuộc nhóm đa số có mã là “1”. Dân tộc “2” là những người thuộc nhóm lớn thứ hai và tương tự như


vậy. Người ta có thể thấy rằng khoảng 80% các doanh nhân thuộc một trong ba nhóm lớn nhất tại đất nước họ đang sinh sống.

Bảng 1: Thống kê mô tả

Trung bình E.T.

Đặc điểm của chủ sở hữu

Nam giới (=1) 0,509

Tuổi của chủ sở hữu 38,4 11,4

Nói tiếng Pháp (=1) 0,434

Không có bằng 0,718

Học xong tiểu học 0,179

Một vài khóa ở trung học 0,048

Tốt nghiệp cấp 1 (dạng khác) 0,055

Nhóm dân tộc 1 0,420



Đặc điểm gia đình

Quy mô gia đình 6,3 4,2

Chỉ có doanh nghiệp phi chính thức 0,795

Nhân viên hưởng lương của khu vực chính thức 0,097

Nhân viên hưởng lương của khu vực phi chính thức 0,100

Kết hợp khác 0,008

Đặc điểm của doanh nghiệp

Tuổi của doanh nghiệp 8,6 8,6

Áo quần và các thức khác 0,096

Hóa đơn khác và Ăn uống 0,143

Xây dựng 0,087

Bán xỉ / tại cửa hàng 0,114

Buôn bán nhỏ 0,272

Khách sạn và Nhà hàng 0,073

Dịch vụ sửa chữa 0,053

Vận chuyển 0,052


Dịch vụ khác 0,110Giá trị gia tăng hàng năm tính theo sức mua tương đương (USD)

5556 28459

Giờ hàng tháng của chủ sở hữu 225 127

Tổng giờ hàng tháng 381 379

Tổng số nhân viên bao gồm chủ sở hữu 1,9 1,6

Nhân viên được trả lương làm việc 0,2 0,9

Không có vốn vật chất (=1) 0,126

Vốn vật chất tính theo sức mua tương đương (USD) 1029 3647

Vốn vật chất (thấp hơn 33%) 11 12

Vốn vật chất (khoảng 33%) 127 75

Vốn vật chất (hơn 33%) 2953 5865

Số lượng doanh nghiệp 1,3 0,6

Quốc gia

Bénin 0,159

Burkina Faso 0,141

Côte d’Ivoire 0,162

Mali 0,178

Niger 0,062

Sénégal 0,128

Togo 0,169

N 2369

Nguồn: Khảo sát 1, 2, 3, ECOWAS 02/2001, tính toán riêng của tác giả.

Phần tiếp theo trong bảng 1 trình bày danh mục hoạt động của doanh nhân trong hộ. Các danh mục này gồm tất cả các hoạt động chính và thứ cấp của tất cả các thành viên trong gia đình. Khoảng 79,5% doanh nhân thuộc đối tượng lấy mẫu sống trong các hộ gia đình chỉ có một hoặc một vài hoạt động phi chính thức. Trong một số hộ, một hoặc một số thành viên tham gia thêm vào một số công việc hưởng lương phi chính thức. Chỉ có 19,8% số doanh nhân sống trong các hộ gia đình có doanh nghiệp và có ít nhất một người hưởng lương nhà nước (9,7%) hoặc làm việc trong khu vực tư nhân chính thức (10%). Các danh mục hoạt động có thể là một yếu tố quyết định quan trọng đối với hiệu quả kinh doanh của cơ sở, vì nó có thể ảnh hưởng


đến khả năng tiết kiệm, vay vốn và đầu tư. Nó cũng có thể quyết định quy mô mạng lưới quan hệ của cơ sở và trong đó có quan hệ với khu vực công và do đó ảnh hưởng đến việc tiếp cận các dịch vụ công và tiếp xúc với tham nhũng.

Tuổi trung bình của các cơ sở rất nhỏ này là khoảng 8,6 năm. Bảng 1 cũng cho thấy sự phân bố theo ngành và quốc gia. Các ngành lớn nhất là “buôn bán nhỏ lẻ”. Các ngành nhỏ nhất là “giao thông vận tải” và “dịch vụ sửa chữa” là các ngành có xu hướng sử dụng nhiều vốn. Đối với các quốc gia, mẫu được phân bố đồng đều vì các cuộc điều tra đều có cỡ mẫu tương tự, ngoại trừ mẫu của Niger nhỏ hơn một chút. Giá trị gia tăng trung bình hàng năm vào khoảng 5.600 USD2. Doanh nhân làm việc trung bình 225 giờ mỗi tháng tại cơ sở của họ. Tổng cộng, họ sử dụng khoảng 381 giờ lao động mỗi tháng. Số lượng việc làm trung bình là khoảng 1,9 gồm cả chủ sở hữu, và trung bình, chỉ có một phần tư số cơ sở thuê một nhân viên. 12,6% cơ sở không thông báo mức vốn đầu tư vật chất. Do đó, không ngạc nhiên khi thấy rằng vốn trung bình của nhóm đứng thứ ba trong phân bố vốn chỉ là khoảng 10 USD tính theo sức mua tương đương năm 2001. Trung bình, các hộ gia đình trong mẫu có 1,3 cơ sở.

3. Đo mức độ tiềm năng của mối quan hệ gia đình và quan hệ họ hàng

Từ bộ dữ liệu của mình, chúng tôi đề xuất các biến thay thế (proxy) sau đây cho mức độ tiềm năng của mối quan hệ gia đình và họ hàng. Mức độ này sau đó sẽ không chỉ giúp xác định mức thuế đoàn kết, mà còn cả ảnh hưởng tích cực có thể có của mạng lưới quan hệ trong trường hợp thị trường vốn và lao động không hoàn hảo.

Biến đầu tiên là tỉ lệ người dân từ các nhóm có cùng dân tộc sống trong cụm dân cư mà hộ gia đình cư trú. Tỉ lệ này được tính từ giai đoạn điều tra 1. Các cụm tương ứng với các khu dân cư trong phạm vi điều tra. Tùy theo quy mô thành phố, có khoảng 125 cụm và mỗi cụm có từ khoảng 300 đến 35.000

2 Giá trị gia tăng được quy đổi sang đôla và tính theo sức mua tương đương (PPP) năm 2001.


dân. Phương pháp đo lường dựa vào mật độ tập trung dân tộc là một thước đo hiển nhiên mức độ tiềm năng của mối quan hệ gia đình và quan hệ họ hàng. Mức độ quan hệ thân tộc trong khu vực càng cao thì áp lực chia sẻ thu nhập càng lớn. Tuy nhiên, mức độ quan hệ thân tộc cao có thể cũng có nghĩa là doanh nghiệp được hỗ trợ nhiều hơn. Do đó, câu hỏi thực nghiệm là hiệu ứng tích cực hay tiêu cực chiếm ưu thế. Nhiều khả năng là cả hai hiệu ứng này cùng tồn tại, có thể có thể bù trừ nhau ở mức độ nào đó. Điều này có nghĩa là chúng tôi sẽ đánh giá “hiệu ứng tổng” (net effect) của mạng lưới gia đình và quan hệ họ hàng trong phân tích thực nghiệm của mình. Chúng tôi cũng nhận thức được thực tế rằng biến thay thế mạng xã hội đầu tiên này không thể được coi như hoàn toàn ngoại sinh vì vị trí là một sự lựa chọn. Biến thay thế thứ hai của chúng tôi cho mức độ tiềm năng của mối quan hệ gia đình và họ hàng là tỉ lệ dân trong một cụm lớn lên trong cùng một khu vực với chủ doanh nghiệp - tức là trong cùng một khu vực hoặc huyện của đất nước. Một lần nữa chúng tôi giả định rằng tỉ lệ này càng cao thì áp lực chia sẻ càng lớn. Cũng như vậy, các thước đo sẽ phản ánh cả hiệu ứng tiêu cực và tích cực tiềm năng của các mối quan hệ. Thứ ba, chúng tôi sử dụng khoảng cách địa lí tới khu vực sinh sống hoặc quê quán của chủ doanh nghiệp. Chúng tôi giả định rằng khoảng cách dài hơn sẽ khiến việc quan sát hoạt động và hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp khó khăn và tốn kém hơn và do đó áp lực tái phân phối sẽ giảm theo khoảng cách. Ví dụ như Comola và Fafchamps (2010) đã cung cấp bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ ngược chiều giữa khoảng cách địa lí và việc chia sẻ thu nhập. Hơn nữa, chi phí của việc chia sẽ cũng có thể gia tăng cùng với khoảng cách nhất là khi không có hệ thống ngân hàng chính thức. Tuy nhiên, điều này không ảnh hưởng đến số tiền được chuyển, mà chỉ ảnh hưởng đến quyết định chuyển và tần số chuyển tiền. Thứ tư, chúng tôi sử dụng số năm người di cư đã sống ở thủ đô. Lí do là mối quan hệ gia đình và họ hàng có thể không chỉ giảm theo khoảng cách mà còn theo thời gian - một kiểu của hiệu ứng “xa mặt cách lòng”. Bảng 2 cho thấy các số liệu thống kê mô tả các biến này.


Bảng 2: Dữ liệu gián tiếp về mức độ tiềm năng của mối quan hệ họ hàng và gia đình

Trung bình E.T.

Từ cùng một nhóm dân tộc 0,373 0,266

Cùng nguồn gốc 0,038 0,043

Khoảng cách từ quê 188,5 169,4

Thời gian từ khi nhập cư 17,7 11,7

N 2369

Nguồn: Điều tra 1-2-3, CEDEAO 02/2001; tính toán riêng.

4. Áp lực tái phân phối, tích lũy vốn, nhu cầu lao động và mức độ nỗ lực của chủ sở hữu

4.1 Thông số kĩ thuật và kết quả chungBây giờ chúng ta xem xét liệu trong chừng mực nào thì mức độ tiềm năng

(không phải là trên thực tế) của mối quan hệ gia đình và họ hàng có tác dụng tiêu cực. Chúng tôi tập trung vào ba yếu tố đầu vào khác nhau của sản xuất hàng hóa và dịch vụ của hộ gia đình: vốn vật chất, K, tổng số giờ làm việc (của người lao động và thời gian làm việc của chủ doanh nghiệp) T

iL và số giờ làm việc riêng của chủ doanh nghiệp O

iL . Các kiểm định đã xác định rằng tất cả những yếu tố này thực sự tỉ lệ thuận với giá trị gia tăng, tức là chúng là các yếu tố đầu vào cho sản xuất phù hợp với bối cảnh của chúng tôi (Grimm và những người khác, 2011). Để kiểm tra khả năng có tác động tiêu cực, chúng tôi chạy ba hàm hồi quy sau đây:

logKi = βK0 + βK1Pi + X′ βK2 + Z′βK3 + S′βK4 + C′βK5 + ϑK (1)

logLTi = βLT0 + βLT1Pi + βLT2logKi + X′ βLT3 + Z′βLT4 + S′βLT5 + C′βLT6 + ϑLTi (2)

logLO = βLO0 + βLO1Pi + βLO2logKi + X′ βLO3 + Z′βLO4 + S′βLO5 + C′βLO6 + ϑLOi (3)


trong đó Pi là vector của các biến được sử dụng để đo mức độ tiềm năng của mối quan hệ gia đình và họ hàng của hộ gia đình i. Xji là một vector của các đặc tính cụ thể của doanh nhân j sống hộ i, như tuổi tác, giới tính, giáo dục và tình trạng di cư. Zi là một vector của các đặc điểm hộ gia đình chẳng hạn như dân tộc và danh mục hoạt động của hộ gia đình. Các vector Si và Ci lần lượt kiểm soát đối với hiệu ứng khu vực và quốc gia. Kiểm soát các hiệu ứng khu vực là quan trọng vì công nghệ sản xuất có thể khác nhau giữa các ngành. Ví dụ, buôn bán nhỏ sử dụng ít vốn hơn so với hầu hết các dịch vụ vận tải. Hơn nữa, sự lựa chọn ngành có thể có tương quan với áp lực tái phân phối (nhận thức). Các biến ϑ là các sai số tương ứng.

Trong phần tiếp theo, chúng tôi thảo luận kết quả của từng hàm hồi quy bắt đầu với mô hình xem xét mối liên hệ giữa gia đình và họ hàng với tổng số vốn vật chất được sử dụng. Do các doanh nhân có thể tích lũy vốn vật chất chủ yếu trong giai đoạn đầu của hoạt động, chúng tôi ước tính các mô hình cho những người di cư tại thủ đô kinh tế ít hơn 5 năm (Cột (1) và (2)) và ít hơn 15 năm (Cột (3) và (4)). Thủ tục này sẽ làm giảm các vấn đề sai số của thước đo và tăng sự đồng nhất của người di cư trong mẫu. Các kết quả được thể hiện trong Bảng 3. Các đặc điểm kĩ thuật đầu tiên sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính đơn giản (Cột (1) và (3)). Các đặc điểm kĩ thuật thứ hai sử dụng một mô hình Tobit (Cột (2) và (4)) để phản ánh thực tế là 13,6% các doanh nhân không sử dụng bất kỳ vốn vật chất nào.

Bảng 3: Mối quan hệ giữa gia đình và họ hàng và việc sử dụng vốn vật chất của chủ cơ sở

(1) (2) (3) (4)

Nhập cư, 5 năm hoặc ít hơn rtong thủ đô

Nhập cư,15 năm hoặc ít hơn rtong thủ đô

OLS Tobit OLS Tobit

Đến từ cùng một nhóm dân tộc 0,310 0,291 0,158 0,170

(0,549) (0,581) (0,347) (0,359)

Cùng nguồn gốc 0,464 0,370 0,271 0,062

(3,105) (3,085) (1,972) (1,803)

Khoảng cách từ quê 0,263* 0,316* 0,002 0,009

(0,152) (0,161) (0,089) (0,098)


Năm kể từ khi nhập cư 0,032 0,042 0,033** 0,036**

(0,067) (0,083) (0,016) (0,017)

Nam giới (=1) 1,061*** 1,118*** 0,878*** 0,917***

(0,316) (0,337) (0,178) (0,197)

Tuổi của chủ sở hữu 0,041*** 0,047*** 0,032*** 0,036***

(0,014) (0,015) (0,008) (0,010)

Nói tiếng Pháp (=1) 0,297 0,384 0,341* 0,364*

(0,345) (0,388) (0,182) (0,219)

Không bằng cấp (tham chiếu) (tham chiếu) (tham chiếu) (tham chiếu)

Học xong tiểu học -0,529 -0,753* -0,212 -0,300

(0,391) (0,443) (0,220) (0,241)

Một vài khóa ở trung học -0,218 -0,355 -0,282 -0,357

(0,743) (0,770) (0,347) (0,383)

Tốt nghiệp cấp 1 (dạng khác) -0,718 -1,051 -0,328 -0,485

(0,710) (0,678) (0,369) (0,377)

Nhóm dân tộc 1 (Réf,) (Réf,) (Réf,) (Réf,)

Nhóm dân tộc 2 -0,700* -0,868* -0,524** -0,586**

(0,399) (0,503) (0,215) (0,249)

Nhóm dân tộc 3 0,030 0,068 -0,084 -0,086

(0,311) (0,353) (0,180) (0,211)

Tuổi của doanh nghiệp -0,011 -0,019 0,001 0,001

(0,023) (0,027) (0,013) (0,016)

Chỉ có doanh nghiệp phi chính thức

Nhân viên hưởng lương của khu vực công

0,416 0,489 0,345 0,397

(0,438) (0,489) (0,235) (0,268)

Nhân viên hưởng lương của khu vực tư chính thức

0,550 0,556 0,222 0,252

(0,400) (0,439) (0,235) (0,264)

Kết hợp khác -0,849 -1,093 -0,972 -1,158

(1,515) (1,353) (0,891) (0,788)

Hiệu ứng của khu vực Có Có Có Có


Hiệu ứng của quốc gia Có Có Có Có

Liên tục 1,972* 1,592 3,714*** 3,512***

(1,034) (1,140) (0,589) (0,664)

R2 0,215 0,185

N 370 370 1117 1117

Ghi chú: Sai sót tiêu chuẩn trong ngoặc đơn (hợp nhất ở cấp khu vực). * p<0.10, ** p<0.05, *** p<0.01Nguồn: Khảo sát 1-2-3, ECOWAS 2001/02, tính toán riêng.

Kết quả cho thấy tích lũy vốn tại các cơ sở do nam giới điều hành cao hơn và vốn tăng cùng với tuổi của chủ cơ sở. Yếu tố học vấn không có ý nghĩa thống kê trong nhiều trường hợp. Trình độ tiếng Pháp chỉ có ý nghĩa thống kê trong các mẫu lớn. Không có hiệu ứng mang ý nghĩa thống kê liên quan đến các hoạt động khác trong gia đình, ví dụ lượng vốn không cao hơn trong các hộ gia đình có thêm thu nhập từ tiền lương từ khu vực công hoặc khu vực tư nhân chính thức. Điều này có thể gây ngạc nhiên, nhưng trong các hộ gia đình này, cơ sở phi chính thức thường chỉ là một hoạt động thứ cấp của hộ gia đình và thường được quản lí bởi vợ hoặc chồng của chủ hộ hoặc một người con. Vì vậy đầu tư có thể được duy trì ở mức tương đối thấp. Hiệu ứng khu vực rất có ý nghĩa thống kê (hệ số không được hiển thị trong Bảng 3). Như dự kiến, các ngành giao thông vận tải đặc biệt cần nhiều vốn. Ngược lại, buôn bán nhỏ chỉ sử dụng rất ít vốn. Cũng có hiệu ứng quốc gia nhưng không được trình bày. Nhìn chung, các hàm hồi quy OLS giải thích khoảng 20% của tổng phương sai vốn quan sát. R2 thấp cho thấy việc giải thích tình trạng đầu tư và vốn của các cơ sở nhỏ và siêu nhỏ không phải là đơn giản do vai trò của các biến không quan sát được, sai số đo lường và tính thất thường của các khoản đầu tư.

Các biến đo lường mối quan hệ gia đình và quan hệ họ hàng - biến chính mà chúng tôi quan tâm - chỉ có ý nghĩa thống kê trong các mẫu nhỏ, tức là trong các mẫu của những người di cư gần đây. Đối với mẫu nhỏ này, chỉ có hiệu ứng gắn với khoảng cách (Cột (1) và (2)) là có ý nghĩa thống kê. Ngược lại, các hiệu ứng gắn với mạng lưới gia đình tại địa phương, tức là mật độ quan hệ họ hàng trong khu phố thì không có ý nghĩa thống kê. Hệ số của biến


khoảng cách có dấu dương phù hợp với quan niệm rằng áp lực tái phân phối và tác động tiêu cực có liên quan giảm dần theo khoảng cách. Doanh nhân càng sống xa gia đình thì mức độ đầu tư vào hoạt động sản xuất càng cao. Ước tính trong cột (1) và (2) cho thấy khi khoảng cách tăng từ 100 km đến 200 km vốn được sử dụng tăng khoảng 30%, đó là một hiệu ứng quan trọng về mặt kinh tế. Trong cột (3) và (4), các mẫu được dùng bao gồm cả những người di cư đã sống lâu ở thành phố, chúng tôi thấy “số năm kể từ khi di cư” tỉ lệ thuận với vốn sử dụng. Điều này phù hợp với quan điểm rằng quan hệ gia đình có thể suy giảm theo thời gian và do đó có thể làm tăng mức độ hoạt động.

Các phát hiện này phù hợp với các kết luận của Beegle và những người khác (2008). Tại Tanzania, các tác giả thấy rằng khoảng cách tỉ lệ thuận với tăng trưởng tiêu dùng, tức là người di cư sống ở xa làng có mức tiêu thụ dài hạn tăng cao hơn so với những người sống gần làng. Các tác giả giải thích hiệu ứng này là kết quả của một mối tương quan thuận chiều giữa công việc thuận lợi và cơ hội kinh doanh và khoảng cách, tức là bán kính di chuyển càng lớn thì lợi ích tiềm năng từ di cư càng cao. Tuy nhiên, họ thấy rằng người di cư chia sẻ ít hơn so với những người không di cư, có kiểm soát các hiệu ứng hộ gia đình cố định, nói cách khác những người di cư chuyển ít tiền về nhà hơn so với anh em của họ sống ở nhà. Phát hiện này cũng phù hợp với tình trạng mà ở đó tác động tiêu cực giảm theo khoảng cách và khoảng cách sẽ giúp tiết kiệm tiền cho đầu tư. Trong trường hợp của mình, chúng tôi chỉ xem xét những người di cư đã đến thủ đô kinh tế, vì vậy các cơ hội kinh doanh tiềm năng là không đổi đối với một quốc gia và chỉ có khoảng cách là khác nhau đối với những người di cư khác nhau. Tuy nhiên, điều có thể ảnh hưởng đến kết quả của chúng tôi là khoảng cách có thể tương quan với đặc điểm không quan sát được của các doanh nhân, tức là các doanh nhân có năng lực có thể chấp nhận di chuyển xa hơn. Nếu các năng lực (không quan sát được) cũng dẫn đến đầu tư vào vốn vật chất, thì hiệu ứng tích cực của khoảng cách có thể làm tăng hiệu ứng năng lực. Ngoài ra, khoảng cách có thể tương quan với tài sản của hộ vì các hộ giàu có thể chấp nhận chi phí di chuyển xa hơn. Tuy nhiên, khác biệt trong chi phí cố định của việc di cư có thể là rất nhỏ trong các mẫu các quốc gia mà chúng tôi xem xét, đặc biệt nếu so với thu nhập hàng năm của một người nhập cư. Dưới đây chúng tôi trình bày một số kiểm chứng độ tin cậy để loại trừ những sai lệch có thể có.


Tiếp theo, chúng ta chuyển sang các hàm hồi quy tìm hiểu tác động của áp lực tái phân phối lên số giờ làm việc trong cơ sở (Bảng 4). Một lần nữa, chúng tôi sử dụng hai mẫu khác nhau. Một mẫu chỉ dành cho các doanh nhân đã hoạt động hơn 15 năm tại thủ đô (Cột (1)) và một mẫu với tất cả các doanh nhân nhập cư (Cột (2)). Vì chúng ta xem xét tình trạng động (flow) chứ không phải tình trạng tĩnh (stock), sai lệch do trí nhớ (recall bias) (liên quan đến việc định giá theo giá trị thay thế của tài sản đã được mua một thời gian dài trước đây) không thành vấn đề nữa và do đó không cần giới hạn trong các mẫu người di cư rất gần đây. Chúng tôi thấy rằng các cơ sở mà chủ sở hữu là nam giới sử dụng nhiều lao động. Việc sử dụng lao động cũng tăng theo quy mô của vốn. Tuổi tác, trình độ tiếng Pháp, học vấn và danh mục hoạt động của hộ gia đình không có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên một lần nữa, có những hiệu ứng thú vị liên quan đến bốn thước đo mức độ tiềm năng của mối quan hệ gia đình và quan hệ họ hàng. Tỉ lệ người dân trong khu phố thuộc cùng một nhóm dân tộc với các doanh nhân có tỉ lệ thuận. Tương tự như vậy, tỉ lệ người dân sống trong khu phố và lớn lên tại cùng miền quê có tỉ lệ thuận. Tuy nhiên, sống gần quê có tỉ lệ nghịch, tức là hệ số gắn với khoảng cách một lần nữa lại dương. Cuối cùng, số năm kể từ khi di chuyển tương quan cùng chiều với việc sử dụng tổng số giờ lao động. Các hiệu ứng không khác nhau nhiều giữa hai mẫu. Tăng 10 điểm phần trăm tỉ lệ người dân trong khu phố thuộc cùng một nhóm dân tộc làm tăng 2,8% số giờ lao động được sử dụng. Nếu dùng ước tính ở mức trung bình của mẫu, điều này có nghĩa là khoảng 10,7 giờ mỗi tháng. Nếu tỉ lệ của những người đồng hương tăng 1 điểm phần trăm (trung bình của mẫu là khoảng 3,8%) giờ công lao động sử dụng tăng 1,4%. Khoảng cách tăng 100% có liên quan tới mức tăng giờ làm việc khoảng 6-9%. Do đó, kết quả cho thấy rằng mối quan hệ gia đình và họ hàng liên quan đến thành phố có các hiệu ứng tích cực trong khi mối quan hệ gia đình và họ hàng liên quan đến nông thôn có liên quan đến đầu vào thấp hơn cho các hoạt động sản xuất. Tất nhiên, các kênh chính xác của các tác động tích cực cần điều tra thêm, nhưng các kênh này có thể có liên quan tới việc khắc phục khiếm khuyết của thị trường.


Bảng 4: Mối quan hệ gia đình và họ hàng và việc sử dụng lao động của chủ cơ sở

(1) (2) (3) (4)

Tổng số giờ làm việc Tổng số giờ làm việc của chủ sở hữu

Người nhập cư, 15 năm hoặc ít hơn trong thành phố

Tất cả người nhập cư

Người nhập cư, 15 năm hoặc ít hơn trong thành phố

Tất cả người nhập cư

Đến từ cùng một dân tộc 0,281** 0,248*** 0,217** 0,117

(0,132) (0,096) (0,097) (0,072)

Có cùng nguồn gốc 1,340** 1,356*** 0,781* 0,643*

(0,532) (0,444) (0,428) (0,361)

Khoảng cách từ quê 0,087*** 0,057** 0,048* 0,032*

(0,033) (0,024) (0,026) (0,019)

Năm kể từ khi nhập cư 0,012* 0,005** 0,005 0,000

(0,006) (0,002) (0,005) (0,002)

Số vốn vật chất 0,176*** 0,169*** 0,069*** 0,059***

(0,019) (0,013) (0,014) (0,010)

Không có vốn 0,402*** 0,367*** 0,118 0,058

(0,124) (0,092) (0,097) (0,069)

Nam giới (=1) 0,334*** 0,298*** 0,359*** 0,284***

(0,073) (0,054) (0,054) (0,039)

Tuổi của chủ sở hữu -0,002 -0,000 -0,003 -0,000

(0,005) (0,003) (0,003) (0,002)

Nói tiếng Pháp (=1) -0,003 0,044 -0,018 -0,010

(0,078) (0,056) (0,058) (0,042)

Không bằng cấp (tham chiếu) (tham chiếu) (tham chiếu) (tham chiếu)

Tốt nghiệp tiểu học -0,062 -0,024 -0,058 -0,008

(0,091) (0,066) (0,065) (0,047)

Tham gia một vài khóa ở trung học

0,119 0,147 -0,056 0,005

(0,144) (0,097) (0,105) (0,070)

Tốt nghiệp cấp 1 (dạng khác) -0,194 -0,147 -0,418*** -0,280***

(0,150) (0,119) (0,121) (0,094)


Nhóm dân tộc 1 (tham chiếu) (tham chiếu) (tham chiếu) (tham chiếu)

Nhóm dân tộc 2 -0,208 -0,162** -0,139 -0,104*

(0,130) (0,079) (0,092) (0,058)

Nhóm dân tộc 3 0,076 0,120** 0,028 0,052

(0,073) (0,051) (0,057) (0,038)

Tuổi của doanh nghiệp 0,005 0,004 0,003 -0,000

(0,006) (0,003) (0,004) (0,002)

Chỉ có doanh nghiệp phi chính thức

(tham chiếu) (tham chiếu) (tham chiếu) (tham chiếu)

Nhân viên hưởng lương của khu vực công

-0,101 -0,094 0,074 -0,088

(0,114) (0,071) (0,082) (0,060)

Nhân viên hưởng lương của khu vực tư chính thức

-0,105 -0,047 -0,033 -0,015

(0,100) (0,064) (0,080) (0,054)

Kết hợp khác -0,321 -0,567* -0,347** -0,403**

(0,244) (0,307) (0,175) (0,184)

Hiệu ứng khu vực Có Có Có Có

Hiệu ứng quốc gia Có Có Có Có

Liên tục 3,865*** 3,934*** 4,309*** 4,428***

(0,289) (0,200) (0,218) (0,147)

R2 0,208 0,206 0,136 0,116

N 1116 2288 1116 2288

Cuối cùng, chúng ta xem xét các hiệu ứng của mối quan hệ gia đình và họ hàng đối với số giờ làm việc của chủ doanh nghiệp (Cột (3) và (4)). Một lần nữa chúng tôi thấy mạng lưới xã hội trong thành phố có tương quan thuận chiều với giờ làm việc. Ví dụ, tăng 10 điểm phần trăm tỉ lệ người trong khu phố thuộc cùng nhóm dân tộc dẫn đến tăng khoảng 1 đến 2% giờ lao động của chủ sở hữu, tương ứng với trung bình của mẫu là khoảng 3-5,5 giờ mỗi tháng. Hoặc, nếu tỉ lệ dân số cùng quê tăng 1 điểm phần trăm, giờ làm việc sẽ tăng khoảng 0,7% hoặc khoảng 2 giờ ở ở mức trung bình của mẫu. Chúng tôi một lần nữa thấy hiệu ứng tích cực của các khoảng cách tới quê, nhưng


không phải cho số năm kể từ khi di cư. Chủ cơ sở sống xa quê dành nhiều thời gian cho hoạt động sản xuất hơn, điều này phù hợp với ý tưởng rằng áp lực tái phân phối từ gia đình làm giảm nỗ lực. Ví dụ, khi giảm khoảng cách 100%, số giờ lao động của chủ cơ sở giảm khoảng 4% hoặc 11,5 giờ ở mức trung bình của mẫu. Khi so sánh các kết quả thu được khi sử dụng một bên là tổng số lao động và bên kia là tổng số lao động do chủ cơ sở cung cấp, chúng ta thấy rằng các hệ số được ước tính cao hơn khi tổng số lao động được sử dụng. Điều này có nghĩa rằng có tác động tiêu cực tới cả lao động của chủ cơ sở và lao động làm thuê.

4.2 Kết quả bóc tách theo giới tínhKết quả trên cho thấy - khi kiểm soát các hiệu ứng ngành - theo một cách

có hệ thống, các cơ sở do nam giới quản lí sử dụng lao động và vốn vật chất nhiều hơn so với các cơ sở do phụ nữ quản lí. Bây giờ chúng ta kiểm tra xem liệu các biến thay thế cho áp lực tái phân phối có hiệu ứng khác khi ước tính các phương trình (1) (3) riêng biệt cho nam giới và phụ nữ. Trong 50% mẫu của chúng tôi tất cả các công ty được quản lí bởi phụ nữ. Người ta có thể cho rằng phụ nữ có nhiều khả năng hơn nam giới trong việc chi tiêu cho hàng hóa chung của hộ gia đình, sức khỏe và giáo dục của trẻ em. Áp lực tiềm tàng để chi tiêu mỗi đồng đô la thu được thêm để mua hàng hoá có thể ngăn cản phụ nữ mở rộng kinh doanh. Fafchamps và những người khác (2011) phân tích câu hỏi này trong bối cảnh đóng góp của các nữ doanh nhân ở Ghana dưới dạng tiền mặt và hiện vật được ngẫu nhiên hóa. Đúng là các tác giả tìm thấy đóng góp bằng tiền mặt có tác động nhỏ hơn tới lợi nhuận so với đóng góp bằng hiện vật vì tiền mặt dường như được dùng để trang trải chi phí trong gia đình và để đóng góp. Tuy nhiên, các phát hiện của họ cho rằng việc này là do thiếu tự kiểm soát hơn là do áp lực từ bên ngoài.

Về việc sử dụng các vốn vật chất, chúng tôi thấy rằng hiệu ứng mạng lưới tích cực liên quan tới tỉ lệ người đồng hương và cùng một nhóm dân tộc là rõ rệt đối với nam giới hơn so với phụ nữ.Tác động của khoảng cách tới quê trên việc sử dụng vốn là không có ý nghĩa thống kê cho cả nam và nữ, nhưng ít nhất có cùng dấu như trong mẫu chung. Đối với việc sử dụng lao động, nam giới dường như dựa nhiều hơn vào người đồng hương, trong khi phụ nữ dựa nhiều hơn vào người cùng cùng một nhóm dân tộc. Các hiệu ứng khoảng


cách đối với lao động cũng lớn hơn ở phụ nữ và rất có ý nghĩa thống kê. Phụ nữ sống gần quê có thể có liên kết gần gũi hơn với gia đình và do đó có thể tham gia nhiều hơn vào các hoạt động không liên quan đến kinh doanh của họ (như thường xuyên thăm gia đình hơn).

Các kết quả này được trình bày chi tiết trong nghiên cứu của Grimm và những người khác (2011). Người đọc quan tâm cũng có thể tìm thấy phân tích theo quốc gia và khu vực. Tuy nhiên, do cỡ mẫu hạn chế nên kết quả không vững chắc khi chúng ta bóc tách dọc theo quốc gia và khu vực.

4.3 Kiểm định mức độ vững chắcChúng tôi đã nêu ở trên, một trong những hạn chế của chúng tôi khi

phân tích liên quan đến biến khoảng cách. Chúng tôi lưu ý là khoảng cách có thể tương quan với các đặc điểm không quan sát được của các doanh nhân, như các doanh nhân có năng lực có thể chấp nhận di chuyển xa hơn. Nếu các năng lực (không quan sát được) cũng tác động tới đầu tư vào vốn vật chất và việc sử dụng các đầu vào lao động, hiệu ứng tích cực của khoảng cách có thể là do hiệu ứng khả năng tác động tới. Để loại trừ khả năng này, chúng tôi ước tính lại phương trình (1) (3) cho các mẫu nhỏ khác nhau chỉ tập trung vào các doanh nhân di chuyển ít nhất một khoảng cách nhất định từ quê của họ. Ví dụ một người nhập cư sống cách quê 5 km có thể có những đặc điểm quan sát được và không quan sát được rất khác một người nhập cư sống cách quê 100 km, nhưng một người nhập cư sống cách quê 100 km không có đặc điểm gì khác người nhập cư sống cách quê 200 km. Đối với vốn, hiệu ứng liên quan tới khoảng cách là vững chắc, hiệu ứng này thậm chí còn tăng lên nếu chúng ta chỉ ước tính cho các doanh nhân sống cách quê ít nhất 75 km. Chỉ khi chúng tôi chọn một ngưỡng rất cao (150 km và xa hơn) thì hiệu ứng này mới giảm đi và không còn ý nghĩa thống kê. Nhưng điều này chủ yếu là do cỡ mẫu nhỏ. Các kết quả liên quan tới tổng số giờ lao động được sử dụng và giờ lao động do chủ cơ sở cung cấp rất giống nhau. Các tác động ước tính rất vững chắc và vẫn tích cực ở nhiều khoảng cách khác nhau. Do đó, chúng tôi khá tự tin cho rằng khoảng cách không chỉ phản ánh sự khác biệt trong nỗ lực không quan sát được giữa những người di cư nội bộ sống gần quê và những người sống xa quê. Các chi tiết của việc kiểm định mức độ vững chắc này một lần nữa trình bày trong Grimm và những người khác (2011). Một khía cạnh


khác cần được lưu ý. Chúng tôi chỉ xem xét những người di cư quyết định chuyển tới sống tại thủ đô kinh tế của đất nước họ. Người ta có thể giả định rằng quyết định này thường được đưa ra bất kể khoảng cách đến thủ đô xa hay gần. Nói cách khác, người di cư không thực sự lựa chọn các khoảng cách di chuyển mà chỉ chọn giữa các thành phố thứ cấp hoặc các thủ đô kinh tế. Đặc biệt trong mẫu của chúng tôi về các nước Tây Phi, hầu như tất cả các nước đều có một trung tâm đô thị lớn và các thành phố và thị trấn thứ cấp, sự khác biệt giữa hai điểm đến khá rõ rệt. Do đó, chúng ta có xu hướng lập luận rằng tất cả những người chọn thủ đô kinh tế có các đặc điểm tương tự ở mức độ nào đó, và do đó sai lệch tiềm tàng gắn với thước đo khoảng cách của chúng tôi có thể tương đối nhỏ.

Để hỗ trợ thêm cho các phát hiện của mình và để xem xét cụ thể vai trò của “đóng góp không tự nguyện”, chúng tôi tính toán một thước đo thay thế áp lực tái phân phối bằng cách sử dụng các thông tin về đóng góp thực tế. Chính xác hơn, dựa trên phép hồi quy của “đóng góp” trên tổng chi tiêu cho tiêu dùng hộ gia đình, chúng tôi ước tính số dư cho thấy một hộ gia đình đóng góp nhiều hơn hoặc ít hơn so với hộ gia đình trung bình phụ thuộc vào mức độ tiêu thụ của hộ. Chúng tôi gọi biện pháp này là “đóng góp vượt mức được dự đoán”. Trong phép hồi quy này, chúng tôi kiểm soát giới tính, tuổi tác và học vấn của người đứng đầu hộ gia đình, danh mục hoạt động của hộ, các hiệu ứng quốc gia. Tổng tiêu thụ được sử dụng bao gồm tự tiêu thụ và các khoản đóng góp nhận được và do đó đây là một thước đo phù hợp cho tất cả các nguồn lực sẵn có. Số dư sau đó được sử dụng như một hàm thống kê trong các phương trình về vốn vật chất được sử dụng và lao động. Các chi tiết của phương pháp này được trình bày trong nghiên cứu của Grimm và những người khác (2011) và chúng tôi chỉ tóm tắt các kết quả chính. Đầu tiên, chúng tôi thấy rằng tổng tiêu thụ được sử dụng là một yếu tố dự báo rất tốt về các khoản đóng góp. Thứ hai, đóng góp vượt mức được dự đoán tỉ lệ nghịch với số vốn vật chất được sử dụng. Tăng 10% đóng góp vượt mức làm giảm khoảng 0,5% số vốn vật chất được sử dụng. Các hiệu ứng liên quan tới đầu vào lao động cũng có tỉ lệ nghịch nhưng chỉ có ý nghĩa thống kê nhỏ. Cần nhớ rằng đóng góp thực tế chỉ tồn tại trên một mẫu nhỏ - mặc dù có tính đại diện - hộ gia đình, điều này khiến việc ước lượng chính xác trở nên khó khăn.


5. Kết luận

Các nghiên cứu trước đây chỉ ra rằng tại nhiều nước có thu nhập thấp và trung bình, các doanh nhân nhỏ và rất nhỏ có lợi nhuận cận biên khá cao nhưng tỉ lệ tái đầu tư thấp. Có nhiều cách giải thích hiện tượng này, một trong những cách đó cho rằng “đoàn kết không tự nguyện” có thể khiến các doanh nhân giảm tiết kiệm và đầu tư. “Đoàn kết không tự nguyện” được thảo luận nhiều trong các tài liệu nhân học và xã hội học và thường được xem như là một đặc điểm tiêu biểu của các xã hội châu Phi cận Sahara. Tuy nhiên, không có nhiều nghiên cứu thực nghiệm nhằm đánh giá liệu đoàn kết không tự nguyện có thực sự là một vấn đề. Trong nghiên cứu này chúng tôi tập trung vào mối quan hệ gia đình và họ hàng và phân tích tác động tích cực và tiêu cực của các mối quan hệ đó đối với tăng trưởng của các cơ sở siêu nhỏ và nhỏ ở Tây Phi. Sử dụng một mẫu di cư nội bộ, chúng tôi kiểm định xem mức độ chặt chẽ của các mối quan hệ gia đình và họ hàng có thực sự tương quan theo tỉ lệ nghịch với các đầu vào lao động và vốn trong các hoạt động kinh doanh.

Chúng tôi thấy rằng các mối quan hệ gia đình và họ hàng tại địa phương làm tăng mức độ sử dụng các đầu vào lao động, tức là tổng số lao giờ động được sử dụng và tổng số giờ lao động do chủ cơ sở cung cấp, có thể vì mạng lưới quan hệ địa phương giúp vượt qua sự không hoàn hảo của thị trường lao động. Nam giới dường như dựa nhiều hơn vào đồng hương, trong khi phụ nữ dựa nhiều hơn vào người cùng nhóm dân tộc. Thật thú vị, hiệu ứng khoảng cách đối với lao động ở phụ nữ cao hơn ở nam giới và rất có ý nghĩa thống kê. Hiệu ứng tích cực nhất quán của khoảng cách đối với quê quán người nhập cư cho thấy mối quan hệ lỏng lẻo có tương quan với việc sử dụng nhiều vốn vật chất và lao động. Mặc dù chúng tôi chưa thể đưa ra kết luận về quan hệ nhân quả, phát hiện này phù hợp với giả thuyết rằng áp lực tái phân phối gắn với quê quán có tác dụng tiêu cực và tác dụng này dường như giảm theo khoảng cách. Sống xa nhà hơn có thể giúp tiết kiệm nhiều tiền hơn do ít chịu áp lực từ nhu cầu tiêu dùng của gia đình. Trong một chừng mực nào đó, chúng ta có thể loại trừ khả năng kết quả này chịu ảnh hưởng của các yếu tố không quan sát được, các yếu tố đồng thời quyết định quyết tâm và năng lực di cư của doanh nhân cũng như năng lực quản lí cơ sở. Chúng tôi cũng tìm thấy bằng chứng không vững chắc cho thấy thời gian di cư có tương quan tỉ lệ thuận


với việc sử dụng vốn và lao động khi kiểm soát thâm niên của cơ sở. Phân tích của chúng tôi dựa trên quan điểm tĩnh và không tính tới khả năng đóng góp của người di cư đô thị cho gia đình ở quê có thể tuân theo thỏa thuận di cư và là cách thanh toán chi phí di cư. Tuy nhiên, điều này sẽ không làm kết luận của chúng tôi suy giảm, vì thỏa thuận di cư có tác dụng tiêu cực sẽ không hiệu quả. Trong một thỏa thuận hiệu quả, người di cư cần tối đa hóa lợi nhuận, tức là sử dụng các nguồn lực của họ một cách tối ưu và sau đó phân phối lại một phần lợi nhuận cho gia đình.

Khám phá của chúng tôi cho thấy mối quan hệ gia đình và họ hàng tại thành phố cho thấy các quan hệ này dường như tạo điều kiện tốt cho sự tương trợ lẫn nhau. Bản chất chính xác của các mối quan hệ cần phải được nghiên cứu kĩ hơn bằng cách sử dụng các nguồn dữ liệu khác nhau, tuy nhiên có khả năng là các quan hệ này liên quan tới các yếu tố của khái niệm rộng hơn là vốn xã hội và có thể mang tới các yếu tố như tín dụng, bảo hiểm, lao động và tiếp cận với khách hàng và thị trường.

Rõ ràng, cần thận trọng khi đưa ra các hệ quả chính sách từ các phát hiện của chúng tôi. Kết luận của chúng tôi nêu vấn đề về tính phù hợp của các chuẩn mực truyền thống với phát triển kinh tế hiện đại và vì vậy đề cập đến một cuộc tranh luận lớn trong lí thuyết hiện đại hóa năm mươi năm trước. Tuy nhiên, nhiều nghiên cứu gần đây cho thấy nói chung các chuẩn mực cần được coi như nội sinh: Khi mọi người thấy được lợi ích của việc tách ra khỏi mạng lưới hỗ trợ gia đình dựa trên truyền thống và khi cơ chế bảo hiểm chính thức xuất hiện, các tác động tiêu cực của quan hệ gia đình và họ hàng có thể mất dần tầm quan trọng. Các hiệu ứng liên quan đến mối quan hệ gia đình và họ hàng tại thành phố cho thấy các mối quan hệ này có khả năng tăng cường hoạt động kinh doanh. Trong khi các nghiên cứu tiếp theo có thể tập trung vào các cơ chế chính, chính sách có thể tái tạo các mạng lưới hỗ trợ cơ sở bên ngoài các mạng lưới này. Chúng tôi kết thúc với một lưu ý. Nghiên cứu này cần được xem như một nỗ lực để xây dựng khái niệm tác động tích cực và tiêu cực của mối quan hệ gia đình và họ hàng trong bối cảnh của các doanh nhân châu Phi. Các bằng chứng thực nghiệm, mặc dù hoàn toàn phù hợp với phân tích lí thuyết của chúng tôi, dựa trên dữ liệu liên ngành (cross-sectional), điều này rõ ràng khiến việc xử lí tính không đồng nhất không quan sát được trở nên khó khăn, một vấn đề có thể sẽ đặc biệt quan trọng trong bối cảnh của chúng tôi.



Anderson, S. and J.-M. Baland (2002), “The Economics of Roscas and Intrahousehold Resource Allocation”, Quarterly Journal of Economics, 117 (3): 963-95.

Baland, J.-M., C. Guirkinger et C. Mali (2007), “Pretending to be Poor: Borrowing to Escape Forced Solidarity in Cameroon”, Mimeo.

Barr, A.M. (2002), “The Functional Diversity and Spillover Effects of Social Capital”, Journal of African Economies, 11 (1): 90-113.

Barth, F. (1967), “On the Study of Social Change”, American Anthropologist (new series), 69 (6): 661-669.

Bauer, P.T. et B.S. Yamey (1957), The Economics of Under-developed Countries, Cambrid University Press, Cambridge.

Beegle, K., J. De Weerdt and S. Dercon (2008), “Migration and Economic Mobility in Tanzania: Evidence from a Tracking Survey”, World Bank Policy, Research Working Paper 4798, World bank, Washington D.C.

Belsley, D.A., E. Kuh and R.E. Welsch (1980), Regression Diagnostics: Identifying Influential Data and Sources of Collinearity, John Wiley, New York.

Brilleau, A., E. Ouedraogo et F. Roubaud (2005), “L’Enquête 1-2-3 dans les principals agglomérations de l’UEMOA : la consolidation d’une méthode”, Stateco, 99, 15-19.

Camilleri, J.-L. (1996), La petite entreprise africaine. Mort ou résurrection ? L’Harmattan, Paris.

Coleman, J. (1990), Foundations of Social Theory, Harvard University Press, Cambridge.

Comola, M. et M. Fafchamps (2010), “Are Gifts and Loans between Households Voluntary?”, CSAE Working Paper Series, #2010-20, Centre for the Study of African Economies, Oxford University, Oxford.

Di Falco, S. and E. Bulte (2010), “Social Capital and Weather Shocks in Ethiopia: Climate Change and Culturally-induced Poverty Traps”, Mimeo, LSE et Wageningen University.

Di Falco, S. et E. Bulte (2009), “The Dark Side of Social Capital: Kinship, Consumption, and Investment”, Mimeo, LSE and Wageningen University.

Fafchamps, F. (2002), “Returns to Social Network Capital Among Traders”, Oxford Economic Papers, 54 (2): 173-206.


Fafchamps, F. (2001), “Networks, Communities, and Markets in Sub-Saharan Africa: Implications for Firm Growth and Investment”, Journal of African Economies, 10: 119-142.

Fafchamps, F. (1996), “The Enforcement of Commercial Contracts in Ghana”, World Development, 24 (3): 427-448.

Fafchamps, M., D. Mckenzie, S. Quinnet C. Woodruff (2011), When is Capital Enough to Get Female Microenterprises Growing? Evidence from a Randomized Experiment in Ghana, Mimeo, University of Oxford, Oxford.

Granovetter, M. (1985), “Economic Action and Social Structure: The Problem of Embeddedness”, American Journal of Sociology, 91 (3), pp. 481-510.

Granovetter, M. (1983), “The Strength of Weak Ties: A Network Theory Revisited”, Sociological Theory, 1, pp. 201-233.

Granovetter, M. (1973), “The Strength of Weak Ties”, American Journal of Sociology, 78, 1360-1380.

Grimm, M., F. Gubert, O. Koriko, J. Lay et C.J. Nordman (2011), Kinship-Ties and Entrepreneurship in Western African, Mimeo, International Institute of Social Studies, Erasmus University Rotterdam.

Hirschman, A. O. (1958), The Strategy of Economic Development, Yale University Press, Londres.

Hoff, K. and A. Sen (2006), “The Kin as a Poverty Trap”, in Bowles, S., S.N. Durlauf et K. Hoff (Eds), Poverty Traps, Princeton University Press, New York.

Knorringa, P. et I. Van Staveren (2006), Social Capital for Industrial Development: Operationalizing the Concept, UNIDO, Vienne.

Kranton, R.E. (1996), “Reciprocal Exchange: A Self-Sustaining System”, American Economic Review, 86 (4), pp. 830-851.

La Ferrara, E. (2007), “Family and Kinship ties in Development: An Economist’s Perspective”, 5th conference AFD-EUDN, December, Paris.

http://www.afd.fr/webdav/site/afd/shared/PORTAILS/PUBLICATIONS/EUDN/EUDN2007/laferrara.pdf.

Lewis, W. A. (1954), “Economic Development with Unlimited Supplies of Labour”, Manchester School 28(2), pp. 139-191.

Meier, G.M. and R.E. Baldwin (1957), Economic Development: Theory, History, Policy, John Wiley and Sons, New York.


Minten, B. and F. Fafchamps (1999), “Relationships and Traders in Madagascar”, Journal of Development Studies, 35 (6), pp. 1-35.

Platteau, J.-P. (2000), Institutions, Social Norms and Economic Development, Harwood Academic Publishers, Amsterdam.

Portes, A. and J. Sensenbrenner (1993), “Embeddedness and Immigration. Notes on the Social Determinants of Economic Action”,The American Journal of Sociology, 98(6), pp. 1320-1350.

Woolcock, M. (2001), “Microenterprise and Social Capital: A Framework for Theory, Research and Policy”, Journal of Socio-Economics, 30 (2), pp. 193-198.Volo bla quos eossi nonem faceperum quiatur?

Ficiend ionsed mosandignam, quias exerspel et occabor ernatiur? Ficitis sinctes torest qui blanduciae. Itaquas eat.

Et officit poriam voluptae vel il eos ditae volor am ium ditaturendae natati ut omni reptionsedit venisci odis ditatibust, quid molor ape porene omniendebit et as acculla tempor alit et, et quo earuptatur?

Ebitate sectatem dolorunt.Hit, cus duste labore int voluptatiis sit porpor se veliqui sinctat usandae

voluptatium dolorep elentiis iscilique pe venes et aut rem idic torum fuga. Simpore, quam rero incti ant quaeceprest, od ut eostist rem doloreicatur accus simodic tempore nonet pro idicias expedi ullautam que saepe volupiduntia comnient qui tem hilitem reperum volupti incienis perendu scipis sus dit resequi omnihicius.

Reriae. Ut que solor asperovit qui ressed eic tem ilitioraecto omnis moluptatur, ommolup taspero mil mo dolorem poruntiation et fugitibus aut aut idictem rent aspere sam ne re cullam assunturiata cumqui volor sundelit inctendus eum ipitas rendendae voloresci as ipsa doluptat faces porum ex estiusdae pel moluptas nonsequod que nonsequatis aciet la placcuptios cumqui doluptatus sae quias dollit faccusdae mintia nullab iument iditatur,


2.5

DOANH NHÂN KẾ NGHIỆP THEO KIỂU CHA TRUYỀN CON NỐI TRONG

KHU VỰC KINH TẾ PHI CHÍNH THỨC TẠI TÂY PHI: RÀNG BUỘC HAY HY VỌNG

CHO MỘT THU NHẬP TỐT HƠN?

Laure Pasquier-Doumer

Từ những năm 1970, khu vực kinh tế phi chính thức ngày càng được quan tâm nghiên cứu. Mối quan tâm này xuất phát một phần từ việc hầu hết các hộ gia đình ở các nước đang phát triển, đặc biệt là các hộ gia đình nghèo, có phần lớn thu nhập từ khu vực phi chính thức. Tuy nhiên, sau gần bốn thập kỉ nghiên cứu, vẫn chưa có đồng thuận về nguồn gốc và nguyên nhân của khu vực kinh tế phi chính thức. Theo trường phái nhị nguyên, khu vực kinh tế phi chính thức có nguồn gốc từ việc phân khúc thị trường lao động và sự bão hòa của khu vực kinh tế chính thức. Khu vực phi chính thức cấu thành phân khúc lao động kém may mắn nhất vào làm cho thị trường lao động trở nên mất cân đối (Lewis, 1954; Harris, 1970; Todaro và Pradhan, 1995). Một cách tiếp cận gần đây coi khu vực kinh tế phi chính thức như một khu vực kinh doanh năng động và tự nguyện của các cơ sở nhỏ, nơi mà các cá nhân quyết định trở thành doanh nhân trong khu vực kinh tế phi chính thức vì họ kì vọng sẽ có cuộc sống tốt hơn so với lao động hưởng lương hoặc trở thành doanh nhân ở khu vực kinh tế chính thức (Maloney, 2004; Packard, 2007). Theo quan điểm này, một số lượng lớn các doanh nhân trong khu vực phi chính thức có thể


phản ánh sự phân bổ lao động hiệu quả. Trong khi cuộc tranh luận ngày càng trở nên phân cực trong những năm gần đây (Bacchetta và những người khác, 2009), một cách tiếp cận tích hợp dựa trên khái niệm thị trường lao động đa phân khúc (multi-segmented labour-markets) (Chen, Fields, 2005) đã xuất hiện. Cách tiếp cận mới này cho rằng khu vực phi chính thức gồm các phân khúc khác nhau. Phân khúc trên bao gồm các doanh nhân tự nguyện tham gia vào khu vực kinh tế phi chính thức trong khi phân khúc dưới gồm các hộ gia đình buộc phải tham gia do không có sự lựa chọn nào khác.

Trong khi không có đồng thuận về tính chất tự nguyện trong khu vực kinh tế phi chính thức thì có bằng chứng vững chắc cho thấy tầm quan trọng của tính chất cha truyền con nối của tình trạng doanh nhân kế nghiệp. Tại Mỹ, một nửa số doanh nhân là kế nghiệp từ gia đình (Dunn và Holt-Eakin, 2000). Ở Pháp, 41% doanh nhân có bố đẻ hoặc bố vợ hoặc bố chồng (Laferrère và McEntee, 2001) cũng từng là doanh nhân. Tại Tây Phi, mức độ tái sản xuất xã hội cũng cao nhất đối với các lao động kế nghiệp (Pasquier Doumer, 2010a). Tuy nhiên, rất ít nghiên cứu thu thập dữ liệu về các nguyên nhân của mối tương quan ở mức độ cao của tình trạng lao động kế nghiệp từ gia đình. Các nghiên cứu hiếm hoi sử dụng dữ liệu từ các nước phát triển cho thấy việc có bố làm nghề tự do là một điều kiện thuận lợi để tăng thu nhập dự kiến (Dunn và Holt-Eakin, 2000; Lentz và Laband, 1990; Fairlie và Robb, 2007a, 2007b; Colombier Masclet, 2006, 2008; Laferrère và McEntee, 1996). Trong bối cảnh các nước đang phát triển, mối tương quan ở mức độ cao của tình trạng lao động kế nghiệp đặt ra câu hỏi sau đây: Có phải con của những doanh nhân sẽ có nhiều lợi thế để trở thành các lao động kế nghiệp hơn so với con của những người làm công ăn lương? Nói cách khác, họ có thể tiếp cận tốt hơn tới các nguồn lực phi chính thức về con người, vật chất và xã hội? Nếu đúng là có lợi thế như vậy, chúng ta có cơ sở để tin rằng họ quyết định tự nguyện gia nhập khu vực kinh tế phi chính thức vì họ mong đợi sẽ có thu nhập tốt hơn. Khi đó, những đối tượng này tạo thành một phân khúc kinh doanh năng động và tự nguyện của khu vực kinh tế phi chính thức.

Bài viết này có hai mục đích. Thứ nhất, xác định liệu các doanh nhân ở khu vực kinh tế phi chính thức thế hệ thứ hai trong bối cảnh Tây Phi có lợi thế kinh doanh hơn so với thế hệ đầu tiên không. Thứ hai, đâu là bản chất và nguồn gốc của lợi thế này. Có phải lợi thế này xuất phát từ việc kế thừa các


nguồn lực phi chính thức về con người, vật chất và xã hội? Tầm quan trọng của mỗi nguồn lực này là như thế nào? Những vấn đề này dường như đặc biệt có ý nghĩa trong bối cảnh của châu Phi bởi hai lí do chính. Một mặt, sự bất bình đẳng ở châu Phi là rất cao và tính di động xã hội rất thấp (Cogneau và những người khác, 2007). Vì vậy, bài viết này sẽ góp phần tìm hiểu tính kế thừa của hiện tượng bất bình đẳng. Mặt khác, các hoạt động phi chính thức cung cấp nguồn thu nhập và việc làm chủ yếu cho hầu hết dân cư đô thị châu Phi (Brilleau và những người khác, 2005). Ngoài ra, khu vực phi chính thức là môi trường quan trọng, nơi thanh niên, đặc biệt là thanh niên bỏ học bắt đầu học nghề và hội nhập vào thị trường lao động (Walther 2007).

Phần 1 trình bày tổng quan các tài liệu nghiên cứu về đề tài và bối cảnh. Phần 2 trình bày dữ liệu và phương pháp thực nghiệm. Phần 3 mô tả các đặc điểm chính của những doanh nhân kế nghiệp thế hệ thứ hai. Phần 4 xác minh sự tồn tại của lợi thế so sánh của những doanh nhân kế nghiệp thế hệ thứ hai. Phần 5 phân tích các yếu tố cấu thành lợi thế này. Phần 6 là kết luận.

1. Tổng quan nghiên cứu và bối cảnh

Một số nghiên cứu phân tích ảnh hưởng từ việc cha mẹ làm chủ đối với các yếu tố quyết định khả năng con cái họ trở thành lao động kế nghiệp thay vì làm công ăn lương tại các nước phát triển (Dunn và Holtz-Eakin, 2000; Colombier và Masclet, 2008; Laferrère và McEntee, 1996). Tất cả các nghiên cứu này đều xác nhận con cái những doanh nhân có xác suất trở thành doanh nhân kế nghiệp cao hơn đáng kể. Hai kênh chính được xác định. Thứ nhất, các doanh nhân thành công có khả năng và sẵn sàng cung cấp tiền vốn cho con cái mình và nhờ đó giảm sức ép vay vốn cho con. Thứ hai, cha mẹ truyền cho con cái kinh nghiệm làm việc quý báu, uy tín, nguồn nhân lực có giá trị cao. Thomas Dunn và Douglas Holtz-Eakin (2000) thấy rằng, tại Mỹ, thị trường tín dụng gia đình không ảnh hưởng nhiều tới tương quan của hình thái lao động tự do giữa các thế hệ. Ngược lại, kinh nghiệm của cha mẹ là doanh nhân có ảnh hưởng lớn. Do kinh nghiệm của cha mẹ có tác động lớn hơn khi cha mẹ thành công, các tác giả kết luận rằng ý nghĩa của việc cha mẹ


là doanh nhân truyền dạy các kĩ năng quản lí hoặc các khía cạnh khác của nguồn nhân lực chứ không phải phản ánh việc cha mẹ truyền cho con ước vọng tự chủ hoặc được kế nghiệp như là một lối sống.

Theo hiểu biết của tôi, chỉ có hai nghiên cứu tìm hiểu tác động của truyền thống gia đình đối với kết quả kinh doanh của cơ sở sản xuất nhỏ (Lentz và Laband năm 1990, Fairlie và Robb 2007b). Cả hai đều liên quan đến Mỹ. Bernard Lentz và David Laband (1990) cho rằng các cá nhân học hỏi được các kĩ năng quản lí chung khi lớn lên trong gia đình kinh doanh và tiếp xúc thường xuyên với công việc kinh doanh của gia đình. Khi đó con cái những doanh nhân có lợi thế hơn so với các con cái những người làm công ăn lương không được chứng kiến cha mẹ làm việc. Các tác giả cho thấy các doanh nhân thế hệ thứ hai thành công hơn so với doanh nhân thế hệ đầu tiên. Vì họ bắt đầu kinh doanh ở độ tuổi trẻ hơn đáng kể và bắt đầu sự nghiệp kinh doanh với nguồn nhân lực sẵn có quan trọng, các tác giả kết luận rằng con cái của các doanh nhân có lợi thế so sánh thông qua việc sớm nắm được các nguồn nhân lực kinh doanh, và lợi thế này được dự đoán sẽ khuyến khích con cái tự nguyện theo chân cha mẹ.

Robert Fairlie và Alicia Robb (2007b) xác định ba yếu tố tiềm năng có thể dẫn đến thành công lớn hơn cho những doanh nhân kế nghiệp thế hệ thứ hai: thu thập kinh nghiệm chung về kinh doanh hoặc kinh nghiệm quản lí trong sản nghiệp của gia đình, thu thập kinh nghiệm chung về ngành hoặc kinh nghiệm đặc thù trong cơ sở sản xuất của gia đình và được nhận thừa kế cơ sở kinh doanh. Trong trường hợp nhận thừa kế, cha mẹ chuyển giao vốn kinh doanh dưới các hình thức như uy tín hoặc khách hàng sẵn có. Các dữ liệu khác dữ liệu của Lentz và Laband (1990) cho thấy kinh nghiệm đã từng làm việc trong một cơ sở sản xuất của gia đình là một yếu tố quyết định quan trọng đối với kết quả kinh doanh.

Tại các nước đang phát triển, không có nghiên cứu riêng về tác động của truyền thống gia đình đối với kết quả kinh doanh của các cơ sở phi chính thức. Tuy nhiên, chúng ta có thể tìm thấy một số bằng chứng trong các tài liệu về vốn xã hội, đặc biệt là về ảnh hưởng của quan hệ gia đình đối với kết quả kinh doanh của cơ sở. Marcel Fafchamps và Minten (2002) tìm hiểu khả năng các mạng lưới quan hệ xã hội có thể nâng cao hiệu quả kinh doanh đối với các thương nhân nông nghiệp ở Madagascar. Trong khi 1/4 số thương nhân được


khảo sát có cha hoặc mẹ làm kinh doanh và 14% tham gia ngành này theo truyền thống gia đình. Tác giả thấy rằng có người nhà làm việc trong ngành thương mại nông nghiệp không có quan hệ thuận chiều với năng suất. Ngược lại, các thương nhân tự học kinh doanh và không được người thân chỉ bảo lại có hiệu suất cao hơn.

Tuy vậy, không nên khái quát hóa các kết quả của Fafchamps và Minten cho toàn bộ khu vực phi chính thức và cho cả khu vực Tây Phi, trước hết vì cách thức có được nguồn vốn nhân lực phi chính thức tại các nước Tây Phi là rất khác so với ở Madagascar và thứ hai, do thương mại là một lĩnh vực đặc thù về phương diện tiếp thu các kĩ năng và các yêu cầu về vốn.

Trên thực tế, có hai cách chính để có được nguồn vốn nhân lực phi chính thức tại các nước Tây Phi: thông qua đào tạo học nghề phi chính thức và tự thu thập kinh nghiệm. Tại thủ đô của bảy nước Tây Phi, 27,8% các chủ cơ sở phi chính thức học nghề thông qua đào tạo nghề phi chính thức, trong khi tỉ lệ này chỉ là 14,2% ở thủ đô Madagascar. Nếu thương mại được loại trừ, số doanh nhân phi chính thức được đào tạo nghề phi chính thức tăng lên 40,7% ở các nước Tây Phi, nhưng chỉ có 16,8% ở Madagascar1. Vì vậy, học nghề phi chính thức ở Madagascar hạn chế hơn ở Tây Phi. Và học nghề phi chính thức trong lĩnh vực thương mại cũng hạn chế hơn trong ngành sản xuất, dịch vụ. Hơn nữa, thương mại là một lĩnh vực rất đặc thù dưới góc độ yêu cầu về vốn. Ví dụ, ở các nước Tây Phi, số vốn trung bình trong các cơ sở thương mại ở khu vực kinh tế phi chính thức là 528 đôla quốc tế so với 1.053 đôla quốc tế trong các lĩnh vực khác2.

Giả thiết của nghiên cứu rằng so với thế hệ cha anh, doanh nhân kế nghiệp thế hệ thứ hai có kỹ năng tốt hơn vì được tiếp cận với năng suất tốt hơn về vốn con người, vật chất và xã hội. Việc có người nhà trong cùng lĩnh vực hoạt động có thể cải thiện việc hấp thu vốn con người bằng những lí do khác nhau. Trước tiên trong việc tìm thày dạy nghề được thuận lợi hơn. Ở Tây Phi, việc học nghề phi chính thức thường được hình thành qua ba giai đoạn. Trong năm đầu tiên, học viên quan sát thao tác của thày và thợ làm việc trong

1 Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên điều tra 1-2-3 (Giai đoạn 2, 2001/02, AFRISTAT, DIAL, INS cho Abidjan, Bamako, Cotonou, Dakar, Lome, Niamey, Ouagadougou và Giai đoạn 2, 2001/02, INSTAT, DIAL cho Antananarivo).2 Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên điều tra 1-2-3 (Giai đoạn 2, 2001/02, AFRISTAT, DIAL, INS).


xưởng. Giai đoạn hai, học viên được xem một số thao tác và từng bước được yêu cầu hoàn thành một số công việc thực tế. Giai đoạn cuối, học viên tham gia hoàn toàn vào hoạt động của xưởng và chịu trách nhiệm về sản phẩm của mình (Haan, 2006). Trong giai đoạn cuối này, các học viên thu thập được các kĩ năng tổ chức, quản lí và kinh doanh bao gồm cả việc lập chi phí, tiếp thị trong khuôn khổ quản lí quan hệ khách hàng và quan hệ nhà cung cấp. Một số thợ cả do nhu cầu đào tạo cao, nhận nhiều học viên, dẫn tới việc không có đủ thời gian để giám sát việc học nghề và không có đủ việc thực hành để giao (Charmes và Oudin, 1994). Nếu có của người nhà làm trong cùng nghề, người nhà có thể giúp chọn thầy với các kĩ năng chuyên môn cao và có kết quả tốt. Hơn nữa, quan hệ gia đình ở Tây Phi vẫn đóng vai trò quan trọng trong việc lựa chọn người học nghề (Birks và những người khác, 1994). Có người nhà làm trong cùng ngành có thể dễ được thầy “tốt” nhận hơn. Thứ hai, do truyền thống văn hóa - xã hội vẫn còn ảnh hưởng tới việc dạy nghề phi chính thức nên việc truyền thụ kĩ năng có xu hướng dành ưu tiên cho các thành viên của gia đình và dòng tộc (Haan, 2006), người ta có thể nghĩ rằng một thầy giáo có quan hệ với gia đình có thể truyền tải các kĩ năng đặc thù về doanh nghiệp tốt hơn.

Trong trường hợp tiếp nhận vốn nhân lực phi chính thức thông qua kinh nghiệm, sự giúp đỡ của người nhà làm nghề tự do có thể làm tăng cơ hội tích lũy kinh nghiệm kinh doanh. Kinh nghiệm này cũng có thể quý hơn vì các chủ cơ sở có thể giao nhiều việc hơn cho con cháu vì hai lí do: một mặt, truyền thống văn hóa - xã hội thường ưu tiên truyền thụ kĩ năng cho người nhà, mặt khác, gia đình thường mong muốn con cháu thành công hơn người ngoài.

Cũng như ở các nước phát triển, có người nhà là doanh nhân có thể tạo điều kiện thuận lợi hơn về vốn đầu tư. Một mặt, họ là những người ít nhiều thành công, có thể có nhiều năng lực đầu tư hơn so với người làm công ăn lương. Mặt khác, một số doanh nhân kế nghiệp thế hệ thứ hai được thừa hưởng một phần hoặc toàn bộ sản nghiệp từ người nhà.

Trong nghiên cứu của mình, Lentz và Laband (1990) không coi vốn xã hội như là một trong những cách khả dĩ để kế thừa địa vị. Fairlie và Robb (2007b) có đề cập tới nhưng rất gián tiếp, chỉ coi vốn xã hội là một thành phần trong thừa kế cơ sở gia đình. Họ không kiểm định khái niệm này một cách chính thức. Do thị trường tại các nước đang phát triển không hoàn hảo


nên vốn xã hội có vai trò quan trọng trong thành công của các cơ sở phi chính thức (Bacchetta và những người khác, 2009). Như Fafchamps (2005) đã nêu, vốn xã hội mà thực ra chính xác hơn là mạng lưới quan hệ xã hội mang lại các thông tin đáng tin cậy hơn về công nghệ và cơ hội thị trường cũng như danh sách đen về các bạn hàng không đáng tin. Vốn xã hội cũng có thể tạo lập lượng khách hàng thông qua uy tín và tin tưởng. Ngoài ra, Pasquier-Doumer (2010b) đã nêu, một phần lớn mạng lưới quan hệ xã hội được sử dụng với mục đích cải thiện hoạt động kinh doanh có liên quan đến gia đình. Do đó, có thể nghĩ rằng lợi thế tiềm năng của của các doanh nhân kế nghiệp thế hệ thứ hai có thể được giải thích một phần bởi các mạng lưới quan hệ xã hội.

2. Phương pháp thực nghiệm và dữ liệu

Trong các ước tính này, có thể gặp vấn đề khá phổ biến về tính nội sinh của các yếu tố sản xuất bởi vì theo thời gian các yếu tố này tăng dần và bởi vì có một số đặc điểm không quan sát được. Rất tiếc là tôi không có dữ liệu đa chiều (panel data) cũng như các công cụ tốt để khắc phục nguy cơ sai lệch này. Đó là lí do tại sao tôi chọn một cách tiếp cận rất đơn giản là chỉ cần chia các mẫu thành nhóm các cơ sở thuộc khu vực kinh tế phi chính thức với mức vốn và lao động khác nhau.

Trong nghiên cứu, tôi sử dụng một bộ điều tra được gọi là các cuộc điều tra 1-2-3 được thực hiện trong năm 2001 và 2002 tại bảy thủ đô thương mại của các nước thuộc Liên minh Kinh tế và Tiền tệ Tây Phi (WAEMU): Cotonou (Benin), Ouagadougou (Burkina Faso), Abidjan (Bờ biển ngà), Bamako (Mali), Niamey (Niger), Dakar (Senegal) và Lomé (Togo). Một cuộc điều tra là gồm nhiều lớp thực hiện trong ba giai đoạn và xây dựng để chuyên nghiên cứu khu vực phi chính thức (Xem Brilleau và những người khác, 2005). Đối với bài viết này, tôi sử dụng giai đoạn 1 và 2 của các cuộc điều tra. Giai đoạn 1 điều tra có tính đại diện về lực lượng lao động nhằm thu thập thông tin chi tiết về các đặc điểm cá nhân xã hội-nhân khẩu học của người lao động và đặc biệt là ngành nghề và tình trạng việc làm của người cha khi người được hỏi ở độ tuổi 15. Giai đoạn 2 phỏng vấn một mẫu nhỏ (sub-sample) các cơ sở sản xuất phi chính thức


được xác định trong giai đoạn 1. Giai đoạn này cung cấp dữ liệu rất chi tiết về giá trị gia tăng, doanh số bán hàng, đầu tư, đầu vào và các đặc điểm của chủ cơ sở. Các cuộc điều tra 1-2-3 định nghĩa cơ sở phi chính thức là cơ sở sản xuất nhỏ (a) không có sổ sách chính thức và/hoặc (b) không đăng kí mã số thuế. Các cuộc điều tra 1-2-3 không áp dụng tiêu chuẩn về quy mô.

Một trong những lợi ích lớn của cuộc điều tra 1-2-3 là cấu trúc lồng nhau, bởi vì giai đoạn 1 được thiết kế để đảm bảo giai đoạn 2 có thể phản ánh khu vực kinh tế phi chính thức ở mức độ tiêu biểu. Một lợi ích khác là chúng tôi có thể xác định những doanh nhân kế nghiệp thế hệ thứ hai (biến SE và TRAD) và điều tra cũng cung cấp một số biến thay thế về vốn nhân lực, vốn xã hội phi chính thức và vốn vật chất được thừa kế từ gia đình.

Từ những dữ liệu đó, chúng tôi tìm cách thử giả định rằng, xét về tính cạnh tranh, doanh nhân kế nghiệp thế hệ thứ hai có lợi thế hơn so với doanh nhân thế hệ thứ nhất. Tiếp đó, cần xác định được vai trò của 3 kênh được coi là nguyên nhân của lợi thế, đó là: chuyển giao vốn vật chất, vốn con người và vốn xã hội.

Theo Lentz và lanband (1990), chúng tôi phân biệt hai loại vốn con người: kỹ năng quản lí - bao gồm cả kỹ năng hành chính và điều hành nhân sự và những kỹ năng chuyên môn trong lĩnh vực hoạt động – bao gồm cả những thông tin đặc thù liên quan đến quá trình sản xuất. Chúng tôi giả định rằng lớn lên và làm quen với môi trường kinh doanh của gia đình sẽ thuận lợi hơn trong việc tiếp thu những kỹ năng quản lí, nhưng còn những kỹ năng chuyên môn chỉ được truyền lại trong gia đình nếu như doanh nghiệp gia đình có cùng lĩnh vực hoạt động với chính doanh nhân phi chính thức. Do đó, chúng tôi phân biệt ra hai loại doanh nhân kế nghiệp thế hệ hai. Loại thứ thứ nhất có cha cũng từng là doanh nhân nhưng không nhất thiết cùng lĩnh vực với anh ta3. Biến này được đặt tên là SE. Loại thứ hai là doanh nhân có bố mẹ hoặc người nhà sở hữu doanh nghiệp và nhất thiết phải cùng lĩnh vực hoạt động4. Vì những doanh nhân này tiếp nối truyền thống gia đình nên biến này được đặt tên là TRAD.

3 Chúng tôi muốn sử dụng thông tin liên quan đến vị thế của người mẹ, nhưng tiếc rằng thông tin này không có sẵn trong bộ dữ liệu mà chúng tôi sử dụng.4 Chính xác hơn, TRAD có giá trị bằng 1 nếu chủ doanh nghiệp nói rằng: Cô (anh) ấy thành lập doanh nghiệp phi chính thức là do truyền thống gia đình, và/hoặc Cô (anh) ấy lựa chọn các sản phẩm cho doanh nghiệp phi chính thức là do truyền thống gia đình, và/hoặc Có người nhà đã thành lập doanh nghiệp phi chính thức.


Giả định rằng những doanh nhân có cha từng là doanh nhân (SE) sẽ được hưởng lợi thế theo kiểu cha truyền con nối những kỹ năng quản lí, vốn vật chất và/hoặc kết quả kinh doanh tốt hơn từ chính những yếu tố này. Đối với những doanh nhân kế thừa truyền thống gia đình (TRAD), chúng tôi giả định rằng họ được hưởng thêm hai kênh bổ sung, đó là kỹ năng chuyên môn trong lĩnh vực hoạt động và chuyển giao vốn xã hội với những lí do đã được nêu ở trên.

Giai đoạn đầu tiên của phân tích là kiểm chứng lợi thế so sánh giữa các doanh nhân kế nghiệp thế hệ hai. Với những lí do đã nêu, chúng tôi giả định rằng TRAD có hiệu năng của các yếu tố suất sản xuất tốt hơn các SE.

Chúng ta hãy xem xét một cơ sở có vốn lao động, vốn vật chất và vốn con người lần lượt được ký hiệu là L, K và H và hàm sản xuất của công ty là hàm Cobb-Douglas dưới dạng logarit.

Với đặc tính này, SE và TRAD được giả định là tăng hiệu suất lao động, vốn vật chất và vốn con người. Chúng tôi có phương trình sau:

V= (gSG(SG)(L))α(hSG(SG)(K))β(lSG(SG(H))γ=fSG(SG)LαKβHγ (1)

Theo đó V là lợi nhuận, SG cho biết doanh nhân có phải là thế hệ hai, với SG = {SE, TRAD}, gSG(SG), hSG(SG), ISG(SG) và fSG(SG) là những hàm biểu thị kết quả của SE và TRAD về hiệu suất lao động L, vốn vật chất K và vốn con người H.

Nếu như SE hoặc TRAD có kết quả dương và mang ý nghĩa đối với V thì các doanh nhân thế hệ hai có hiệu năng của các yếu tố suất sản xuất tốt hơn.

Lợi nhuận V được định nghĩa là phần chênh lệch giữa tổng doanh thu bán hàng trừ đi tổng chi phí – bao gồm cả tất cả các khoản tiêu dùng trung gian như trả lương, kể cả trả lương cho người chủ. Sự khác nhau về sức mua tương đương giữa các nước cũng được tính đến. Lợi nhuận thể hiện kết quả kinh doanh nhưng tổng doanh số bán hàng cũng được sử dụng để đánh giá kết quả tốt của cơ sở.

Lao động (L) được định nghĩa là số giờ công được trả lương hàng tháng trong khu vực kinh doanh phi chính thức. Vốn vật chất (K) bao gồm các tòa nhà và các trụ sở khác, máy móc, đồ đạc, xe cộ và các công cụ. Tất cả tài sản


được định giá dựa trên chi phí thay thế. Cũng giống đối với giá trị gia tăng, chênh lệch mức giá giữa các quốc gia được điều chỉnh cho phù hợp. Vốn con người (H) được đo bằng kinh nghiệm tiềm năng của chủ cơ sở5 trong thị trường lao động và trình độ học vấn của anh ta.

Trong các ước tính này, tôi có thể gặp vấn đề khá phổ biến về tính nội sinh của các yếu tố sản xuất bởi vì theo thời gian các yếu tố này tăng dần và bởi vì có một số đặc điểm không quan sát được. Rất tiếc là tôi không có dữ liệu đa chiều (panel data) cũng như các công cụ tốt để khắc phục nguy cơ thiên vị này. Đó là lí do tại sao tôi chọn một cách tiếp cận rất đơn giản là chỉ cần chia các mẫu thành nhóm các doanh nghiệp thuộc khu vực kinh tế phi chính thức với mức vốn và lao động khác nhau.

Giai đoạn hai của phân tích, chúng tôi xác định nguồn của các lợi thế của các doanh nhân thế hệ hai bằng cách phân biệt cách thức tiếp cận tốt nhất những kỹ năng quản lí, các kỹ năng chuyên biệt trong lĩnh vực hoạt động, vốn vật chất, vốn xã hội của những hiệu năng tốt nhất liên quan đến các yếu tố sản xuất. Chúng tôi thêm vào phương trình (1) các biến thay thế sau: Biến vốn kế thừa (K1), chúng tôi phân biệt trong vốn con người có kỹ năng quản lí HMS và kỹ năng chuyên biệt trong lĩnh vực của doanh nghiệp HESS. Theo Fafchamps và Minten (2002) chúng tôi đưa vốn xã hội S vào hàm sản xuất. Hàm sản xuất sẽ thành như sau:

V = F(L, K1, KN1, HMS, HESS, S) (2)

Sau đó chúng tôi xác định biến nào trong các biến trên mạng lại hiệu quả lợi thế cho đối tượng có cha từng là doanh nhân hay đối tượng kế nghiệp gia đình.

Để ước tính phương trình (2), vốn vật chất được kế thừa (K1) được phản ánh thông qua ba biến: (i) số lượng vốn vật chất thừa kế từ gia đình6, (ii) một biến giả có giá trị 1 nếu phần vốn vật chất thừa kế từ gia đình cao hơn một

5 Số tuổi trừ đi số năm đi học rồi trừ tiếp 7 - là tuổi nhập học theo quy định của pháp luật.6 Chính xác hơn, tôi coi vốn vật chất có được thông qua gia đình nếu như chủ doanh nghiệp nói rằng vốn là do gia đình cho vay, thừa kế hoặc cho tặng bởi người nhà hoặc bạn bè. Rất tiếc là liên quan đến bạn bè, trong điều tra chúng tôi không phân biệt được gia đình và bạn bè. Tôi nghĩ rằng tài sản cho tặng từ bạn bè gần như là không tồn tại, như Pasquier-Doumer (2010b) đã nếu với trường hợp của Ouagadougou.


nửa số vốn vật chất, (iii) một biến giả có giá trị 1 nếu chủ cơ sở sử dụng địa điểm kinh doanh do gia đình cung cấp.

Có ba biến thay thế về các kĩ năng quản lí chung (HMS). Biến đầu tiên về chủ sở hữu đã có kinh nghiệm quản lí trước đây và đang là chủ cơ sở phi chính thức được khảo sát. Có kinh nghiệm quản lí có thể tăng khả năng quản lí của chủ cơ sở. Biến thứ hai là về khả năng chủ cơ sở hiểu biết về các tổ chức tài chính vi mô. Biến này giúp tiếp cận thông tin tốt hơn nhằm nâng cao hiệu quả kinh doanh. Biến cuối cùng là chủ cơ sở có ghi chép sổ sách kế toán. Điều này hàm ý cơ sở tổ chức kinh doanh tốt hơn.

Để phản ánh các kĩ năng đặc thù về cơ sở (HESS), chúng tôi có bốn biến. Biến đầu tiên có giá trị 1 nếu chủ cơ sở học nghề qua các khóa dạy nghề phi chính thức, và 0 nếu ngược lại, trong hầu hết các trường hợp có nghĩa là tự học. Học nghề phi chính thức cung cấp cho chủ cơ sở kinh nghiệm trong lĩnh vực hoạt động của mình và trong thời gian học nghề này nhiều kĩ năng đặc thù được truyền thụ. Biến thứ hai là người chủ trước đó có kinh nghiệm quản lí trước khi trở thành chủ sở hữu. Kinh nghiệm này có thể cung cấp cho người chủ kiến thức tốt về công nghệ sử dụng trong kinh doanh, cơ hội thị trường, khách hàng và nhà cung cấp. Nó cũng giúp người chủ được khách hàng biết tới. Biến thứ ba là chủ cơ sở có kinh nghiệm hoạt động trong ngành nhưng không ở trong cơ sở hiện tại. Với biến cuối cùng, tôi sử dụng số năm kinh nghiệm hoạt động thực tế của người chủ.

Vốn xã hội của chủ cơ sở (S) được biểu thị bởi hai biến giả. Biến đầu tiên có giá trị 1 nếu chủ sở hữu nói rằng ông không có bất kì khó khăn nào trong việc tìm kiếm khách hàng và vắng khách không phải là trở ngại chính trong hoạt động. Biến này có thể phản ánh mức độ trung thành của người tiêu dùng, uy tín và mức độ nổi tiếng của cơ sở. Tuy nhiên, biến này có thể bị sai lệch nội sinh bởi vì việc cơ sở tự đánh giá có thể bị ảnh hưởng bởi các mức giá trị gia tăng. Chủ cơ sở có giá trị gia tăng cao có xu hướng nói rằng họ không thiếu khách hàng. Đó là lí do tại sao tôi giữ lại một biến thay thế ngoại sinh (proxy exogeneous) về vốn xã hội dưới hình thức thành viên một hiệp hội nghề nghiệp. Trong bối cảnh Tây Phi, biết cách tham gia hiệp hội nghề nghiệp và được chấp nhận là thành viên có thể gắn với vốn xã hội nhiều hơn là quy mô của cơ sở, mặc dù có rất ít nghiên cứu về chủ đề này.


3. Những doanh nhân thế hệ thứ hai có gì khác biệt?

Những doanh nhân thế hệ thứ hai chiếm 60% các chủ cơ sở ở khu vực kinh tế phi chính thức. Trong số đó, 53% có cha từng là doanh nhân và 16% được thừa kế nghiệp kinh doanh của gia đình7 (Bảng 1). Như dự kiến, tính trung bình những doanh nhân thế hệ thứ hai có kết quả kinh doanh tốt hơn so với các doanh nhân thế hệ một. Tuy nhiên, sự khác biệt chỉ liên quan tới doanh số bán hàng của các cơ sở phi chính thức có truyền thống gia đình. Cơ sở của họ lâu năm hơn, đặc biệt khi họ kế thừa truyền thống gia đình và họ có mức độ khá đồng nhất về dân tộc và quan hệ gia đình. Ngoài ra doanh nghiệp phi chính thức có truyền thống gia đình có xu hướng sử dụng nhiều lao động và ít vốn. Tỉ lệ các cơ sở này trong lĩnh vực bán buôn và bán lẻ cao hơn tỉ lệ trung bình và tỉ lệ này lại thấp hơn mức trung bình trong các lĩnh vực xây dựng và dịch vụ (Bảng 1).

Bảng 1: Đặc điểm của các cơ sở phi chính thức thuộc sở hữu của doanh nhân thế hệ thứ hai

Đặc điểm cơ sở phi chính thức

Tất cả Cha làm doanh nhân (SE)

Cơ sở phi chính thức có truyền thống gia đình

(TRAD)

Trung bình/Tần số


DấuTrung bình/

Tần sốDấu

Giá trị gia tăng (trung bình, $ quốc tế) 322,6 326,0 NS 371,4 NS

Doanh số bán hàng (trung bình, $ quốc tế) 978,8 987,5 NS 1175,4 ***

Vốn (trung bình, $ quốc tế) 770,9 787,5 NS 699,4 NS

Lao động trả tiền (trung bình, giờ hàng tháng) 244,6 244,8 NS 263,2 ***

Tuổi của MSE (trung bình) 6,8 7,2 *** 9,8 ***

Tính đồng nhất dân tộc trong MSE (%) 95,3 95,7 *** 96,0 ***

Tỉ lệ nhân công từ cùng một gia đình 91,6 92,0 *** 93,7 ***

Lĩnh vực hoạt động

Quần áo và may mặc 10,1 9,7 ** 8,5 NS

7 9% số lao động tự do thế hệ thứ hai vừa có cha hành nghề tự do lại vừa kế thừa truyền thống gia đình.


Ngành sản xuất khác và thực phẩm 12,3 11,5 NS 12,5 NS

Xây dựng 5,9 5,7 NS 3,1 ***

Bán buôn / cửa hang bán lẻ 11,1 12,0 NS 15,6 ***

Thương lái nhỏ 34,4 34,9 *** 31,8 NS

Khách sạn và nhà hàng 6,0 6,3 NS 5,9 NS

Dịch vụ sửa chữa 4,4 4,3 ** 3,1 ***

Giao thông vận tải 3,8 3,9 NS 2,3 ***

Các dịch vụ khác 17,3 11,7 ** 12,0 ***

Số quan sát 6536 3292 951

Tần số 100 53 16

Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên các cuộc điều tra 1-2-3 (giai đoạn 1 và 2, 2001/02, AFRISTAT, DIAL, INS).

Lưu ý: Cột Dấu kiểm định thông qua kiểm định ít ý nghĩa thống kê của sự khác biệt giữa SE so với không SE và giữa TRAD và không TRAD. *, **, ***, NS lần lượt có nghĩa là sự khác biệt có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, mức 5%, mức 1%, không có ý nghĩa thống kê.

Ngoài sự khác biệt về đặc điểm của cơ sở, doanh nhân thế hệ thứ hai có một số đặc điểm cá nhân khác biệt (Bảng 2). Thứ nhất, trình độ học vấn của họ thấp hơn. Kết quả này tương tự như kết quả thu được trong nghiên cứu của Lentz và Laband (1990) cho Mỹ và Colombia và Masclet (2006) cho châu Âu. Các tác giả giải thích kết quả này là do doanh nhân thế hệ thứ hai có nhu cầu học chính quy tương đối ít hơn vì họ có cơ hội để học hỏi trong công việc kinh doanh của gia đình. Mặt khác, doanh nhân thế hệ thứ hai có nhiều kinh nghiệm làm việc hơn. Trung bình kinh nghiệm làm việc của họ nhiều hơn một năm.

Nếu giả thuyết đầu tiên được xác nhận, chúng tôi dự đoán rằng con cái doanh nhân có nhiều kĩ năng quản lí hơn và đầu tư về vốn vật chất từ gia đình cao hơn. Trong phương pháp mô tả đầu tiên, điều này có vẻ như không đúng. Mặc dù họ thường có kinh nghiệm từng là quản lí, họ không có kiến thức tốt hơn về các tổ chức tài chính và cũng không có khả năng tổ chức tốt hơn. Hơn nữa, gia đình của họ không đầu tư nhiều hơn vào kinh doanh so với mức trung bình của các chủ cơ sở phi chính thức. Ở giai đoạn này, con cái của họ dường như không được kế thừa kĩ năng quản lí cũng không có điều kiện vay vốn vật chất tốt hơn.


Bảng 2: Đặc điểm của doanh nhân thế hệ thứ hai

Đặc điểm của chủ cơ sở phi chính thức

Tất cả Cha là doanh nhân (SE)

Cơ sở phi chính thức có truyền thống gia đình

(TRAD)


Trung bình/Tần

sốDấu

Trung bình/Tần

sốDấu

Nữ (%) 56,2 54,2 *** 55,0 NS

Số năm đi học 3,5 2,8 *** 2,9 ***

Biết đọc biết viết bằng tiếng Pháp (%) 44,9 37,0 *** 39,5 ***

Tình trạng đa thê (%) 16,4 18,4 *** 19,2 *

Hồi giáo (%) 57,3 58,5 *** 67,3 ***

Không di cư (%) 39,6 28,7 *** 40,2 NS

Đã di cư gần đây (%) 9,3 10,7 *** 10,8 NS

Cha có học vấn tiểu học (%) 6,1 2,7 *** 4,1 ***

Cha có học vấn trung học hoặc cao hơn (%) 5,6 1,0 *** 4,4 ***

Số năm kinh nghiệm lí thuyết 26,4 27,9 *** 27,7 ***

Kĩ năng quản lí

Kinh nghiệm quản lí đã có (%) 16,3 19,3 *** 13,2 **

Kiến thức về các tổ chức tài chính vi mô (%) 35,6 33,8 *** 32,3 ***

Chủ có sổ sách kế toán (%) 32,7 29,2 *** 33,3 **

Kĩ năng đặc thù về doanh nghiệp

Đào tạo nghề phi chính thức (%) 27,6 27,9 NS 30,9 ***

Kinh nghiệm làm việc trong doanh nghiệp này trước khi trở thành chủ sở hữu (%)

45,4 47,2 NS 52,7 ***

Kinh nghiệm trong ngành này bên ngoài doanh nghiệp (%)

35,3 33,2 *** 32,0 NS

Số năm làm việc trong nghề này 9,5 10,1 *** 11,7 ***

Vốn xã hội

Không có khó khăn để tìm khách hàng (%) 26,4 26,7 NS 31,4 ***

Thành viên của một hiệp hội nghề nghiệp (%) 4,3 4,6 *** 7,5 ***

Đầu tư gia đình

Tỉ lệ đầu tư gia đình trong tổng vốn đầu tư 21,8 21,5 NS 27,5 ***


Số lượng đầu tư gia đình 220,8 240,2 NS 244,9 **

Gia đình cung cấp cho địa điểm kinh doanh 6,3 5,8 NS 6,8 **

Nguồn: tác giả tính toán dựa trên các cuộc điều tra 1-2-3 (giai đoạn 1 và 2, 2001/02, AFRISTAT, DIAL, INS).

Lưu ý: Cột Dấu kiểm định thông qua kiểm định ít ý nghĩa thống kê của sự khác biệt giữa SE so với không SE và giữa TRAD và không TRAD. *, **, ***, NS lần lượt có nghĩa là sự khác biệt có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, mức 5%, mức 1%, không có ý nghĩa thống kê.

Đối với chủ cơ sở có truyền thống gia đình, chúng tôi dự đoán theo giả thuyết thứ hai rằng họ được trang bị nhiều hơn các kĩ năng đặc thù về doanh nghiệp, vốn xã hội và đầu tư gia đình. Ở giai đoạn đầu tiên này, dự đoán này có vẻ khá đúng. Nhìn chung, họ đã tích lũy được nhiều kinh nghiệm hơn khiến kĩ năng đặc thù của họ cao hơn: kinh nghiệm trong ngành kinh doanh phi chính thức trước khi trở thành chủ sở hữu, kinh nghiệm trong nghề nghiệp của họ (hơn hai năm) và được học nghề phi chính thức. Vốn xã hội của họ có vẻ lớn hơn thông qua việc là hội viên thường xuyên của hiệp hội nghề nghiệp và thông qua lượng khách hàng trung thành. Gia đình của họ đóng góp nhiều hơn cho việc hình thành vốn so với gia đình của chủ cơ sở phi chính thức nói chung, cả về lượng tuyệt đối và tương đối.

4. Những doanh nhân hế hệ thứ hai có lợi thế so sánh không?

Để kiểm định khả năng chủ cơ sở phi chính thức có được lợi thế về hiệu quả kinh doanh nhờ hỗ trợ từ người cha từng là doanh nhân, tôi ước tính phương trình (1) bằng cách sử dụng hàm sản xuất Cobb-Douglas. Hiệu quả kinh doanh được đo bằng log của giá trị gia tăng và doanh số bán hàng. Hàm hồi quy có một biến giả (dummy) có giá trị 1 nếu chủ cơ sở có cha tự hành nghề tự do (SE), nhân công, vốn, biểu hiện qua log để tính tới khả năng giảm lợi nhuận cận biên và các biến về vốn con người. Chúng tôi dự đoán rằng các thước đo các yếu tố sản xuất sẽ có tác dụng tốt tới hiệu quả kinh doanh.

Chúng tôi cũng đưa vào một số biến nhằm kiểm soát các đặc điểm cá nhân khác nhau: giới tính của chủ cơ sở, do phụ nữ có thể gặp khó khăn khi


tham gia các phân khúc cao của khu vực phi chính thức vì các lí do khác nhau (trách nhiệm gia đình, phân biệt đối xử, khả năng di động hạn chế); chế độ đa thê do áp lực tái phân phối tài sản bên trong gia đình có thể cao hơn và vì thế việc tích lũy vốn gặp nhiều khó khăn hơn (Morrisson, 2006), tôn giáo và dân tộc, do các yếu tố này có thể giúp hội nhập vào các mạng lưới quan hệ xã hội khác nhau; tình trạng di cư vì người mới chuyển tới có thể có hiểu biết kém hơn về các cơ hội thị trường, trình độ học thức của cha để kiểm soát môi trường xã hội của chủ doanh nghiệp.

Do có thể có nguy cơ lạm tín (moral hazard) nên các chủ cơ sở có quan hệ gia đình hoặc cùng nhóm dân tộc có thể có hiệu suất kinh doanh cao hơn. Vì lí do này, chúng tôi đưa chủ cơ sở có quan hệ gia đình hoặc cùng nhóm dân tộc vào trong lực lượng lao động của cơ sở. Ngoài ra, vì các cơ sở có thâm niên hoạt động tốt hơn so với các cơ sở trẻ (tồn tại cùng với thời gian), tôi đưa vào yếu tố thâm niên. Cuối cùng, tôi kiểm soát lĩnh vực hoạt động và quốc gia.

Bảng 3 dưới đây trình bầy kết quả chính từ phép hồi quy OLS đối với tất cả cơ sở. Do sai lệch nội sinh trong ước tính các thông số vốn và lao động, tôi ước tính phương trình (1) bằng cách hai cách vừa đưa và không đưa các yếu tố này vào trong hàm hồi quy.

Trái với dự kiến, việc có cha là doanh nhân không có tác động tới giá trị gia tăng và doanh số bán hàng. Kết quả này vẫn không thay đổi khi tôi chia các doanh nghiệp phi chính thức thành ba nhóm khác nhau (terciles) theo vốn hoặc lao động (không được trình bày). Như vậy, chủ cơ sở có cha là doanh nhân không có lợi thế hơn so với chủ cơ sở không có cha hành nghề tự do. Kết quả này cho thấy rằng con cái những doanh nhân không kế thừa từ cha mẹ kĩ năng quản lí có giá trị cũng như vốn vật chất.

Bảng 3: Tác động của việc có cha là doanh nhân lên giá trị gia tăng (GTGT) và doanh số bán hàng

(1) (2) (3) (4)Các biến Log GTGT Log GTGT Log doanh số Log doanh số

Cha là doanh nhân (SE) 0,0472 0,0342 0,0404 0,0456

Kinh nghiệm lí thuyết của chủ doanh nghiệp (0,0445) (0,0466) (0,0394) (0,0388)


Bình phương kinh nghiệm lí thuyết của chủ doanh nghiệp

0,0346*** 0,0155** 0,0402*** 0,0149***

Trình độ học vấn của chủ doanh nghiệp (0,00574) (0,00623) (0,00508) (0,00518)

Bình phương trình độ học vấn của chủ doanh nghiệp

-0,000488*** -0,000254*** -0,000561*** -0,000237***

Chủ doanh nghiệp có trình độ tiểu học (8,44e-05) (9,18e-05) (7,45e-05) (7,62e-05)

Chủ doanh nghiệp có trình độ cao hơn tiểu học -0,0149 -0,0220 -0,0172 -0,0296**

Mức độ thành thạo tiếng Pháp của chủ doanh nghiệp

(0,0167) (0,0177) (0,0148) (0,0147)

Số vốn trong log 0,00419*** 0,00344** 0,00428*** 0,00385***

Số lao động đã trả lương trong log (0,00127) (0,00136) (0,00110) (0,00111)

Hằng số -0,0247 -0,0438 0,0107 0,00241

Số lượng các quan sát (0,0630) (0,0658) (0,0557) (0,0548)

-0,0182 -0,00880 0,136 0,101

Cha hành nghề tự do (SE) (0,100) (0,105) (0,0884) (0,0874)

Kinh nghiệm lí thuyết của chủ doanh nghiệp 0,143** 0,108* 0,126** 0,0900*


(0,0600) (0,0631) (0,0531) (0,0527)

Trình độ học vấn của chủ doanh nghiệp 0,131*** 0,166***

Bình phương trình độ học vấn của chủ doanh nghiệp

(0,0127) (0,0105)

Chủ doanh nghiệp có trình độ tiểu học 0,364*** 0,450***

Chủ doanh nghiệp có trình độ cao hơn tiểu học (0,0286) (0,0236)

Mức độ thành thạo tiếng Pháp của chủ doanh nghiệp

5,696*** 2,776*** 7,287*** 3,605***

(0,189) (0,273) (0,166) (0,226)

Số lượng các quan sát 4959 4108 5179 4301

R2 0,241 0,294 0,320 0,420

Kiểm soát: Giới tính của chủ doanh nghiệp, tình trạng đa thê, tôn giáo, dân tộc, tình trạng di cư, trình độ học vấn của cha, tính đồng nhất dân tộc bên trong doanh nghiệp, tỉ lệ người lao động cùng gia đình, thâm niên của doanh nghiệp, lĩnh vực hoạt động và các biến giả về quốc gia (countries dummies).

Ghi chú: Ý nghĩa của sai số trong ngoặc đơn như sau: *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1.



Đối với các biến khác, kết quả phù hợp với dự đoán: khi các yếu tố khác không đổi thì càng lao động nhiều, càng đầu tư nhiều vốn con người và vật chất thì kết quả kinh doanh càng cao; phụ nữ kì vọng về kết quả thấp hơn so với nam giới; sinh ra trong thành phố là một lợi thế so với người nhập cư; có cha có học thức có tác động có ý nghĩa thống kê và tỉ lệ thuận với kết quả kinh doanh. Tuy nhiên, tình trạng hôn nhân, tôn giáo và dân tộc không có ý nghĩa thống kê8 và tính đồng nhất dân tộc và tỉ lệ người nhà trong cơ sở có tác động có ý nghĩa thống kê nhưng lại tỉ lệ nghịch với kết quả kinh doanh. Như trong nghiên cứu của Fafchamps (2005) đã nêu, người nhà có xu hướng làm việc ít tích cực hơn so với người làm thuê. Điều này có thể được giải thích bởi áp lực gia đình trong việc tái phân phối dẫn đến chia sẻ công việc, ngay cả khi có có quá nhiều lao động so với công việc.

Bây giờ chúng ta xem xét định nghĩa hẹp hơn về doanh nhân thế hệ thứ hai kế nghiệp gia đình. Mục đích là để kiểm định tính đúng đắn của giả thuyết thứ hai, cụ thể là liệu chủ doanh nghiệp phi chính thức có người nhà tham gia cùng một loại hoạt động sẽ có kết quả kinh doanh tốt hơn so với những người khác. Như vậy, chúng tôi sẽ ước tính cùng một phương trình như trước theo cách tương tự như trước đây, nhưng thay biến SE bằng biến TRAD. Chúng tôi cũng ước tính phương trình dựa trên mẫu nhỏ (subsamples), và chia các doanh nghiệp phi chính thức thành ba nhóm (terciles) khác nhau theo vốn (mô hình (7), (8) và (9)) hoặc theo lao động (mô hình (10), (11) và (12).

Bảng 4 cho thấy việc được kế nghiệp gia đình có tác động thuận chiều và có ý nghĩa thống kê đối với kết quả kinh doanh của các cơ sở phi chính thức. Kết quả này tỏ ra vững chắc đối với các biến kết quả kinh doanh được chọn9, và các biến vốn và lao động được đưa vào. Kết quả này cũng không thay đổi đối với các cơ sở phi chính thức có sử dụng nhiều yếu tố sản xuất. Tuy nhiên, được kế nghiệp gia đình không có ý nghĩa thống kê đối với các cơ sở có sử dụng các yếu tố sản xuất ở mức độ thấp và trung bình, ngoại trừ tác động thuận chiều và có ý thống kê của TRAD đối với doanh số bán hàng của các cơ sở có mức vốn trung bình.

8 Tình trạng đa thê có ý nghĩa thống kê và tỉ lệ thuận với giá trị gia tăng và doanh số, trái với dự kiến, tuy nhiên chỉ diễn ra khi vốn và nhân công không được đưa vào hàm hồi quy.9 Các mô hình được ước tính cho doanh số bán hàng nhưng không được trình bày trong bài này.


Bảng 4: Tác động của kế nghiệp gia đình trên giá trị gia tăng

(5) (6) (7) (8) (9) (10) (11) (12)

CÁC BIẾN Tất cả Tất cả K<q1 q1<K<q2 K>q3 L<q1 q1<L<q2 L>q3

MSE có truyền thống gia đình (TRAD)

0.127** 0.119** 0.0903 0.0722 0.213** 0.0713 0.0938 0.145*

(0,0495) (0,0519) (0,0822) (0,0767) (0,0978) (0,0981) (0,0798) (0,0813)

Kinh nghiệm lí thuyết của chủ doanh nghiệp

0,036*** 0,016*** 0,039*** 0,020** 0,034*** 0,047*** 0,022*** 0,026***

(0,0051) (0,0056) (0,0076) (0,0086) (0,0108) (0,0092) (0,0079) (0,0098)


-0,000*** -0,000*** -0,000*** -0,000*** -0,000*** -0,000*** -0,000*** -0,000***

(7,5e-05) (8,1e-05) (0,0001) (0,0001) (0,0001) (0,0001) (0,0001) (0,0001)

Số năm đi học -0,0100 -0,0189 0,0180 -0,0200 -0,0376 0,00398 -0,0248 -0,0180

(0,0151) (0,0160) (0,0256) (0,0264) (0,0269) (0,0283) (0,0252) (0,0252)

Bình phương số năm đi học

0,004*** 0,003*** 0,003 0,001 0,006*** 0,004* 0,004** 0,005***

(0,00116) (0,00124) (0,00210) (0,00220) (0,00186) (0,00207) (0,00208) (0,00187)

Trình độ tiểu học

-0,0166 -0,0512 0,0306 0,0688 -0,0814 0,0231 -0,0400 -0,0389

(0,0578) (0,0603) (0,104) (0,0957) (0,0994) (0,108) (0,0921) (0,0994)

Trình độ cao hơn tiểu học

-0,00967 -0,0143 -0,0397 0,154 -0,0555 -0,126 0,114 -0,0112

(0,0924) (0,0976) (0,174) (0,156) (0,153) (0,174) (0,158) (0,149)

Thành thạo tiếng Pháp

0,0999* 0,0729 0,0178 0,118 0,0913 0,135 0,105 0,0829

(0,0541) (0,0569) (0,0926) (0,0902) (0,0963) (0,103) (0,0848) (0,0932)

Số vốn trong log

0,136***

(0,0115)

Số lao động được trả lương trong log

0,346***

(0,0263)

Hằng số 5,728*** 2,859*** 5,304*** 6,213*** 5,678*** 4,669*** 5,463*** 5,853***

(0,169) (0,247) (0,403) (0,290) (0,309) (0,383) (0,297) (0,278)


Số lượng các quan sát

5891 4875 1938 2016 1937 1778 2080 2033

R2 0,245 0,299 0,210 0,211 0,223 0,149 0,232 0,278

Kiểm soát: Giống mô hình từ (1) đến (4). Ghi chú: ý nghĩa của sai số trong ngoặc đơn như sau: *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1.


Với các kết quả này, chúng ta có thể kết luận rằng nói chung các chủ cơ sở phi chính thức có người nhà tham gia cùng lĩnh vực hoạt động có lợi thế về hiệu quả kinh doanh so với chủ cơ sở không có truyền thống gia đình. Tuy nhiên, điều này không còn đúng đối với trường hợp các chủ cơ sở sử dụng các yếu tố sản xuất ở mức độ thấp hoặc trung bình. Vì vậy, trong phân khúc thấp hoặc trung bình của khu vực phi chính thức, được kế thừa truyền thống gia đình không mang lại lợi thế. Kết quả này không giống kết quả của nghiên cứu của Fafchamps (2005), nhưng như chúng ta đã nói, bối cảnh và lĩnh vực nghiên cứu rất khác nhau.

Liên quan đến các biến khác, các kết quả không thay đổi so với kết quả của việc ước tính phương trình có dùng biến có cha là doanh nhân (SE).

5. Nguồn gốc của lợi thế là gì?

Sau khi đã xác định quan hệ tỉ lệ thuận giữa việc được kế nghiệp gia đình trong cùng loại hoạt động kinh doanh, chúng ta sẽ tập trung phản ánh các kênh qua đó truyền thống gia đình mang lại lợi thế. Chúng tôi sẽ kiểm định giả thuyết cho rằng lợi thế này chủ yếu là do được trang bị nguồn lực tốt hơn như các kĩ năng đặc thù về doanh nghiệp, vốn vật chất, vốn xã hội, hiệu quả sử dụng các kĩ năng đặc thù về doanh nghiệp và vốn xã hội cao hơn. Để làm việc này, tôi sẽ mở rộng các ước tính của phương trình (2), được trình bày trong mục phương pháp luận, nhằm đưa thêm vào hàm sản xuất các yếu tố như vốn xã hội, đầu tư gia đình, các kĩ năng đặc thù về doanh nghiệp và kĩ năng chung.

Nếu giả thuyết này đúng, tôi sẽ đạt được hai kết quả. Trước tiên, chúng tôi dự đoán rằng tác động của vốn xã hội, đầu tư gia đình, các kĩ năng đặc


thù về cơ sở và kĩ năng chung là có ý nghĩa thống kê và là dương hay nói cách khác là những yếu tố này đóng vai trò thay đổi hiệu quả kinh doanh trong hàm hồi quy. Thứ hai, chúng tôi dự đoán rằng các tác động này phản ánh một trong những yếu tố đó là truyền thống gia đình được kế thừa. Điều đó có nghĩa rằng biến TRAD có ý nghĩa thống kê trong phương trình (1) chỉ bởi vì nó phản ánh nguồn lực tốt hơn và/hoặc hiệu quả sử dụng tốt hơn các kĩ năng quản lí, các kĩ năng đặc thù về cơ sở, đầu tư gia đình và/hoặc vốn xã hội. Để biết yếu tố nào phản ánh tốt hơn tác động của TRAD, tôi sẽ từng bước đưa các yếu tố này vào, đầu tiên là từng yếu tố một (không được trình bày) và sau đó theo từng cặp.

Chúng tôi thấy rằng khi chỉ đưa vào một trong những yếu tố này, tác động của TRAD vẫn có ý nghĩa thống kê. Trong số các biến thay thế cho các kĩ năng quản lí, các biến kiến thức về các tổ chức tài chính vi mô và việc duy trì sổ sách kế toán có ý nghĩa thống kê và tỉ lệ thuận với giá trị gia tăng. Tuy nhiên, kinh nghiệm quản lí có từ trước không có bất kì tác động nào đến hiệu quả kinh doanh. Điều này có thể là do nhiều dạng kinh nghiệm quản lí không nhất thiết mang lại kiến thức tốt hơn trong việc quản lí cơ sở. Trong số các biến thay thế cho các kĩ năng đặc thù, ba biến có tác động có ý nghĩa thống kê và theo chiều thuận: học nghề phi chính thức, kinh nghiệm kinh doanh phi chính thức trước khi trở thành chủ sở hữu và nhiều năm kinh nghiệm trong nghề nghiệp. Ngược lại, không có bằng chứng cho thấy kinh nghiệm đã có trong cùng loại hoạt động nghề nghiệp nhưng không cùng cơ sở mang lại nhiều kĩ năng đặc thù về cơ sở hơn. Giống như việc đã từng có kinh nghiệm quản lí, kết quả này có thể do tính không đồng nhất của kinh nghiệm về thời gian làm việc, trách nhiệm và đặc điểm của cơ sở nơi kinh nghiệm được tích lũy.

Bảng 5 trình bày ước tính phương trình (2) giới thiệu các biến thay thế cho các cặp được giả định giải thích lợi thế so sánh của các TRAD. Bảng này cho thấy tác động của việc kế nghiệp gia đình chỉ biến mất khi chúng ta cùng đưa các biến thay thế cho kĩ năng đặc thù về cơ sở và vốn xã hội. Các cách kết hợp khác không giúp nắm bắt được toàn bộ tác động của TRAD. Tương tự, khi tôi đo hiệu quả kinh doanh dựa trên doanh số bán hàng thay vì giá trị gia tăng (không được trình bày), chúng tôi thấy rằng tác động của TRAD giảm nhiều nhất khi các biến thay thế cho kĩ năng đặc thù về cơ sở và vốn xã


hội cùng được đưa vào. Trong trường hợp này, hệ số được ước tính giảm gần một nửa.

Bảng 5: Tác động của việc kế nghiệp gia đình trên giá trị gia tăng (GTGT) khi đưa vào vốn xã hội, hai loại kĩ năng và vốn vật chất được thừa kế

(5) (21) (22) (23) (24) (25) (26)

CÁC BIẾN Log GTGT Log GTGT Log GTGT Log GTGT Log GTGT Log GTGT Log GTGT

MSE có truyền thống gia đinh (TRAD)

0,127** 0,110** 0,113** 0,138*** 0,0779 0,102** 0,107**

(0,0495) (0,0493) (0,0489) (0,0492) (0,0493) (0,0497) (0,0493)

Các biến thay thế cho kĩ năng quản lí

Kinh nghiệm quản lí trước đó

0,0523 0,0221 0,0265

(0,0467) (0,0461) (0,0463)

Kiến thức về các tổ chức tài chính vi mô

0,132*** 0,122*** 0,137***

(0,0378) (0,0376) (0,0378)

Chủ doanh nghiệp duy trì sổ sách

0,423*** 0,425*** 0,431***

(0,0496) (0,0494) (0,0497)

Các biến thay thế cho kĩ năng đặc thù về doanh nghiệp

Chủ doanh nghiệp từng là nhân viên học việc

0,0910** 0,106** 0,105**

(0,0422) (0,0422) (0,0425)

Kinh nghiệm làm việc tại doanh nghiệp trước khi trở thành chủ cở sở

0,218*** 0,227*** 0,226***

(Có/không) (0,0601) (0,0600) (0,0605)Kinh nghiệm trong ngành nhưng không cùng cở sở

-0,0123 -0,00695 -0,00934

(Có/không) (0,0402) (0,0402) (0,0405)

Kinh nghiệm trong ngành (số năm)

0,009*** 0,008*** 0,0091***

(0,00272) (0,00270) (0,00272)

Các biến thay thế cho vốn xã hội

Không gặp khó khăn tìm kiếm khách hàng

0,306*** 0,314*** 0,301***

(0,0391) (0,0394) (0,0394)

Chủ cơ sở là hội viên hộ nghề nghiệp

0,338*** 0,373*** 0,363***

(0,0777) (0,0781) (0,0782)


Các biến thay thế cho đầu tư gia đình?

Tỉ lệ đầu tư của gia đình trong tổng vốn đầu tư

-0,136*** -0,121** -0,108**

(0,0499) (0,0503) (0,0498)

Số vốn đầu tư của gia đình

2,2e-05*** 2,2e-05*** 1,9e-05***

(7,66e-06) (7,69e-06) (7,68e-06)

Gia đình cung cấp địa điểm kinh doanh

0,133 0,141 0,145*

(0,0852) (0,0858) (0,0852)

Hằng số 5,728*** 5,016*** 5,052*** 5,186*** 5,412*** 5,562*** 5,601***

(0,169) (0,188) (0,178) (0,179) (0,179) (0,180) (0,169)

Số lượng quan sát 5891 5814 5891 5887 5814 5810 5887

R2 0,245 0,262 0,267 0,258 0,262 0,253 0,257

Kiểm soát: giống mô hình từ (1) đến (4). Ghi chú: ý nghĩa của sai số trong ngoặc đơn như sau: *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1.

Nguồn: tác giả tính toán dựa trên các cuộc điều tra 1-2-3 (giai đoạn 1 và 2, 2001/02, AFRISTAT, DIAL, INS).

Tổng kết lại, các kết quả cho thấy khi có vốn xã hội có giá trị cao hơn và có các kĩ năng đặc thù về cơ sở tốt hơn, chủ cơ sở phi chính thức có người nhà tham gia trong cùng lĩnh vực hoạt động sẽ có kết quả kinh doanh tốt hơn.

Vẫn còn một câu hỏi là: lợi thế có được là do được trang bị tốt hơn về vốn xã hội và kĩ năng đặc thù về cơ sở hay do hiệu quả vận dụng tốt hơn các yếu tố này? Để giải đáp câu hỏi này, tôi đưa sự tương tác giữa TRAD và các yếu tố sản xuất vào ước tính của hàm sản xuất. Nếu các tương tác có hệ số thuận chiều và có ý nghĩa thống kê thì điều này có nghĩa là các cơ sở có truyền thống gia đình đã đạt được hiệu quả tốt hơn từ việc sử dụng các yếu tố sản xuất. Các kết quả (không được trình bầy) cho thấy tất cả các tương tác đều không có ý nghĩa thống kê. Vì vậy, chúng ta có thể kết luận rằng nguồn gốc của lợi thế của chủ cơ sở có truyền thống gia đình chủ yếu xuất phát từ nguồn lực tốt hơn. Tuy nhiên, có một ngoại lệ, đó là sự tương tác giữa TRAD và số tiền gia đình đầu tư, tuy nhiên hệ số có dấu âm. Do đó, vốn của gia đình có hiệu quả sử dụng kém nhất khi được dùng trong cơ sở ở khu vực kinh tế phi chính thức có truyền thống gia đình.


Do tác động của TRAD biến mất khi các biến thay thế cho kĩ năng đặc thù về cơ sở và vốn xã hội được đưa vào, chúng ta có thể nói rằng các nguồn lợi thế chính của doanh nhân kế nghiệp gia đình là việc được trang bị tốt hơn các kĩ năng đặc thù về cơ sở và vốn xã hội. Một giả thuyết khác là đối tượng này có kết quả kinh doanh tốt hơn có thể là do sự sai lệch về năng lực (ability bias) bởi vì gia đình có xu hướng lựa chọn những người nhà có năng lực tốt nhất để giao phó việc quản lí các cơ sở gia đình. Tuy nhiên, kết quả trình bày cho thấy giả thuyết này cần được loại bỏ. Thật vậy, hiệu quả sử dụng các yếu tố sản xuất của các chủ cơ sở này không tốt hơn.

6. Kết luận

Một phát hiện quan trọng của nghiên cứu này là đối với các cơ sở ở khu vực kinh tế phi chính thức ở Tây Phi, việc có cha là doanh nhân không mang lại bất kì lợi thế gì về giá trị gia tăng hoặc doanh số bán hàng. Con cái của họ không được tiếp cận tốt hơn về vốn đầu tư, lao động, đất đai hoặc vốn xã hội có giá trị. Trái với trường hợp nước Mỹ hoặc châu Âu, không có các kĩ năng quản lí chung được kế thừa nào có thể mang lại lợi thế so sánh cho con cái của những người lao động tự do. Sự khác biệt của các nước Tây Phi so với Mỹ hoặc các nước châu Âu có thể là do sự khác biệt trong cách thức kinh doanh của người cha hoặc do sự khác biệt lớn hơn về kĩ năng quản lí được sử dụng.

Như vậy mối tương quan mạnh mẽ của tình trạng doanh nhân cha truyền con nối không thể được giải thích bởi sự tồn tại của lợi thế so sánh dành cho con cái. Cần phải tìm cách giải thích khác. Ví dụ như kế thừa ước muốn tự chủ, khát vọng nghề nghiệp bị tự hạn chế hoặc thị trường lao động có cấu trúc phân khúc khiến con cái của những doanh nhân buộc phải trở thành doanh nhân trong khu vực kinh tế phi chính thức. Tuy nhiên, chúng tôi không có bằng chứng để chấp nhận một trong những giả thuyết trên. Sẽ cần nghiên cứu thêm.

Kết quả quan trọng thứ hai của nghiên cứu này là việc có người nhà tham gia cùng một loại hoạt động có ý nghĩa quan trọng đối với các cơ sở kinh tế phi chính thức, đặc biệt là các cơ sở trong phân khúc trên. Các doanh nhân kế nghiệp gia đình có lợi thế so sánh về giá trị gia tăng hoặc doanh số bán


hàng. Lợi thế này chủ yếu là do được kế thừa vốn nhân lực đặc thù về cơ sở, và nhờ có nhiều cơ hội tích lũy kinh nghiệm trong cùng lĩnh vực hoạt động hơn, và việc kế thừa vốn xã hội mang lại khách hàng và uy tín tốt hơn. Ngược lại, doanh nhân kế nghiệp không có điều kiện tiếp cận vốn vật chất hay kĩ năng quản lí tốt hơn.

Bài viết này mang tới một cái nhìn mới đối với tính chất tự nguyện tham gia khu vực phi chính thức. Bài viết ủng hộ quan điểm về một thị trường lao động có nhiều phân khúc, nơi mà một số doanh nhân quyết định tự nguyện tham gia khu vực kinh tế phi chính thức bởi họ kì vọng đạt được nhiều giá trị gia tăng. Một trong những đặc điểm của các doanh nhân là họ có người nhà tham gia vào cùng một loại hoạt động.

Các phát hiện có ý nghĩa quan trọng trên phương diện chính sách. Hầu hết các chính sách hiện tại với mục đích nâng cao hiệu quả hoạt động của khu vực phi chính thức đều tập trung vào việc giảm khó khăn tài chính. Các chương trình khác tập trung tăng cường nguồn vốn con người trong kinh doanh nói chung như kĩ năng quản lí và tài chính. Các phát hiện của nghiên cứu cung cấp cơ hội tích lũy kinh nghiệm làm việc trong các cơ sở phi chính thức và phát triển mạng lưới nghề nghiệp thông qua các hiệp hội có thể là các biện pháp chính sách hiệu quả. Các biện pháp này có thể tạo điều kiện cho doanh nhân tương lai nắm bắt các kĩ năng đặc thù về cơ sở và phát triển vốn xã hội của họ. Ngoài ra, các biện pháp này sẽ góp phần nâng cao hiệu quả của khu vực kinh tế phi chính thức và giảm sự bất bình đẳng giữa các thế hệ trong các hình thái chuyển giao. Tuy nhiên, các vấn đề này cần được nghiên cứu thêm để tìm hiểu hiệu quả của các loại chính sách, đặc biệt là bằng chứng thu được từ đánh giá tác động của các chương trình thử nghiệm.


Bacchetta M., Ernst E., Bustamante J.P., 2009, Globalization and Informal Jobs in Developing Countries: A joint study from the International Labour Organization and the WTO, ILO WTO, Geneva.

Birks S., Fluitman F., Oudin X., Sinclair C., 1994, Skills acquisition in micro-enterprises: evidence from West Africa, OECD Publications.


Blinder, A., 1973, Wage discrimination: Reduced form and structural variables, Journal of Human Resources, 8(4), pp.436-55.

Brilleau A., Coulibaly S., Gubert F., Koriko O., Kuepie M., Ouedraogo E., 2005, Le secteur informel: Performances, insertion, perspectives, enquête 1-2-3, phase 2, Statéco, vol.99, pp.65-88.

Brilleau A., Ouedraogo E., Roubaud F., 2005, Introduction générale au dossier, l’enquête 1-2-3 dans les principales agglomérations de sept Etats membres de l’UEMOA: la consolidation d’une méthode, Statéco, vol.99, pp.15-19.

Charmes J., Oudin X., 1994, Formation sur le tas dans le secteur informel, Afrique Contemporaine, Numéro spécial 4ème trimestre, pp. 230-238.

Chen M.A., 2005, Rethinking the informal economy - Linkages with the formal economy and formal regulatory environment, UNU-WIDER Research Paper, 2005/10

Colombier N., Masclet D., 2006, Self-Employment and the Intergenerational Transmission of Human Capital”, CIRANO Scientific Series, 2006s-19.

Colombier N., Masclet D., 2008, Intergenerational correlation in self employment: some further evidence from French ECHP data, Small Business Economics, 30, pp.423-437.

Cogneau D., Bossuroy T., De Vreyer P., Guénard C., Hiller V., Leite P., Mesplé-Somps S., Pasquier-Doumer L., Torelli C., 2007, Inequalities and equity in Africa, AFD, Notes et Documents n°31.

Dunn T.A., Holt-Eakin D.J., 2000, Financial capital, human capital, and the transition to self-employment: evidence from intergenerational links, Journal of Labor Economics, 18(2), pp.282-305.

Fafchamps F. (2002), Returns to social network capital among traders, Oxford University Press, 54(2), pp. 173-206.

Fairlie R.W.,Robb A.M., 2007a, Why are Black-Owned Businesses Less Successful than White-Owned Businesses? The Role of Families, Inheritances, and Business Human Capital, Journal of Labor Economics, 25(2), pp.289-323.

Fairlie R.W.,Robb A.M., 2007b, Families, Human Capital, and Small Business: Evidence from the Characteristics of Business Owners Survey, Industrial and Labor Relations Review, 60(2), pp.225-245.

Fields G.S. ,2005, A guide to multisector labor market models, World Bank Social Protection Discussion Paper, n°0505.