GS, TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Email: nguyenbao@ueh.edu.vn

TS. Hồ Thu Hoài

Email: hoaiht@ueh.edu.vn

ThS. Nguyễn Văn Thiện Tâm

Email: tamnvt@ueh.edu.vn

Trường Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh

Tóm tắt

Nghiên cứu này kiểm định tác động của chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh và chỉ số thương mại điện tử (TMĐT) của các tỉnh/thành lên hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp chưa niêm yết tại Việt Nam giai đoạn 2012–2020. Kết quả cho thấy, năng lực cạnh tranh cấp tỉnh có vai trò tích cực đến lợi nhuận của doanh nghiệp. Việc ứng dụng TMĐT có quan hệ ngược chiều đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp. Trong khi đó, đối với các doanh nghiệp lớn hoặc đang hoạt động tại các thành phố trực thuộc Trung ương, kết quả cho thấy một mối quan hệ đồng biến. Đây là cơ sở để đề xuất giải pháp cho các cơ quan hoạch định chính sách, nhà quản trị doanh nghiệp và nhà đầu tư trong việc nâng cao hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp chưa niêm yết.

Từ khóa: năng lực cạnh tranh, thương mại điện tử, hiệu quả hoạt động

Summary

This study investigates the impact of e-commerce index (EBI) and provincial competitiveness index (PCI) on the performance of unlisted firms in Vietnam in the period 2012-2020. The findings show that PCI has a positive impact on their performance. In addition, the application of e-commerce has an adverse effect on the firm performance. For large enterprises or those operating in centrally-governed cities, the results indicate a covariate relationship. From those findings, some implications are proposed for policymakers, managers, and investors to enhance the performance of unlisted firms.

Keywords: provincial competitiveness, e-commerce, performance

GIỚI THIỆU

Xu hướng số hóa có tác động sâu rộng, đa chiều đến kinh tế thế giới và sự phát triển của mỗi quốc gia. Hiệu quả của việc chuyển đổi số ở doanh nghiệp sẽ góp phần vào mục tiêu trở thành nền kinh tế số của các quốc gia, bao gồm Việt Nam. Chuyển đổi số mở ra cơ hội tối ưu hóa chi phí và tăng cường hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, nhất là trong môi trường kinh tế cạnh tranh và hội nhập như hiện nay. Đồng thời, chuyển đổi số còn định hình lại cách thức hoạt động, tạo ra những mối quan hệ sản xuất mới và trở thành yếu tố cốt lõi cho sự phát triển của doanh nghiệp. Do đó, nhóm tác giả thực hiện nghiên cứu thực nghiệm về vai trò của TMĐT và năng lực cạnh tranh cấp tỉnh lên hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp Việt Nam, từ đó cho thấy những động lực mới mà chuyển đổi số mang lại thông qua TMĐT kết hợp với năng lực cạnh tranh cấp tỉnh.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Cơ sở lý thuyết

Chuyển đổi số mang lại nhiều lợi ích cho doanh nghiệp như: tăng hiệu suất, tiết kiệm chi phí và thúc đẩy văn hóa đổi mới trong doanh nghiệp (Parida và cộng sự, 2019; Scott và cộng sự, 2019). Chuyển đổi số tại doanh nghiệp được đo lường qua các thang đo, như: sự đầu tư vào công nghệ thông tin, tần suất cập nhật mạng xã hội (Ribeiro-Navarrete, 2021), kỹ năng sử dụng công nghệ thông tin của cá nhân trong doanh nghiệp (Cheng và cộng sự, 2004, Chhim và cộng sự, 2017), tần suất doanh nghiệp bán hàng qua các kênh TMĐT (Šaković Jovanović và cộng sự, 2020)… Trong đó, TMĐT góp phần cải thiện hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp thông qua sự gia tăng về hiệu suất tổng thể, giảm thiểu chi phí hay mở rộng thị trường (Cosgun và Dogerlioglu, 2012; Shahriari và Mohammadreza, 2015).

Mối quan hệ giữa chất lượng thể chế và tác động của yếu tố này đến hiệu quả kinh tế từ lâu đã trở thành chủ đề trong rất nhiều nghiên cứu. North (1990) nhấn mạnh tầm quan trọng của chất lượng thể chế đến việc giảm sự không chắc chắn, tạo điều kiện thuận lợi cho các giao dịch kinh tế và khả năng cạnh tranh của các quốc gia thông qua sự phát triển kinh tế, thu hút đầu tư và gia tăng năng suất lao động.

Ở góc độ vi mô, một số nghiên cứu đã chỉ ra các công ty có xu hướng hoạt động ở các thành phố có sự hỗ trợ từ chính quyền địa phương, có mức độ tự do kinh tế cao hơn và chất lượng thể chế tốt hơn vì những yếu tố này góp phần cải thiện hiệu quả hoạt động, khả năng cạnh tranh cũng như lợi nhuận của các công ty (Bykova và Coates, 2020; Tan và Amri, 2013). Hallward – Dreimeier và cộng sự (2006) chứng minh mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ suất sinh lời trên tài sản (ROA) và sự cải thiện các điều kiện dịch vụ tài chính, cơ sở hạ tầng và giải phóng mặt bằng nhanh chóng. Bên cạnh đó, nghiên cứu của Chang (2023) cũng cho rằng, chất lượng thể chế tốt có thể làm tăng giá trị doanh nghiệp trên mẫu 41 quốc gia bằng cách cải thiện năng suất nhân tố tổng hợp (TFP) – một thước đo đánh giá hiệu quả hoạt động của công ty.

Từ khi chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh (PCI) ra đời năm 2005, tại Việt Nam đã có nhiều nghiên cứu về tác động của PCI lên tăng trưởng kinh tế giữa các thành phố hay việc thu hút vốn đầu tư nước ngoài (McCulloch và cộng sự, 2013; Nguyen và cộng sự, 2013; Nguyen và cộng sự, 2023). Các kết quả đều cho thấy mối quan hệ cùng chiều của PCI lên sự phát triển kinh tế của các thành phố xét theo sự gia tăng về số lượng công ty, người lao động và nguồn vốn. Ở cấp độ doanh nghiệp, Tran và cộng sự (2009) là nghiên cứu đầu tiên xem xét tác động của tái cấu trúc thể chế lên hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp vừa và nhỏ tại Việt Nam sử dụng chỉ số PCI. Kết quả cho thấy, chỉ số này có ý nghĩa cả về mặt kinh tế và thống kê trong việc giải thích sự khác biệt về hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp giữa các tỉnh, đo lường thông qua năng suất lao động. Bên cạnh đó, nghiên cứu của Huynh (2022) đã chứng minh sự ảnh hưởng trực tiếp và tích cực của chất lượng thể chế của một địa phương lên hiệu quả hoạt động của các công ty trong khu vực qua ROA và TFP, đồng thời có ảnh hưởng gián tiếp đến các tỉnh, thành lân cận.

Phương pháp nghiên cứu

Dữ liệu nghiên cứu

Nghiên cứu sử dụng bộ dữ liệu điều tra doanh nghiệp từ Tổng cục Thống kê Việt Nam giai đoạn 2012-2020 và từ các nguồn khác, như: Báo cáo chỉ số TMĐT của Hiệp hội TMĐT Việt Nam; Điều tra chỉ số PCI từ Liên đoàn Thương mại và Công nghiệp Việt Nam. Nhóm tác giả sử dụng chỉ số TMĐT (EBI) để đo lường tác động của chuyển đổi số đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp ở các ngành và khu vực kinh tế cùng với các xu hướng, khả năng dịch chuyển lao động giữa các ngành, khu vực này. Nhóm tác giả thực hiện thuật toán winsorize để loại các biến có giá trị bất thường tại bách phân vị 1% và 99%, thay bằng giá trị tại 0.01 và 0.99, nhằm giảm tác động của các quan sát có giá trị đột biến đến kết quả hồi quy của mô hình. Quá trình chọn mẫu kết thúc với 252,622 quan sát (Nghiên cứu sử dụng cách viết số thập phân theo chuẩn quốc tế).

Mô hình nghiên cứu

Trên nền tảng cơ sở lý thuyết và kế thừa các nghiên cứu thực nghiệm trước đây, nhóm tác giả xây dựng mô hình (1) để đánh giá tác động của EBI và PCI của các tỉnh/thành lên hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp chưa niêm yết tại Việt Nam, cụ thể:

Hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp chưa niêm yết tại Việt Nam: Vai trò của thương mại điện tử và năng lực cạnh tranh cấp tỉnh[1]

Nghiên cứu sẽ thực hiện hồi quy phương trình (1) với hiệu ứng cố định đa chiều (multi-way fixed effect) để xem xét tác động của chuyển đổi số đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp Việt Nam. Trong đó, Cijt là véc-tơ của biến kiểm soát ảnh hưởng của các nhân tố về đặc điểm của doanh nghiệp i tại tỉnh/thành j vào năm t, bao gồm: quy mô, vùng địa lý và nhóm ngành, được mô tả chi tiết trong Bảng 1. Tính ưu việt của mô hình này cho phép kiểm soát các yếu tố cố định còn bỏ sót trong sai số có thể gây ra nội sinh và dẫn đến kết quả hồi quy không đáng tin cậy, hay vi phạm tính không chệch, tính hiệu quả và tính vững trong kinh tế lượng.

Bảng 1: Mô tả biến

Tên biến

Kí hiệu

Đo lường

Biến phụ thuộc: Hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp – FP

Tỷ suất sinh lời trên tài sản

ROA

Lợi nhuận ròng/Tổng tài sản

Tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu

ROE

Lợi nhuận ròng/Vốn cổ phần

Nhóm các biến độc lập chính

Chỉ số thương mại điện tử

EBI

Chỉ số thương mại điện tử đo lường theo tỉnh hàng năm, các DN trong cùng tỉnh có cùng chỉ số EBI

Thể chế

PCI

Chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh hàng năm, các doanh nghiệp trong cùng một tỉnh có cùng chỉ số PCI

Nhóm các biến độc lập kiểm soát

Năng suất lao động

LP

Giá trị gia tăng tính theo phương pháp thu nhập/Số lao động trong doanh nghiệp

Cường độ vốn

CI

Tổng tài sản/Tổng lao động

Lao động

L

Logarit (Số lao động làm việc trong doanh nghiệp)

Cấu trúc tài sản

AS

Tài sản cố định/Tổng tài sản

Trình độ người lao động

EDU

Lao động có trình độ đại học trở lên/Tổng số lao động

Các biến liên quan đến kiểm soát hiệu ứng cố định

Quy mô doanh nghiệp

SIZE

4 quy mô lao động:

- Dưới 10 người

- Từ 10 đến dưới 100

- Từ 100 đến dưới 200

- Trên 200 người

Vùng địa lý

REGION

6 vùng địa lý:

1. Vùng Đồng bằng sông Hồng

2. Vùng Trung du miền núi phía Bắc

3. Vùng Bắc Trung Bộ và Duyên hải miền Trung

4. Vùng Tây Nguyên

5. Vùng Đông Nam Bộ

6. Vùng Đồng bằng sông cửu Long

Nhóm ngành

INDUSTRY

9 nhóm ngành:

1. Nông, lâm, thủy sản

2. Công nghiệp chế biến, chế tạo

3. Các ngành công nghiệp còn lại

4. Bán buôn, bán lẻ; lưu trú và ăn uống

5. Vận tải kho bãi

6. Thông tin truyền thông

7. Tài chính ngân hàng – bất động sản

8. Khoa học – công nghệ

9. Các ngành dịch vụ còn lại

Nguồn: Tổng hợp của nhóm tác giả

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Thống kê mô tả

Bảng 2: Thống kê mô tả các biến trong nghiên cứu

Các biến trong nghiên cứu

ROA

ROE

PCI

EBI

LP

CI

L

AS

EDU

Số quan sát

252,622

252,622

252,622

252,622

252,622

252,622

252,622

252,622

252,622

Giá trị trung bình

-0.0168

-0.0087

60.7139

60.5384

5.5919

6.5508

1.8183

-1.7665

0.3823

Độ lệch chuẩn

0.1338

0.3216

3.2360

15.4010

1.8019

1.3476

1.3014

1.2198

0.3543

Giá trị nhỏ nhất

-0.8779

-1.7678

52.9889

25.4000

0.6932

2.7213

-0.6932

-5.4563

0.0000

Giá trị lớn nhất

0.3908

1.6271

70.0014

78.6000

9.9264

10.1692

11.3353

0.6522

1.0000

Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Stata 18.0

Thống kê mô tả từ Bảng 2 cho thấy sự biến động rất lớn trong các chỉ số ROA và ROE của các doanh nghiệp. Cụ thể, mức độ lệch chuẩn của ROA là 0.1338 và của ROE là 0.3216. Khi xem xét biến thể chế PCI, chỉ số này được phân bổ một cách khá đồng đều giữa 63 tỉnh thành với giá trị tối đa đạt 70.0014 và giá trị nhỏ nhất là 52.9889, độ lệch chuẩn ở mức 3.2360. Tuy nhiên, kết luận này chỉ mới mang tính sơ bộ và cần bằng chứng chính xác hơn từ kết quả hồi quy ở phần sau. Chỉ số EBI phân bổ một cách rõ ràng giữa các tỉnh, thành với giá trị cao nhất là 78.6 và thấp nhất là 25.4, độ lệch chuẩn là 15.4010 nhưng giá trị trung bình của EBI đạt 60.5384, chứng tỏ Việt Nam đang trải qua một quá trình chuyển đổi số mạnh mẽ.

Kết quả hồi quy và các phân tích mở rộng

Bảng 3 cho thấy, hầu hết chỉ số PCI có tác động tích cực đến tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) và tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE) với mức ý nghĩa thống kê cao nhất là 1% (khi có xét đến các hiệu ứng cố định). Điều này hàm ý việc nâng cao năng lực cạnh tranh cấp tỉnh giúp hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp tại các tỉnh được cải thiện, đây là một mục tiêu quan trọng được nhấn mạnh trong nghiên cứu này. Các nghiên cứu của Hallward-Dreimeier và cộng sự (2006), Tran và cộng sự (2009), Huynh (2022), Chang (2023) cũng đã ủng hộ bằng chứng mà nhóm tác giả đưa ra.

Tuy nhiên, điều đáng chú ý là chỉ số EBI lại có mối quan hệ nghịch chiều với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp chưa niêm yết tại Việt Nam, các hệ số ước lượng đều có mức ý nghĩa thống kê là 1%. Kết quả này có thể được lý giải bằng việc phát sinh các chi phí, như: R&D và thách thức ngắn hạn khi chuyển đổi mô hình mới có áp dụng TMĐT, đặc biệt là đối với các doanh nghiệp nhỏ và không ở trong các vùng kinh tế trọng điểm. Các nghiên cứu của Li (2020); Parviainen và cộng sự (2022); Mohtaramzadeh và cộng sự (2018) cũng ủng hộ lập luận này.

Tuy vậy, nhóm tác giả cho rằng, mối quan hệ âm này sẽ chỉ tồn tại với các doanh nghiệp có quy mô rất nhỏ, cũng như các doanh nghiệp không ở các tỉnh thành trực thuộc Trung ương hay vùng kinh tế trọng điểm. Vì vậy, nhóm tác giả tiến hành tương tác biến EBI với biến giả thành phố trực thuộc Trung ương (TW) và biến SIZE (quy mô của doanh nghiệp) để tìm hiểu mối quan hệ giữa EBI và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp có quy mô lớn hoặc các doanh nghiệp có trụ sở ở các thành phố trực thuộc Trung ương, như: Hà Nội, Hồ Chí Minh, Hải Phòng, Đà Nẵng và Cần Thơ.

Bảng 3: Kết quả hồi quy về tác động của PCI và EBI lên hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp chưa niêm yết tại Việt Nam

Biến

ROA

ROE

(1)

(2)

(3)

(4)

(1)

(2)

(3)

(4)

PCI

0.0003

0.0169***

0.0006*

0.0166***

-0.0006***

0.0058***

-0.0002*

0.0055***

(0.78)

(10.09)

(1.91)

(9.93)

(-5.23)

(10.55)

(-1.89)

(9.92)

EBI

-0.0005***

-0.0035

-0.0004***

-0.0031***

-0.0008***

-0.0025***

-0.0007***

-0.0023***

(-9.62)

(-4.87)

(-7.49)

(-4.24)

(-44.09)

(-10.54)

(-39.45)

(-9.66)

Hệ số chặn

-0.1247

-0.9612***

-0.0632***

-0.8768***

-0.0545***

-0.3542***

-0.0154***

-0.2789***

(-6.36)

(-8.06)

(-3.19)

(-7.35)

(-8.31)

(-8.96)

(-2.33)

(-7.10)

Các biến kiểm soát

Hiệu ứng cố định theo vùng địa lý và tỉnh

Không

Không

Không

Không

Hiệu ứng cố định theo ngành

Không

Không

Không

Không

Rsq

0.0185

0.0310

0.0224

0.0342

0.0634

0.0881

0.0779

0.1004

Số quan sát

252,440

252,440

252,440

252,440

252,622

252,622

252,622

252,622

Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Stata 18.0

Kết quả hồi quy từ Bảng 4 và Bảng 5 chỉ ra mối quan hệ cùng chiều giữa EBI với hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp ở các thành phố trực thuộc Trung ương, hay các doanh nghiệp có quy mô lớn, ở mức ý nghĩa 1%. Trái ngược với các doanh nghiệp khác, nhóm các doanh nghiệp có quy mô lớn hoặc hoạt động tại các thành phố trực thuộc Trung ương có những lợi thế đặc biệt và sẽ được hưởng lợi bởi việc gia tăng trong ROA và ROE. Cụ thể, các doanh nghiệp này có nguồn lực rất lớn và có thể chi đầu tư thêm vào các hoạt động TMĐT, cũng như chuyển đổi số, mà không ảnh hưởng tới các hoạt động kinh doanh. Ngoài ra, với các doanh nghiệp lớn, việc áp dụng TMĐT sẽ giúp họ tiết kiệm không chỉ chi phí, mà còn thời gian và nguồn nhân lực. Thêm vào đó, với các doanh nghiệp ở các thành phố trực thuộc Trung uơng, thì việc tọa lạc tại các vị trí kinh tế trọng điểm cũng giúp doanh nghiệp tiếp cận nguồn lực phục vụ chuyển đổi số một cách dễ dàng, thuận lợi hơn. Vì vậy, việc áp dụng TMĐT đối với các doanh nghiệp lớn hay các doanh nghiệp ở các phố trực thuộc Trung ương sẽ giúp cải thiện hiệu quả hoạt động.

Bảng 4: Kết quả hồi quy về tác động của PCI và EBI lên hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp chưa niêm yết tại Việt Nam tại các thành phố trực thuộc Trung ương

Biến

ROA

ROE

(1)

(2)

(3)

(4)

(1)

(2)

(3)

(4)

PCI

0.0030***

0.0169***

0.0031***

0.0166***

0.0003**

0.0059***

0.0005***

0.0055***

(8.14)

(10.09)

(8.37)

(9.93)

(2.49)

(10.55)

(4.21)

(9.92)

EBI

-0.0020***

-0.0035***

-0.0017***

-0.0031***

-0.0014***

-0.0025***

-0.0012***

-0.0023***

(-10.40)

(-4.87)

(-8.90)

(-4.24)

(-21.08)

(-10.54)

(-17.75)

(-9.66)

EBI*TW

0.0038***

0.0133***

0.0034***

0.0126***

0.0013***

0.0054***

0.0010***

0.0049***

(14.98)

(18.20)

(13.40)

(17.32)

(15.32)

(22.14)

(12.40)

(20.35)

Hệ số chặn

-0.2239***

-0.9612***

-0.1548***

-0.8768***

-0.0829***

-0.3542***

-0.0403***

-0.2789***

(-10.65)

(-8.06)

(-7.27)

(-7.35)

(-11.78)

(-8.96)

(-5.68)

(-7.10)

Các biến kiểm soát

Hiệu ứng cố định theo vùng địa lý và tỉnh

Không

Không

Không

Không

Hiệu ứng cố định theo ngành

Không

Không

Không

Không

R2

0.0197

0.0310

0.0233

0.0342

0.0644

0.0881

0.0786

0.1004

Số quan sát

252,440

252,440

252,440

252,440

252,622

252,622

252,622

252,622

Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Stata 18.0

Bảng 5: Kết quả hồi quy về tác động của PCIEBI lên hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp có quy mô lớn chưa niêm yết tại Việt Nam

ROA

ROE

Biến

(1)

(2)

(3)

(4)

(1)

(2)

(3)

(4)

PCI

0.0002

0.0169***

0.0006*

0.0166***

-0.0006***

0.0059***

-0.0002*

0.0055***

(0.75)

(10.08)

(1.88)

(9.91)

(-5.10)

(10.58)

(-1.73)

(9.94)

EBI

-0.0009***

-0.0039***

-0.0008***

-0.0035***

-0.0012***

-0.0029***

-0.0012***

-0.0027***

(-7.90)

(-5.39)

(-6.83)

(-4.77)

(-32.31)

(-11.86)

(-31.30)

(-11.20)

EBI*SIZE

0.0002***

0.0002***

0.0002***

0.0002***

0.0003***

0.0002***

0.0003***

0.0003***

(3.74)

(3.75)

(3.67)

(3.70)

(13.11)

(11.32)

(14.40)

(12.83)

Hệ số chặn

-0.1122***

-0.09458***

-0.0495**

-0.8607***

-0.0335***

-0.3381***

0.0082

-0.2597***

(-5.54)

(-7.92)

(-2.16)

(-7.22)

(-4.93)

(-8.55)

(1.20)

(-6.61)

Các biến kiểm soát

Hiệu ứng cố định theo vùng địa lý và tỉnh

Không

Không

Không

Không

Hiệu ứng cố định theo ngành

Không

Không

Không

Không

Rsq

0.0191

0.0314

0.0229

0.0347

0.0642

0.0886

0.0788

0.1011

Số quan sát

252,440

252,440

252,440

252,440

252,622

252,622

252,622

252,622

Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Stata 18.0

KẾT LUẬN

Những phát hiện từ nghiên cứu cho thấy ảnh hưởng tích cực của PCI đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp chưa niêm yết tại Việt Nam giai đoạn 2012-2020. Tuy nhiên, tồn tại mối quan hệ ngược chiều khi xem xét ảnh hưởng của TMĐT đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp trên toàn mẫu. Một phát hiện thú vị là, mối quan hệ này trở nên tích cực đối với các doanh nghiệp lớn hoặc hoạt động tại các thành phố trực thuộc Trung ương. Điều này chứng tỏ, TMĐT thật sự có vai trò cải thiện lợi nhuận cho các doanh nghiệp.

Để góp phần nâng cao hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp, cần đẩy mạnh cải cách thủ tục hành chính, môi trường làm việc minh bạch cũng như sự hỗ trợ từ địa phương. Đồng thời, các cơ quan hoạch định chính sách, nhà quản trị doanh nghiệp và nhà đầu tư cần chú trọng vào việc cải thiện năng lực cạnh tranh cũng như chuyển đổi các mô hình hoạt động có áp dụng TMĐT. Việc tối ưu hóa và phát triển TMĐT cần phù hợp với quy mô và môi trường kinh doanh cụ thể của từng doanh nghiệp, đồng thời cần đảm bảo phù hợp với bộ máy quản trị và mô hình kinh doanh hiện tại./.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

1. Bykova, A., Coates, D. (2020), Firm performance and regional economic freedom: the case of Russia, Post-Soviet Affairs, 36(5–6), 395–415.

2. Chang, C.-C. (2023), The impact of quality of institutions on firm performance: A global analysis, International Review of Economics & Finance, 83, 694–716.

3. Cheng, P., Ju Choi, C., Chen, S., Ibrahim Eldomiaty, T., Millar, C. C. (2004), Knowledge repositories in knowledge cities: Institutions, conventions and knowledge subnetworks, Journal of Knowledge Management, 8(5), 96–106.

4. Chhim, P. P., Somers, T. M., Chinnam, R. B. (2017), Knowledge reuse through electronic knowledge repositories: A multi theoretical study, Journal of Knowledge Management, 21(4), 741–764.

5. Cosgun, V. (2012), Dogerlioglu, O. Critical Success Factors Affecting E-commerce Activities of Small and Medium Enterprises, Inf. Technol. J, 11, 1664–1676.

6. Hallward‐Driemeier, M., Wallsten, S., Xu, L. C. (2006), Ownership, investment climate and firm performance, Economics of Transition, 14(4), 629–647.

7. Huynh, T. N. (2022), Spatial effects of institutional quality on firm performance: evidence from Vietnam, Asian-Pacific Economic Literature, 36(2), 89–105.

8. Li, F. (2020), The digital transformation of business models in the creative industries: A holistic framework and emerging trends, Technovation, https://doi.org/10.1016/j.technovation.2017.12.004.

9. McCulloch, N., Malesky, E., Duc, N. N. (2013), Does Better Provincial Governance Boost Private Investment in Vietnam?, IDS Working Papers, 414, 1–27.

10. Mohtaramzadeh, M., Ramayah, T., Jun-Hwa, C. (2018), B2B E-Commerce Adoption in Iranian Manufacturing Companies: Analyzing the Moderating Role of Organizational Culture, International Journal of Human–Computer Interaction, 34(7), 621–639.

11. Nguyen, P.-H., Nguyen, T.-L., Le, H.-Q., Pham, T.-Q., Nguyen, H.-A., Pham, C.-V. (2023), How Does the Competitiveness Index Promote Foreign Direct Investment at the Provincial Level in Vietnam? An Integrated Grey Delphi–DEA Model Approach, Mathematics, 11(6).

12. Nguyen, T. V., Le, N. T. B., Bryant, S. E. (2013), Sub-national institutions, firm strategies, and firm performance: A multilevel study of private manufacturing firms in Vietnam, Journal of World Business, 48(1), 68–76.

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

14. Parida, V., Sjodin, D., Reim, W. (2019), Reviewing literature on digitalization, business model innovation, and sustainable industry: Past achievements and future promises, Sustainability, 11(2), 391.

15. Parviainen, P., Tihinen, M., Kääriäinen, J., Teppola, S. (2022), Tackling the digitalization challenge: how to benefit from digitalization in practice, International Journal of Information Systems and Project Management, 5(1), 63–77.

16. Priyono, A., Moin, A., Putri, V.N. (2020), Identifying Digital Transformation Paths in the Business Model of SMEs during the COVID-19 Pandemic, Journal of Open Innovation: Technology, Market, and Complexity, 6(4).

17. Tan, K., Amri, M. (2013), Subnational Competitiveness and National Performance: Analysis and Simulation for Indonesia, Journal of CENTRUM Cathedra (JCC): The Business and Economics Research Journal, 6(2), 173–192.

18. Tran, T. B., Grafton, R. Q., Kompas, T. (2009), Institutions matter: The case of Vietnam, The Journal of Socio-Economics, 38(1), 1–12.

19. Ribeiro-Navarrete, S., Botella-Carrubi, D., Palacios-Marqués, D., Orero-Blat, M. (2021), The effect of digitalization on business performance: An applied study of KIBS, Journal of Business Research, 126, 319-326.

20. Šaković Jovanović, J., Vujadinović, R., Mitreva, E., Fragassa, C., Vujović, A. (2020), The Relationship between E-Commerce and Firm Performance: The Mediating Role of Internet Sales Channels, Sustainability, 12(17).

21. Scott, S., Hughes, P., Hodgkinson, I., Kraus, S. (2019), Technology adoption factors in the digitization of popular culture: Analyzing the online gambling market, Technological Forecasting and Social Change, 148.

22. Shahriari, S., Mohammadreza, S. (2015), E-commerce and it impactson global trend and market, International journal of research-Granthaalayah, 3(4), 49-55.

Ngày nhận bài: 3/4/2024; Ngày phản biện: 20/4/2024; Ngày duyệt đăng: 26/4/2024


[1] Bài viết là sản phẩm đề tài NCKH cấp Bộ được Bộ giáo dục và Đào tạo tài trợ “Nghiên cứu tác động của chuyển đổi số đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp Việt Nam” - Mã số: KX - 29.