Nâng cao hiệu quả hợp tác, liên kết đào tạo đại học

1. Đặt vấn đề Chiến lược phát triển giáo dục Việt Nam 2009-2020 đã chỉ ra rằng cuộc cách mạng khoa học - công nghệ tiếp tục phát triển mạnh mẽ, làm nền tảng cho sự phát triển kinh tế tri thức. Sự phát triển của khoa học - công nghệ đã làm thay đổi mạnh mẽ nội dung, phương pháp giáo dục trong các trường, đồng thời đòi hỏi giáo dục phải cung cấp được nguồn nhân lực có trình độ cao. Trong bối cảnh cạnh tranh kinh tế giữa các quốc gia ngày càng trở nên quyết liệt, đòi hỏi các nước phải đổi mới công nghệ để tăng năng suất lao động, đặt ra những yêu cầu mới đối với giáo dục. Các nước đều xem phát triển giáo dục là nhiệm vụ trọng tâm của chiến lược phát triển kinh tế - xã hội, dành cho giáo dục những đầu tư ưu tiên, đẩy mạnh cải cách giáo dục nhằm giành ưu thế cạnh tranh trên trường quốc tế.

pdf8 trang | Chia sẻ: thanhle95 | Lượt xem: 161 | Lượt tải: 0download
Bạn đang xem nội dung tài liệu Nâng cao hiệu quả hợp tác, liên kết đào tạo đại học, để tải tài liệu về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
Văn hóa - Xã hội NGHIÊN CỨU TRAO ĐỔI 89Tạp chí Kinh doanh và Công nghệ Số 04/2019 1. Đặt vấn đề Chiến lược phát triển giáo dục Việt Nam 2009-2020 đã chỉ ra rằng cuộc cách mạng khoa học - công nghệ tiếp tục phát triển mạnh mẽ, làm nền tảng cho sự phát triển kinh tế tri thức. Sự phát triển của khoa học - công nghệ đã làm thay đổi mạnh mẽ nội dung, phương pháp giáo dục trong các trường, đồng thời đòi hỏi giáo dục phải cung cấp được nguồn nhân lực có trình độ cao. Trong bối cảnh cạnh tranh kinh tế giữa các quốc gia ngày càng trở nên quyết liệt, đòi hỏi các nước phải đổi mới công nghệ để tăng năng suất lao động, đặt ra những yêu cầu mới đối với giáo dục. Các nước đều xem phát triển giáo dục là nhiệm vụ trọng tâm của chiến lược phát triển kinh tế - xã hội, dành cho giáo dục những đầu tư ưu tiên, đẩy mạnh cải cách giáo dục nhằm giành ưu thế cạnh tranh trên trường quốc tế. 1.1. Mô hình nghiên cứu và giả thuyết Tác giả phát triển các giả thuyết như sau: - Cơ chế chính sách có ảnh hưởng trực tiếp đến hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài; - Nhu cầu của học viên có ảnh hưởng trực tiếp đến hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài; - Chương trình đào tạo có ảnh hưởng trực tiếp đến hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài; - Quốc gia cấp bằng (nơi học tập) có ảnh hưởng trực tiếp đến hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài; - Chi phí đào tạo có ảnh hưởng trực tiếp đến hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài. 1.2. Phương pháp nghiên cứu Trong bài viết, sử dụng phương pháp nghiên cứu thực nghiệm và khảo sát dữ liệu sơ cấp định lượng để giải quyết vấn đề đặt ra ở trên. NÂNG CAO HIỆU QUẢ HỢP TÁC, LIÊN KẾT ĐÀO TẠO ĐẠI HỌC NCS. ThS. Nguyễn Văn Điệp * Tóm tắt: Bài viết xem xét vấn đề nâng cao hiệu quả hợp tác, liên kết về các chương trình đào tạo của Trường Đại học Kinh doanh và Công nghệ Hà Nội với các tổ chức giáo dục đại học nước ngoài trong quá trình hội nhập và đổi mới giáo dục đại học hiện nay. Từ khoá: Hiệu quả hợp tác, cơ chế chính sách, chương trình đào tạo, nhu cầu xã hội. Abstract: The article examines the improvement of cooperation efficiency and the linkage of HUBT’s training programmes with higher education institutions of foreign countries in the integration and innovation of higher education nowadays. Keywords: effectiveness of cooperation, policy mechanism, training programme, social needs * Chuyên viên Viện hợp tác quốc tế, Trường ĐH KD&CN Hà Nội NGHIÊN CỨU TRAO ĐỔI Văn hóa - Xã hội 90Tạp chí Kinh doanh và Công nghệ Số 04/2019 (i) Thiết kế bảng hỏi dựa trên các cơ sở lý luận về hợp tác đào tạo quốc tế. Sau đó được thiết kế theo thang đo 5 mức độ (từ 1: không đồng ý đến 5: hoàn toàn đồng ý). (ii) Mẫu điều tra được tiến hành lựa chọn trong số hơn 200 sinh viên/học viên đã và đang theo học các chương trình liên kết đào tạo của Trường Đại học Kinh doanh và Công nghệ Hà Nội. Trên cơ sở đó, tác giả lựa chọn 150 mẫu để khảo sát, nghiên cứu. (iii) Phân tích dữ liệu theo nội dung sau: - Phân tích độ tin cậy. - Phân tích nhân tố khám phá. - Hồi quy tuyến tính. 2. Phân tích mẫu khảo sát Trong nghiên cứu, tác giả sử dụng các câu hỏi dựa trên các tài liệu và phương pháp nghiên cứu trước đó. Bảng câu hỏi bao gồm hai phần. Phần thứ nhất, câu hỏi về các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài. Phần thứ hai, câu hỏi bao gồm các thông tin về cá nhân, như giới tính, tuổi tác, quốc gia liên kết đào tạo và chương trình đào tạo. Điều tra được tiến hành với sinh viên đang theo học và những sinh viên/ học viên đã tốt nghiệp về nước. Sau đó, các dữ liệu thu thập được phân tích bằng phần mềm SPSS. Bảng 1. Thông tin về người học Đặc tính Tần số (lần) Cơ cấu (%) Nam 62 41.3 Giới tính Nữ 88 58.7 Tổng cộng 150 100.0 22 20 13.3 Độ tuổi 23-30 66 44.0 Trên 30 64 42.7 Tổng cộng 150 100.0 Trung Quốc 47 31.3 Nơi đến học Đài Loan 69 46.0 Khác 34 22.7 Tổng cộng 150 100.0 2+2 * 113 70.3 Chương trình 1+3 * 18 12 hợp tác đào tạo Khác 19 12.7 Tổng cộng 150 100.0 Nguồn : Phân tích SPSS * Ghi chú: 2 năm học trong nước và 2 năm học ngoài nước (2+2) hoặc 1 năm học trong nước và 3 năm học ngoài nước (1+3), đều lấy bằng nước ngoài. 2.1. Phân tích độ tin cậy Trong nghiên cứu, phương pháp nguyên tắc thành phần được sử dụng để phân tích nhân tố khám phá. Ba nhân tố chính với 24 thành tố được đưa vào hệ thống. 21 thành tố của mô hình được phân tích. Kết quả cho thấy giá trị Kaiser- Meyer-Olkin là 0,929 và thử nghiệm của Bartlett có ý nghĩa thống kê ở mức 0,000. Các giá trị riêng yếu tố lớn hơn hoặc bằng Văn hóa - Xã hội NGHIÊN CỨU TRAO ĐỔI 91Tạp chí Kinh doanh và Công nghệ Số 04/2019 1,0 và các biến với tải nhân tố lớn hơn 0,5 có 2 thành tố của các nhân tố tải nhỏ hơn 0,5 đã được loại bỏ khỏi mô hình. Phân tích nhân tố năm yếu tố. Kết quả của phân tích nhân tố cho thấy năm yếu tố, chiếm 67,166% tổng phương sai. Các yếu tố mô hình được dán nhãn là “CCCS” (32,308), “NCHV” (12,502), “CTDT” (9,622), “QG” (7,427) và “CPDT” (5,309). Để kiểm tra độ tin cậy và tính thống nhất nội bộ của từng yếu tố, đã tiến hành kiểm định Cronbach’s α (alpha). Kết quả cho thấy các hệ số α của “CCCS” là 0,888; 0,812 đối với “NCHV”, 0,711 đối với “CTDT”, 0,679 đối với “QG” và .695 đối với “CPDT”. (B. 2). Nguồn : Phân tích SPSS Bảng 2. Phân tích nhân tố của mô hình SERVQUAL Thành tố Component CCCS NCHV CTDT QG CPDT CCCS1 .882 CCCS2 .824 CCCS3 .769 CCCS4 .763 CCCS5 .734 NCHV1 .790 NCHV2 .775 NCHV3 .671 NCHV4 .637 NCHV5 .602 CTDT1 .842 CTDT2 .720 CTDT3 .709 QG1 .812 QG2 .710 QG3 .702 CPDT1 .727 CPDT2 .666 CPDT3 .590 Giá trị riêng 6.138 2.375 1.828 1.411 1.009 VE Phương sai 32.308 12.502 9.622 7.427 5.309 giải thích (%)* Cronbach’s α .888 .812 .711 .679 .695 Tổng phương sai giải thích = 67.166, KMO = .929, p = .000 NGHIÊN CỨU TRAO ĐỔI Văn hóa - Xã hội 92Tạp chí Kinh doanh và Công nghệ Số 04/2019 Kết quả của phân tích nhân tố ở B. 2 và B. 3. Kết quả cho thấy các hệ số Cronbach’s α dao động trong khoảng 0,888-0,679. Vì vậy, chứng minh rằng tất cả các yếu tố đã được chấp nhận và đáng tin cậy theo khuyến cáo của Nunnally (1978). Cũng qua B. 3, có thể thấy rõ ràng là các hệ số tương quan của các biến rơi trong khoảng 0,3-0,7 (r > 0,3) và sự tương quan có ý nghĩa ở mức 0,05. Điều đó chứng tỏ rằng mức độ đa cộng hiện có trong các biến là chấp nhận được và sẽ không ảnh hưởng đến phân tích hồi quy sau đây. Bảng 3. Tương quan các biến Yếu tố Tương quan CPDT CTDT CTDT QG CPDT HQHTĐTNN CCCS 1 NCHV 412** 1 CTDT 312** 335** 1 QG 242* 400** 227** 1 CPDT 476 ** 432** 499** 315** 1 HQHTĐTNN 217 ** 452** 340** 228** 486** 1 * Tương quan là ý nghĩa ở mức 0.05 (2-tailed). ** Tương quan là ý nghĩa ở mức 0.01 (2-tailed). 2.2. Phân tích hồi quy a) Cơ chế chính sách và hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài Để kiểm tra mối quan hệ của yếu tố cơ chế chính sách trong mô hình với hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài (H1), hồi quy lấy kết quả hợp tác đào tạo với nước ngoài là biến phụ thuộc và yếu tố cơ chế chính sách là biến độc lập (B. 4). Kết quả là, các số liệu thống kê của F = 156.870 ở mức p = 0.00. Điều này chỉ ra rằng mô hình giúp giải thích một số sự thay đổi trong hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài. Bên cạnh đó, hệ số điều chỉnh xác định (điều chỉnh R2) cho thấy 51,1% sự khác biệt trong hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài được giải thích bằng mô hình hồi quy. Hệ số chuẩn hóa (β) cho các yếu tố cơ chế chính sách là 0,717 (p <0.01) cho thấy có ý nghĩa thống kê. Có thể kết luận rằng giả thuyết 1 được hỗ trợ khi tuyên bố “cơ chế chính sách trong mô hình có tác động đáng kể đến hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài”. Bảng 4. Cơ chế chính sách và hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài Coefficientsa Các hệ số hồi quy Các hệ số hồi quy Model chưa chuẩn hoá chuẩn hoá t Sig. B Std. Error β 1 (Constant) 1.570 .304 .159 .000 CCCS .692 .055 .717 12.525 .000 R2/Adjusted 2 .515/.511 F/Sig. 156.870/.000 a. Biến phụ thuộc: Hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài Văn hóa - Xã hội NGHIÊN CỨU TRAO ĐỔI 93Tạp chí Kinh doanh và Công nghệ Số 04/2019 b) Chương trình đào tạo và hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài H2 kiểm định mối quan hệ của các yếu tố chương trình đào tạo và hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài (H2). Mô hình hồi quy đưa hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài là biến phụ thuộc và nhu cầu học viên là biến độc lập. Kết quả được trình bày trong B. 5. Các số liệu thống kê của F = 37,950 có ý nghĩa ở mức p = 0.00. Điểu này chỉ ra rằng mô hình giúp giải thích một số sự thay đổi trong hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài. Bên cạnh đó, hệ số điều chỉnh xác định (điều chỉnh R2) cho thấy 19,9% sự khác biệt trong hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài được giải thích bằng mô hình hồi quy. Hệ số chuẩn hóa (β) cho các yếu tố chương trình đào tạo là 0,452 (p < 0.01) cho thấy có ý nghĩa. Có thể kết luận rằng giả thuyết 2 được hỗ trợ khi tuyên bố rằng “chương trình đào tạo có một tác động đáng kể đến hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài”. Bảng 5. Chương trình đào tạo và hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài Bảng 6. Nhu cầu của học viên và hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài Coefficientsa Các hệ số hồi quy Các hệ số hồi quy Model chưa chuẩn hoá chuẩn hoá t Sig. B Std. Error β 1 (Constant) 3.022 .380 7.957 .000 CTDT .471 .076 .452 6.160 .000 R2/Adjusted 2 .204/199 F/Sig. 37.950/.000 a. Biến phụ thuộc: Hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài Coefficientsa Các hệ số hồi quy Các hệ số hồi quy Model chưa chuẩn hoá chuẩn hoá t Sig. B Std. Error β 1 (Constant) 3.236 .480 6.749 .000 NCHV .388 .088 .340 4.403 .000 R2/Adjusted 2 .116/.110 F/Sig. 19.389/.000 a. Biến phụ thuộc: Hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài. c) Nhu cầu của học viên và hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài Để kiểm tra các mối quan hệ của yếu tố nhu cầu của học viên đến học trong mô hình và hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài (H3), mô hình hồi quy đặt hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài là biến phụ thuộc và yếu tố quốc gia là biến độc lập. Kết quả được trình bày trong B. 6. Các số liệu thống kê giá trị F =19,389 có ý nghĩa ở mức p = 0.00. Điều này có nghĩa rằng mô hình giúp giải thích một số sự thay đổi trong hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài. Bên cạnh đó, hệ số điều chỉnh (điều chỉnh R2) cho thấy 11% sự khác biệt trong hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài được giải thích bằng mô hình hồi quy. Hệ số chuẩn hóa (β) cho các yếu tố nhu cầu của học viên là 0,340 (p < 0.01) cho thấy mức ý nghĩa thống kê. Do đó, có thể kết luận rằng giả thuyết 3 được hỗ trợ giả thuyết “yếu tố nhu cầu của học viên đến học có tác động đáng kể đến hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài”. NGHIÊN CỨU TRAO ĐỔI Văn hóa - Xã hội 94Tạp chí Kinh doanh và Công nghệ Số 04/2019 d) Yếu tố quốc gia đến học và hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài Mô hình thứ tư kiểm định mối quan hệ của yếu tố quốc gia đến học và hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài (H4). Mô hình hồi quy sử dụng hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài là biến phụ thuộc và yếu tố quốc gia đến học là biến độc lập (B. 7). Kết quả chỉ ra rằng các số liệu thống kê giá trị F= 8,038 có ý nghĩa ở mức p = 0,005, giải thích một số sự thay đổi trong hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài. Bên cạnh đó, hệ số điều chỉnh xác định (điều chỉnh R2) cho thấy 0,4% sự khác biệt trong hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài được giải thích bằng mô hình hồi quy. Hệ số chuẩn hóa β cho yếu tố quốc gia đến học là 0,228 (p < 0,01). Có thể kết luận rằng giả thuyết 4 được hỗ trợ một phần khi cho rằng “yếu tố quốc gia đến học có một tác động đáng kể đến hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài”. Bảng 7. Yếu tố quốc gia đến học và hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài Bảng 8. Yếu tố chi phí đào tạo và hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài Coefficientsa Các hệ số hồi quy Các hệ số hồi quy Model chưa chuẩn hoá chuẩn hoá t Sig. B Std. Error β 1 (Constant) 4.326 .359 12.057 .000 QG .222 .078 .228 2.843 .005 R2/Adjusted 2 .025/.045 F/Sig. 8.038/.005 a. Biến phụ thuộc: Hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài. Coefficientsa Các hệ số hồi quy Các hệ số hồi quy Model chưa chuẩn hoá chuẩn hoá t Sig. B Std. Error β 1 (Constant) 2.275 .455 4.998 .000 CPDT .570 .084 .486 6.773 .000 R2/Adjusted 2 .237/231 F/Sig. 45.869/.000 a. Biến phụ thuộc: Hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài. e) Yếu tố chi phí đào tạo và hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài Mô hình cuối cùng nghiên cứu là mối quan hệ của yếu tố chi phí đào tạo với hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài (H4). Mô hình hồi quy đưa hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài là biến phụ thuộc và yếu tố chi phí đào tạo là biến độc lập (B. 8). Kết quả là, các số liệu thống kê của giá trị F= 45,869 có ý nghĩa ở mức p = 0.00. Điều này tiết lộ rằng mô hình giúp giải thích một số sự thay đổi trong hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài. Bên cạnh đó, hệ số điều chỉnh xác định (điều chỉnh R2) cho thấy 23,1% của phương sai trong hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài được giải thích bằng mô hình hồi quy. Hệ số chuẩn hóa β cho các yếu tố chi phí đào tạo là 0,486 (p < 0.01) là có ý nghĩa. Có thể kết luận rằng giả thuyết 5 được hỗ trợ “yếu tố chi phí đào tạo có tác động đáng kể đến hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài”. Văn hóa - Xã hội NGHIÊN CỨU TRAO ĐỔI 95Tạp chí Kinh doanh và Công nghệ Số 04/2019 3. Kết quả kiểm định mô hình nghiên cứu Từ các kết quả phân tích mô hình, có thể khẳng định rằng cả 5 yếu tố cơ chế chính sách, nhu cầu của người học, chương trình đào tạo, quốc gia (nơi đến học) cấp bằng và chi phí đào tạo đều có ảnh hưởng trực tiếp đến hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài, ở mức hỗ trợ. Bảng 9. Kết quả của giả thuyết nghiên cứu được kiểm định Giả thuyết Ảnh hưởng tới hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài Kết quả H1 Cơ chế chính sách: ảnh hưởng trực tiếp Hỗ trợ H2 Nhu cầu của người học: ảnh hưởng trực tiếp Hỗ trợ H3 Chương trình đào tạo: ảnh hưởng trực tiếp Hỗ trợ H4 Quốc gia (nơi đến học) cấp bằng: ảnh hưởng trực tiếp Hỗ trợ H5 Chi phí đào tạo: ảnh hưởng trực tiếp Hỗ trợ 4. Kết luận Kết quả nghiên cứu cho thấy hiệu quả hợp tác đào tạo với nước ngoài phụ thuộc vào các yếu tố theo thứ tự từ cao đến thấp như sau: 1) Cơ chế chính sách có tác động cao nhất (β = 0,717). Để hợp tác quốc tế trong đào tạo thành công thì nhà trường cần có các cơ chế chính sách thông thoáng, hỗ trợ học viên, giảm thiểu những thủ tục hành chính, giúp cho sinh viên cảm thấy thoải mái và tin tưởng vào chất lượng đào tạo tại trường. 2) Nhu cầu của học viên (β = 0.486). Hiện nay hoạt động giáo dục đặc biệt là hợp tác quốc tế về đào tạo đang có sự cạnh tranh mạnh mẽ. Vì vậy, để thu hút người học, bên cạnh việc nâng cao chất lượng các dịch vụ tiện ích và cơ chế chính sách, thì việc tìm hiểu nhu cầu, mong muốn của người học là quan trọng và cấp bách. 3) Chương trình đào tạo (β = 0,452). Trường Đại học Kinh doanh và công nghệ Hà Nội có nhiều mô hình hợp tác quốc tế về đào tạo, như: 2+2, 1+3, 1+3 trao đổi sinh viên, học thạc sĩ tại Việt Nam lấy bằng Đài Loan, đào tạo sinh viên cho nước ngoài tại trường (Lào, Campuchia, Trung Quốc, Nhật Bản,). Các chương trình đào tạo ngày càng được nâng cao cả về số lượng và chất lượng, hình thức đào tạo đa dạng, khiến cho trường luôn là địa chỉ đỏ cho các học viên. 4) Quốc gia (nơi đến học) cấp bằng (β = 0,340). Trước kia phần lớn sinh viên khi muốn du học nước ngoài đều nghĩ đến các nước Châu Âu và Hoa Kỳ, nhưng từ khi trường lựa chọn các nước và lãnh thổ có nền giáo dục tiên tiến, như: Đài Loan, thì rõ ràng sinh viên đã nhận thức ra nơi đến học chưa hẳn là yếu tố quyết định quan trọng nhất, mà chương trình đào tạo và cơ chế chính sách của trường đến học đối với người du học mới đáng quan tâm. 5) Chi phí đào tạo (0,228) là yếu tố bị đánh giá thấp nhất. Điều này được giải thích là khi người học đã có nhu cầu xuất ngoại để lấy bằng nước ngoài, thì đã suy nghĩ và chuẩn bị kỹ về mặt tài chính. Do đó, chi phí đào tạo thường không phải là yếu tố quan trọng nhất đối với họ nữa. /. NGHIÊN CỨU TRAO ĐỔI Văn hóa - Xã hội 96Tạp chí Kinh doanh và Công nghệ Số 04/2019 Tài liệu tham khảo 1. Nghị quyết Đại hội Đảng CSVN lần thứ IX, XI và các bài viết của các tác giả Nguyễn Thị Bình, Hoàng Tụy, Trần Hồng Quân, Phạm Minh Hạc, Nguyễn Thiện Nhân, Phạm Vũ Luận, Nguyễn Trần Bạt, Văn Như Cương, Nguyễn Minh Thuyết, Mai Trọng Nhuận, J. Knight, Hans De Wit, Zha Qiang, 2. Acharya Amitav. Regionalism and Regime Security in the Third World: Comparing the Origins of ASEAN and the GCC. (Brian L. Job (ed.). The Insecurity Dilemma: National Security of Third World States. Boulder, Lynne Rienner, 1992. 3. Acharya Amitav. The Association of Southeast Asian Nations: Security Community or Defense Community? Pacific Affairs, vol. 64, no 2, summer 1991. 4. Balassa Bela. The Theory of Economic Integration. Richard D. Irwin Inc., Homewood, Illinois, 1961. 5. Bộ Ngoại giao. Việt Nam hội nhập kinh tế trong xu thế toàn cầu hóa: Vấn đề và giải pháp. NXB Chính trị Quốc gia, Hà Nội, 2002. 6. Buzan Barry. The Southeast Asian Security Complex. Contemporary Southeast Asia, tập 10, số 1, tháng 7/1988. 7. Carl J. Friedrich. Trends of Federalism in Theory and Practice. New York, Praeger, 1968. 8. Couloumbis Theodore A. & James H. Wolfe. Introduction to International Relations: Power & Justice. Englewood Cliffs, New Jersey, Prentice-Hall, 1986; 9. Deutsch Karl W. & all. Political Community and the North Atlantic Area. Princeton, N.J., Princeton University Press, 1957; Ngày nhận bài: 05/5/2019
Tài liệu liên quan