Xem mẫu
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
52.
1Hoàng Minh Trí*
2Nguyễn Thanh Phúc**
Tóm tắt
Nghiên cứu này xem xét tác động của dòng vốn quốc tế đến cấu trúc vốn doanh nghiệp ở Việt
Nam bằng cách phân tích dữ liệu bảng gộp của tất cả các doanh nghiệp niêm yết phi tài
chính từ năm 2008 đến năm 2019 bằng cách sử dụng phương pháp hồi quy bình phương nhỏ
nhất (OLS) có kiểm soát phương sai thay đổi. Dựa trên lý thuyết trật tự phân hạng và lý
thuyết đánh đổi cấu trúc vốn, nghiên cứu so sánh dấu và ý nghĩa của các hệ số hồi quy trong
các kết quả thực nghiệm để xác định cách tiếp cận nào là tối ưu đối với cấu trúc vốn doanh
nghiệp trong điều kiện môi trường lạm phát cao của Việt Nam. Kết quả chỉ ra rằng dòng vốn
quốc tế có mối quan hệ đồng biến với tỷ lệ nợ trong dài hạn và mối quan hệ này mạnh hơn
trong giai đoạn 2008-2014 so với giai đoạn 2015-2019. Cơ cấu vốn doanh nghiệp được điều
chỉnh theo những thay đổi của môi trường kinh doanh trong các giai đoạn khác nhau. Khi
môi trường kinh tế trở nên thuận lợi hơn, khả năng dự đoán của lý thuyết trật tự phân hạng
tăng lên và khả năng dự đoán của lý thuyết đánh đổi giảm đi. Các doanh nghiệp sản xuất và
phi sản xuất có các quyết định về cấu trúc vốn khác nhau để thúc đẩy hoạt động kinh doanh
và phát triển trong điều kiện cạnh tranh của nước ngoài.
Từ khóa: Cấu trúc vốn, hội nhập tài chính, dòng vốn, doanh nghiệp niêm yết.
* Trường Đại học Kinh tế TP. HCM | Email liên hệ: trihoang.ncs2019034@st.ueh.edu.vn
** Trường Đại học Công nghệ TP. HCM
758
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
1. Giới thiệu
Ảnh hưởng không lường trước được của hội nhập tài chính đã dẫn đến nhiều vấn đề khác
nhau đối với các nhà hoạch định chính sách ở các nước mới nổi (Korinek & Sandri, 2016).
Forbes & Warnock (2012) đã báo cáo rằng dòng vốn có xu hướng tăng lên theo thời gian
nhưng lại bị sụt giảm trong các cuộc khủng hoảng và không trở lại mức như trước khủng
hoảng. Sau cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008, các nền kinh tế mới nổi đã phải
trải qua sự sụt giảm trong dòng tài chính và mức vốn (Viện Tài chính Quốc tế, 2016). Dòng
vốn quốc tế đến các nước mới nổi giảm, tuy nhiên tỷ trọng của dòng vốn quốc tế trong GDP
toàn cầu dần được cải thiện (Kose et al., 2006). Các doanh nghiệp đa quốc gia kiểm soát dòng
vốn bằng cách chuyển thu nhập chịu thuế của họ để tránh thuế (Jones & Temouri, 2016).
Những thay đổi trong dòng vốn ròng ảnh hưởng đến sản lượng và cấu trúc vốn của các doanh
nghiệp, và ảnh hưởng này đặc biệt quan trọng ở các nước mới nổi.
Các doanh nghiệp nước ngoài có nhiều lợi thế hơn các doanh nghiệp trong nước, và
đầu tư gián tiếp nước ngoài (FII) và đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) ảnh hưởng đến sản
lượng của các doanh nghiệp trong nước thông qua hiệu ứng lan tỏa liên kết với FDI
(Dunning, 1988). Các doanh nghiệp nước ngoài làm tăng cạnh tranh trên thị trường, làm
giảm lợi nhuận và cơ hội tăng trưởng của các doanh nghiệp trong nước, đồng thời ảnh
hưởng đến cấu trúc vốn của họ (Jiraporn & Liu, 2008; Meyer & Sinani, 2009). Cấu trúc
vốn là sự kết hợp cụ thể giữa nợ và vốn chủ sở hữu được một doanh nghiệp sử dụng để
tài trợ cho hoạt động và mức tăng trưởng chung. Bên cạnh đó, khả năng sinh lợi và cơ
hội tăng trưởng là những yếu tố quan trọng quyết định cấu trúc vốn doanh nghiệp (Khan,
et al., 2020). Brander & Lewis (1986) đã chứng minh mối liên hệ quan trọng giữa các
quyết định các yếu tố đầu ra và tài chính và nghiên cứu thực nghiệm của Campello (2006)
xác nhận rằng việc vay nợ vừa phải có tương quan thuận với việc tăng thị phần.
Trước năm 1986, tất cả các doanh nghiệp và tổ chức ở Việt Nam đều thuộc sở hữu
nhà nước và được chính phủ tài trợ. Sau khi bắt đầu chuyển đổi nền kinh tế vào năm 1986
và thị trường chứng khoán Việt Nam được thành lập vào năm 2000, các quyết định về cơ
cấu vốn là mối quan tâm lớn của các nhà quản lý. Điều này là do chính phủ quản lý rất
nhiều lĩnh vực tài chính và một nửa trong số mười ngân hàng lớn nhất do nhà nước kiểm
soát, chiếm 42% tài sản của lĩnh vực này (Reuters, 2017). Thị trường tài chính thiếu các
công cụ tài chính quan trọng và các nhà quản lý mong muốn có các chính sách và hướng
dẫn phù hợp từ các cơ quan chính phủ để xác định cơ cấu tài chính tối ưu của họ (Ngân
hàng Thế giới, 2011). Thực tế cho thấy Việt Nam nhận được dòng vốn FDI lớn, chiếm
7% GDP, tác động của dòng vốn đối với cấu trúc vốn doanh nghiệp (Diễn đàn Kinh tế
759
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
Thế giới, 2014), và tác động của các quyết định cấu trúc vốn trong một nền kinh tế đang
chuyển đổi vẫn chưa có kết luận rõ ràng.
Tác động của dòng vốn lên cấu trúc vốn được nghiên cứu bằng cách sử dụng dữ liệu
từ Datastream trong giai đoạn từ năm 2010 đến năm 2019. Tương tự như Le & Phan
(2017), lĩnh vực tài chính được loại bỏ khỏi mẫu do cấu trúc tài chính và đặc điểm hoạt
động khác biệt. Bộ dữ liệu này giúp kiểm tra một cách có hệ thống các cấu trúc vốn của
doanh nghiệp thông qua quan điểm của lý thuyết đánh đổi (Kraus & Litzenberger, 1973)
và lý thuyết trật tự phân hạng (Myers & Majluf, 1984). Sự khác biệt trong các quyết định
về cấu trúc vốn giữa các doanh nghiệp sản xuất và phi sản xuất qua các thời kỳ được khảo
sát trong nghiên cứu này.
Nghiên cứu này đóng góp vào cơ sở lý thuyết trước bằng cách đưa ra bằng chứng thực
nghiệm về tác động của các dòng vốn do hội nhập tài chính đối với các quyết định cấu
trúc vốn. Kết quả cho thấy mối quan hệ dòng vốn – cấu trúc vốn phụ thuộc vào hoạt động
phát triển vốn và ngành của doanh nghiệp. Không giống như nghiên cứu trước đây về các
nền kinh tế mới nổi (Booth et al., 2001; Köksal & Orman, 2015; Nguyen & Tran, 2020),
kết quả cho thấy các quyết định về cấu trúc vốn phản ứng với những thay đổi trong môi
trường kinh tế và các chính sách. Khi môi trường kinh tế trở nên thuận lợi hơn, khả năng
dự đoán của lý thuyết trật tự phân hạng tăng lên và lý thuyết đánh đổi giảm bớt. Đây cũng
là nghiên cứu đầu tiên xem xét những khó khăn của việc vay nợ so với triển vọng của các
doanh nghiệp sản xuất, liên quan đến cả vấn đề chi phí đại diện và thông tin bất cân xứng
trong các nền kinh tế chuyển đổi nơi thị trường trái phiếu chưa phát triển.
1.1 Bối cảnh nghiên cứu
1.1.1 Thị trường tài chính Việt Nam
Chính phủ quản lý chặt chẽ lĩnh vực tài chính và một nửa trong số mười ngân hàng lớn nhất
do nhà nước kiểm soát, chiếm 42% tài sản của lĩnh vực này (Reuters, 2017). Các khoản cho
vay doanh nghiệp nhà nước (SOEs) chiếm tới một phần ba tổng dư nợ ngân hàng trên toàn
thị trường trong khi số lượng các doanh nghiệp nhà nước chỉ chiếm 1% tổng số doanh nghiệp
đăng ký. SOEs nhìn chung có tỷ lệ nợ và nợ xấu cao hơn các doanh nghiệp tư nhân và nước
ngoài, nhưng lợi nhuận của họ lại thấp hơn (Thai & Hoang, 2019). Do đó, mối quan hệ giữa
cơ cấu sở hữu và các quyết định tài chính có thể được đặt ra.
Thị trường chứng khoán là một kênh tài trợ quan trọng của doanh nghiệp kể từ năm
2000. Các nhà đầu tư nước ngoài được coi là nhân tố chính của diễn biến thị trường (Lê
&Phan 2017). Các cổ đông nước ngoài cũng tăng cường sự hiện diện của họ trong các
760
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
doanh nghiệp niêm yết và nắm giữ vai trò lớn trong các quyết định tài trợ của doanh
nghiệp (Thái & Hoàng 2019). Các sở giao dịch chứng khoán Việt Nam bao gồm Sở Giao
dịch Chứng khoán TPHCM (HOSE) và Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HNX) cũng
như thị trường giao dịch tự do (Upcom). Các công ty niêm yết trên HOSE và HNX có
quy mô khác nhau do yêu cầu niêm yết của từng thị trường. Tại Việt Nam, Nghị định
58/2012/NĐ-CP của Chính phủ quy định các doanh nghiệp phải có ít nhất một năm hoạt
động với tư cách là công ty cổ phần (HNX) hoặc hai năm hoạt động (HOSE) trước khi
nộp hồ sơ đăng ký niêm yết. Yêu cầu vốn tối thiểu để được niêm yết trên HNX là giá trị
sổ sách tại thời điểm đăng ký là 30 tỷ đồng (= 1,27 triệu USD), trong khi điều kiện đối
với HOSE tối thiểu là 120 tỷ đồng (= 5,1 triệu USD). Lợi tức tối thiểu trên vốn chủ sở
hữu (ROE) của người nộp đơn là ít nhất 5%.
1.1.2 Nghị quyết số 11/NQ-CP của Chính phủ về ổn định kinh tế vĩ mô
Nghị quyết số 11/NQ-CP do Thủ tướng Chính phủ ban hành ngày 24-02-2011 đã đưa ra
các quyết sách nhằm thắt chặt chính sách tiền tệ, thắt chặt chính sách tài khóa, đầu tư
công và giảm bội chi NSNN, thúc đẩy sản xuất, kiềm chế nhập siêu, tăng giá điện cùng
với hỗ trợ người nghèo và thực hiện cơ chế định giá theo định hướng thị trường hơn đối
với các sản phẩm xăng dầu, bảo vệ an sinh xã hội và đẩy mạnh các hoạt động tuyên
truyền về các chính sách của chính phủ.
Để triển khai Nghị quyết này đối với hệ thống ngân hàng, Ngân hàng Nhà nước
(NHNN) đã ra quyết định cắt giảm mục tiêu tăng trưởng tín dụng từ 23% xuống 20% và
mục tiêu cung tiền M2 từ 21% -24% xuống 15% -16% (Nguyen & Tran, 2020). Những
mục tiêu này cũng là một sự sụt giảm lớn so với con số năm 2010, 32,4% tăng trưởng tín
dụng và 33,3% tăng trưởng cung tiền M2. NHNN cũng đưa ra yêu cầu hạn chế tín dụng
đối với các trung gian tài chính đối với các hoạt động phi sản xuất như đầu tư bất động
sản và chứng khoán xuống dưới 16% tổng mức cho vay.
Các tổ chức tín dụng được yêu cầu phải đáp ứng các điều kiện cần thiết trên bằng
cách tăng gấp đôi dự trữ bắt buộc. NHNN cũng hạn chế cho vay bằng ngoại tệ đối với
hàng nhập khẩu có quy định. Kinh doanh vàng được phép đối với một số công ty được
lựa chọn để ngăn chặn các nhà đầu cơ và ổn định Đồng Việt Nam. Bộ Công Thương cũng
triển khai kế hoạch giảm thâm hụt thương mại, cải thiện tiêu chuẩn sản xuất để đạt hiệu
quả xuất khẩu tốt hơn.
761
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
2. Tổng quan lý thuyết
2.1. Dòng vốn và quyết định cấu trúc vốn
Dòng vốn là yếu tố quan trọng quyết định đến sự phát triển của thị trường vốn ở các nền kinh
tế mới nổi. Alfaro et al. (2004) xác nhận sự đóng góp của FDI vào tăng trưởng kinh tế bằng
cách xem xét dữ liệu xuyên quốc gia trong giai đoạn 1975–1995. Tuy nhiên, các nền kinh tế
phát triển khai thác tốt hơn lợi ích của FDI (Korinek & Sandri, 2016). Các quốc gia có thị
trường tài chính không được kiểm soát chặt chẽ có khả năng phải đối mặt với “điểm dừng
đột ngột”, như sự quay vòng của các dòng vốn (Forbes & Warnock, 2012). Dòng vốn quốc
tế có thể tạo ra bất ổn tài chính ở các nền kinh tế đang chuyển đổi (Korinek & Sandri, 2016)
và các nền kinh tế mới nổi cần cải cách hệ thống tài chính trong nước để hưởng lợi nhiều hơn
từ việc gia tăng dòng vốn. Khi tỷ trọng thương mại của Việt Nam trong GDP đạt hơn 170%
vào năm 2014, tác động của dòng vốn đối với sự phát triển của thị trường tài chính và các
doanh nghiệp niêm yết đã tăng lên (Ngân hàng Thế giới, 2016).
Một nhánh nghiên cứu trước ủng hộ cho quan điểm tồn tại mối quan hệ giữa phát triển
thị trường vốn và cấu trúc vốn. Một thị trường được quản lý tốt cung cấp tính thanh khoản,
nguồn tài chính thay thế và ít thông tin bất cân xứng hơn cho các nhà đầu tư. Doanh
nghiệp có thể coi vốn chủ sở hữu là một lựa chọn cho các khoản nợ dài hạn, điều này ảnh
hưởng đến các quyết định tài trợ. Baum et al. (2017) cho rằng thị trường chứng khoán
giúp các chủ nợ cho vay ít rủi ro hơn.
Quy mô và cấu trúc thị trường là những yếu tố quyết định quan trọng đến việc phân
bổ vốn cho các loại hình doanh nghiệp khác nhau trong nền kinh tế, và dòng vốn quốc tế
định hình thị trường vốn trong nước ở các nền kinh tế đang chuyển đổi (Kose et al., 2006).
Trong khi dòng vốn vào mở rộng quy mô thị trường vốn thì dòng vốn ra lại làm giảm quy
mô thị trường. Trong các cuộc khủng hoảng ngân hàng ở các nền kinh tế mới nổi, cơ sở
hạ tầng thị trường chứng khoán có thể cung cấp một giải pháp thay thế cho các nguồn tài
chính dài hạn khác cho các doanh nghiệp lớn (Demirgüç-Kunt et al., 2020). Nghiên cứu
này khám phá tác động của dòng vốn đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp bằng cách đưa
tỷ lệ giữa dòng vốn ròng trên GDP như một biến giải thích.
2.2. Cấu trúc vốn thị trường mới nổi
Kể từ khi các nguyên tắc không phù hợp của cấu trúc vốn trong nghiên cứu của
Modigliani & Miller (1958) được đưa ra, nhiều công trình lý thuyết và thực nghiệm đã
khám phá những lập luận đằng sau cấu trúc vốn doanh nghiệp. Ý tưởng chính của lý
thuyết M&M là cấu trúc vốn không ảnh hưởng đến giá trị của một doanh nghiệp. Đến
762
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
những năm 1980, những nỗ lực này đã dẫn đến hai lý thuyết cơ cấu vốn chính. Cấu trúc
vốn của doanh nghiệp trong lý thuyết đánh đổi được quan tâm vì chúng phản ánh các loại
tài sản, rủi ro kinh doanh và khả năng sinh lợi. Ngược lại, chi phí giao dịch và thông tin
không cân xứng trong mô hình trật tự phân hạng xác lập mối liên hệ giữa khả năng tiếp
nhận các khoản đầu tư mới và nguồn vốn nội bộ của doanh nghiệp.
Mặc dù hầu hết các nghiên cứu về cấu trúc vốn đều liên quan đến dữ liệu về các doanh
nghiệp ở các nước phát triển (Rajan & Zingales, 1995; Wald, 1999; Baum et al., 2017),
các nghiên cứu về các nước đang phát triển cho thấy sự khác biệt trong hệ thống thể chế
so với các nước phát triển. Booth et al. (2001) đã kiểm tra sức mạnh giải thích của các
mô hình cấu trúc vốn ở 631 doanh nghiệp từ mười nước đang phát triển và cho thấy rằng
các biến nghiên cứu tương tự có ảnh hưởng đến các quyết định cấu trúc vốn như ở các
nước phát triển.
Ở Việt Nam, nghiên cứu trước đây nghiên cứu về cấu trúc vốn doanh nghiệp trong
các giai đoạn nghiên cứu tương đối ngắn, khoảng dưới 5 năm (Biger et al., 2008). Các
kết quả thực nghiệm từ các nghiên cứu này phù hợp với các dự đoán về dấu và ý nghĩa
thống kê của các hệ số hồi quy theo quan điểm của lý thuyết trật tự phân hạng hơn là so
với lý thuyết đánh đổi trong việc giải thích các quyết định cấu trúc vốn (Nguyễn & Trân,
2020; Thái & Hoàng, 2019) .
Bên cạnh đó, rất ít nghiên cứu điều tra cấu trúc vốn doanh nghiệp giữa các ngành
(Miao, 2015) và các yếu tố quyết định cấu trúc vốn theo ngành cụ thể (Li & Islam, 2019).
Các doanh nghiệp trong ngành sản xuất và phi sản xuất phản ứng khác nhau với những
thay đổi trong chính sách của chính phủ và thị trường, vì vậy họ không nên có cơ cấu vốn
giống nhau (Le & Phan, 2017).
2.3. Các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn
Cơ hội tăng trưởng gia tăng dẫn đến chi phí đại diện cao hơn trong việc thu hồi nợ. Công
trình của Öztekin (2015) ủng hộ mối tương quan nghịch giữa đòn bẩy và cơ hội tăng trưởng,
trong khi Titman & Wessels (1988) cũng chỉ ra mối quan hệ tiêu cực giữa đòn bẩy và chi phí
R&D như một đại diện cho cơ hội tăng trưởng. Chi phí của khó khăn tài chính (thường gắn
liền với tình trạng kiệt quệ tài chính) được mô tả qua lý thuyết đánh đổi có liên quan đến các
yếu tố quan trọng trong lý thuyết chi phí đại diện. Do đó, tỷ trọng tài sản hữu hình cao hơn
sẽ cải thiện khả năng đi vay của doanh nghiệp, do đó giảm chi phí khó khăn và cơ hội tăng
trưởng, giúp giảm thiểu chi phí đại diện cho các quyết định của người quản lý.
763
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
Tính hữu hình của tài sản doanh nghiệp và sự tăng trưởng của doanh nghiệp thể hiện
chi phí của khó khăn tài chính: tài sản càng hữu hình thì giá trị doanh nghiệp càng giảm
khi doanh nghiệp gặp khó khăn về tài chính. Hơn nữa, tài sản của doanh nghiệp càng hữu
hình thì khả năng phát hành nợ của doanh nghiệp càng lớn và tránh tiết lộ thông tin về lợi
nhuận trong tương lai cho các nhà đầu tư bên ngoài; do đó, tính hữu hình liên quan tích
cực đến đòn bẩy dài hạn (Köksal & Orman, 2015). Ngoài ra, các doanh nghiệp phát triển
nhanh hơn có tài sản vô hình lớn hơn và khó vay nợ hơn tài sản hữu hình (Booth et al.,
2001). Vì thế các doanh nghiệp có mức tăng trưởng cao hơn sẽ mất nhiều giá trị hơn khi
họ gặp khó khăn. Hơn nữa, các doanh nghiệp lớn hơn có xu hướng có tỷ trọng tài sản hữu
hình cao hơn. Khi các doanh nghiệp lớn có nhiều chi nhánh và doanh nghiệp con hơn, họ
có rủi ro phá sản thấp hơn và các doanh nghiệp lớn hơn có đòn bẩy cao hơn (Rajan &
Zingales 1995; Thakolwiroj & Sithipolvanichgul, 2021).
Demirgüç-Kunt et al. (2020) tuyên bố rằng các doanh nghiệp có thể giảm thiểu tác
động của thông tin không cân xứng bằng cách chỉ chuyển sang tài trợ bên ngoài khi họ
không thể tài trợ cho tăng trưởng thông qua thu nhập giữ lại của họ. Vì các doanh nghiệp
thích các nguồn tài trợ nội bộ như tiền mặt và các tài sản lưu động khác hơn tài trợ bằng
nợ, nên khả năng sẵn có của các nguồn vốn này sẽ ảnh hưởng đến đòn bẩy của họ. Ví dụ,
De Jong et al. (2008) đã chứng minh rằng thanh khoản tác động tiêu cực đến đòn bẩy.
Nếu cần tài trợ từ bên ngoài, thì trước tiên các doanh nghiệp dựa vào nợ - là phương
thức tài trợ an toàn nhất. Sau đó, họ có thể phát hành trái phiếu chuyển đổi và vốn chủ sở
hữu như một lựa chọn cuối cùng, vì chi phí giao dịch và thông tin không cân xứng thể
hiện khả năng của doanh nghiệp trong việc đầu tư mới với nguồn vốn nội bộ của doanh
nghiệp và việc tài trợ bằng nợ dẫn đến hiệu ứng bất cân xứng thông tin nhỏ hơn. Thông
tin bất cân xứng sau đó dẫn đến các quyết định tài chính theo thứ bậc. Việc tài trợ theo lý
thuyết trật tự phân hạng phụ thuộc vào cơ hội tăng trưởng và khả năng sinh lợi của doanh
nghiệp, và các doanh nghiệp có lợi nhuận có xu hướng tài trợ cho sự tăng trưởng của họ
thông qua các quỹ nội bộ để ổn định mức nợ của họ. Tahir et al. (2020) cho rằng các
doanh nghiệp có lợi nhuận có lợi thế về thuế cao và ít có khả năng phải trả các chi phí
khó khăn về tài chính. Tuy nhiên, các doanh nghiệp có lợi nhuận thấp hơn phải sử dụng
đến việc vay nợ để thúc đẩy tăng trưởng của họ.
Thuế doanh nghiệp rất khó xác định, vì mỗi doanh nghiệp có sự khác biệt lẫn nhau và
giá trị thuế suất phải lớn hơn hoặc bằng 0 đối với tất cả các doanh nghiệp. Hơn nữa, không
có giải thích chính xác nào về ảnh hưởng của thuế đối với tỷ lệ nợ; ví dụ, Frank &Goyal
(2008) đã không thể tìm thấy một sự thay thế thích hợp cho các hiệu ứng thuế.
764
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
DeAngelo &Masulis (1980) lần đầu tiên trình bày khái niệm về lá chắn thuế không
nợ. Các lá chắn thuế doanh nghiệp thay thế cho nợ bao gồm khấu hao kế toán, trợ cấp suy
giảm và tín dụng thuế đầu tư. Sự hiện diện của lá chắn thuế không nợ ngụ ý rằng các
doanh nghiệp có một cấu trúc vốn tối ưu duy nhất bất kể các chi phí liên quan đến nợ. Do
đó, các doanh nghiệp có số lượng lớn hơn các khoản lá chắn thuế thay thế này có xu
hướng có ít nợ hơn.
Chang et al. (2019) cho thấy khó khăn trong việc quan sát tác động của tỷ lệ lạm phát
đối với các quyết định về đòn bẩy tối ưu. Tuy nhiên, Taggart (1985) cho rằng thuế ở Mỹ
làm tăng lợi thế của lá chắn thuế khi lạm phát gia tăng.
Bảng 1 tóm tắt định nghĩa về các biến nghiên cứu và dấu dự đoán về mối quan hệ giữa
các biến độc lập và phụ thuộc từ các lý thuyết về trật tự phân hạng và lý thuyết đánh đổi.
Bảng 1. Mô tả biến nghiên cứu và dấu dự kiến theo lý thuyết trật tự phân hạng và
lý thuyết đánh đổi
Dấu dự kiến
Lý thuyết
Định nghĩa Lý thuyết
trật tự phân
đánh đổi
hạng
Tỷ lệ đòn bẩy
Tổng nợ phải trả/ (Tổng nợ phải trả + Giá trị tài sản
Tổng đòn bẩy N/A N/A
ròng)
Tổng nợ dài hạn phải trả/ (Tổng nợ dài hạn phải trả +
Đòn bẩy dài hạn N/A N/A
Giá trị tài sản ròng)
Đòn bẩy thị trường dài Tổng nợ dài hạn phải trả/ (Tổng nợ dài hạn phải trả +
N/A N/A
hạn Giá trị thị trường vốn cổ phần)
Yếu tố liên quan đến nội bộ doanh nghiệp
Quy mô Logarit tự nhiên của tổng doanh thu chia cho 100 - +
Khả năng sinh lợi Lợi nhuận trước thuế (EBT)/Tổng tài sản - +
Tài sản hữu hình (Tổng tài sản – Tài sản lưu động)/Tổng tài sản - +
Thanh khoản Tài sản ngắn hạn/nợ ngắn hạn - ?
Giá trị thị trường của vốn cổ phần/ Giá trị sổ sách của
Tăng trưởng + -
vốn cổ phần
Độ lệch chuẩn của lợi nhuận trước thuế (EBT)/Tổng tài
Rủi ro kinh doanh - -
sản
Yếu tố liên quan đến thuế
Thuế thu nhập doanh
Thuế suất trung bình từ thu nhập trước và sau thuế ? +
nghiệp
Lá chắn thuế không nợ Khấu hao/Tổng tài sản ? -
Yếu tố liên quan đến kinh tế vĩ mô
Lạm phát Thay đổi tỷ lệ phần trăm trong CPI ? +
Tăng trưởng GDP Thay đổi tỷ lệ phần trăm của GDP + -
Dòng vốn Vốn ròng/GDP ? ?
Ghi chú: Bảng này mô tả các biến phụ thuộc và độc lập và các dự đoán lý thuyết về mối quan hệ giữa chúng. “?” biểu
thị kết quả dự đoán không chắc chắn về mối quan hệ giữa các biến nghiên cứu với đòn bẩy và “N / A” cho biết không
có mối liên hệ nào giữa các biến nghiên cứu với đòn bẩy.
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ các nghiên cứu trước
765
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
3. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
3.1. Dữ liệu
Dữ liệu được thu thập từ Thomson Reuters và Ngân hàng Thế giới từ năm 2008 đến năm
2019, với 640 doanh nghiệp mỗi năm trong mẫu. Các biến nghiên cứu cụ thể cho từng
doanh nghiệp có liên quan đến thuế được tính toán bằng cách sử dụng bộ dữ liệu của
Datastream. Mẫu bao gồm các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên các sở giao dịch
chứng khoán như Sở Giao dịch Chứng khoán TPHCM (HOSE) và Sở Giao dịch Chứng
khoán Hà Nội (HNX) cũng như sàn giao dịch chứng khoán doanh nghiệp đại chúng chưa
được niêm yết (Upcom). Các doanh nghiệp niêm yết trên HOSE và HNX có quy mô khác
nhau do yêu cầu niêm yết khác nhau của từng thị trường. Tại Việt Nam, Nghị định
58/2012/ NĐ-CP của Chính phủ quy định các doanh nghiệp phải có ít nhất một năm hoạt
động dưới hình thức doanh nghiệp cổ phần (HNX) hoặc hai năm hoạt động (HOSE) trước
khi nộp hồ sơ đăng ký niêm yết. Yêu cầu vốn tối thiểu để được niêm yết trên HNX là giá
trị sổ sách tại thời điểm đăng ký là 30 tỷ đồng (= 1,27 triệu USD), trong khi điều kiện đối
với HOSE tối thiểu là 120 tỷ đồng (= 5,1 triệu USD). Lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu
(ROE) tối thiểu của doanh nghiệp đăng ký niêm yết là ít nhất 5%.
Nghiên cứu tập trung vào hai danh mục ngành: sản xuất và phi sản xuất. Theo đó,
nhóm ngành sản xuất gồm 13 ngành phụ (có số doanh nghiệp chiếm 41% tổng số doanh
nghiệp mẫu) và ngành phi sản xuất bao gồm 8 ngành phụ (có số doanh nghiệp chiếm 59%
tổng số doanh nghiệp mẫu). Cụ thể, các ngành sản xuất bao gồm: (1) Sản xuất thực phẩm,
(2) Hóa chất, (3) Đồ uống, (4) Dược phẩm và Công nghệ sinh học, (5) Thiết bị điện tử,
(6) Công nghiệp giấy, (7) Thuốc lá, (8) Ô tô và phụ tùng, (9) Công nghiệp nói chung, (10)
Hàng giải trí, (11) Hàng cá nhân, (12) Công nghiệp kim loại và khai thác mỏ, và (13) Kỹ
thuật công nghiệp. Các ngành phi sản xuất bao gồm: (1) Viễn thông, (2) Bán lẻ nói chung,
(3) Vận tải công nghiệp, (4) Xây dựng nhà, (5) Vật liệu xây dựng, (6) Phần mềm và dịch
vụ máy tính, (7) Du lịch và giải trí, và (8) Các dịch vụ hỗ trợ.
Các ngành nhận được các ưu đãi của chính phủ bị loại bỏ vì làm thay đổi tác động
của các lực lượng thị trường đến các ngành này, bao gồm: (1) Dầu và khí đốt; (2) Cung
cấp điện, khí đốt và nước (tiện ích), (3) Dịch vụ tài chính, (4) Thiết bị dầu khí, (5) Thiết
bị và chăm sóc sức khỏe, (6) Khai thác, (7) Nông nghiệp, săn bắn và lâm nghiệp, (8) Đánh
bắt cá (9) Bất động sản, cho thuê và các hoạt động kinh doanh, (10) Giáo dục, và (11) Y
tế và công tác xã hội. Dữ liệu cụ thể về quốc gia được lấy từ “Cơ sở dữ liệu phát triển tài
chính toàn cầu” của Ngân hàng Thế giới (2016). Kết quả có được là mẫu không cân bằng
với 7,193 quan sát theo năm doanh nghiệp.
766
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
3.2. Mô hình nghiên cứu
Để xem xét liệu các dòng vốn dưới tác động của hội nhập tài chính có ảnh hưởng đến cấu trúc
vốn doanh nghiệp ở Việt Nam hay không, mô hình OLS tổng quát được sử dụng như sau:
Levi,t = α + β*Zi,t + εi,t (1)
Những thay đổi của môi trường kinh doanh ảnh hưởng khác nhau đến từng ngành,
nên mô hình thực nghiệm xem xét tác động của môi trường lạm phát cao như Việt Nam
để kiểm định giá trị biên của hệ số hồi quy các biến giải thích. Để kiểm soát các hiệu ứng
cố định theo ngành và theo từng năm cụ thể, mô hình chặt chẽ hơn được sử dụng như sau:
Levi,t = α + β*Zi,t + i. year + εi,t (2)
Levi,t = α + β*Zi,t + i. industry+ εi,t (3)
Trong đó, Levi,t là các thước đo đòn bẩy bao gồm đòn bẩy dài hạn, đòn bẩy thị trường
dài hạn, hoặc tổng tỷ lệ đòn bẩy của doanh nghiệp i trong năm t; Zi,t là biến kiểm soát thứ
z của các yếu tố liên quan đến đặc điểm từng doanh nghiệp, liên quan đến thuế và quốc
gia, cụ thể là dòng vốn cho doanh nghiệp thứ i tại thời điểm t; α là hệ số góc; và αi có thể
khác nhau giữa các doanh nghiệp; εi,t là sai số ngẫu nhiên của doanh nghiệp i tại thời điểm
t; i. industry và i. year là biến giả theo ngành và năm. Mô hình (1) được ước tính bằng
cách sử dụng các sai số chuẩn được kiểm soát hiện tượng phương sai thay đổi, tự tương
quan và phụ thuộc chéo, được tính toán bằng cách sử dụng công cụ ước lượng phương
sai của Driscoll & Kraay’s (1998).
4. Kết quả nghiên cứu
4.1. Thống kê mô tả
Bảng 2 trình bày thống kê mô tả cho tất cả các biến nghiên cứu trong giai đoạn 2008 đến
2019, với giá trị trung vị nhỏ hơn giá trị trung bình đối với biến tỷ lệ đòn bẩy dài hạn. Sự
khác biệt giữa giá trị trung bình và trung vị lớn hơn đối với biến tỷ lệ đòn bẩy thị trường
dài hạn bởi vì hầu hết các doanh nghiệp có ít hoặc không có nợ dài hạn. Hơn nữa, biến lá
chắn thuế không nợ thể hiện phương sai lớn nhất, vì giá trị trung bình lớn hơn đáng kể so
với mức trung vị.
Bảng 3 trình bày hệ số tương quan Pearson giữa các biến trong nghiên cứu. Tương
quan giữa đòn bẩy dài hạn và đòn bẩy thị trường dài hạn là cao, ở mức 0,852. Do đó,
nghiên cứu sẽ tách các thước đo đòn bẩy riêng biệt để giảm thiểu vấn đề đa cộng tuyến.
Các hệ số tương quan khác dưới 0,5 và phù hợp hồi quy trong mô hình.
767
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
Bảng 2. Thống kê mô tả cho các doanh nghiệp phi tài chính Việt Nam từ năm 2008
đến năm 2019.
Số quan Trung Độ lệch
Biến nghiên cứu Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất
sát bình chuẩn
Tỷ lệ đòn bẩy
Tổng đòn bẩy 7,193 0.642 0.282 0.038 1.510
Đòn bẩy dài hạn 7,193 0.208 0.262 0.000 1.150
Đòn bẩy thị trường dài hạn 7,193 0.239 0.293 0.000 1.161
Yếu tố liên quan đến nội bộ doanh nghiệp
Quy mô 7,193 0.231 0.018 0.146 0.288
Khả năng sinh lợi 7,193 0.087 0.180 -6.450 1.374
Tài sản hữu hình 7,193 0.434 0.255 0.013 1.122
Thanh khoản 7,193 2.457 2.916 0.268 26.559
Tăng trưởng 7,193 1.239 1.098 -6.979 13.945
Rủi ro kinh doanh 7,193 0.055 0.145 0.000 3.206
Yếu tố liên quan đến thuế
Thuế thu nhập doanh nghiệp 7,193 0.217 0.154 0.000 1.093
Lá chắn thuế không nợ 7,193 0.068 0.223 0.000 7.850
Yếu tố liên quan đến kinh tế vĩ mô
Lạm phát 12 0.120 0.066 0.049 0.274
Tăng trưởng GDP 12 0.074 0.009 0.062 0.089
Dòng vốn 12 0.065 0.024 0.039 0.112
Ghi chú: Tổng đòn bẩy = Tổng nợ phải trả/(Tổng nợ phải trả + Giá trị tài sản ròng); Đòn bẩy dài hạn = Tổng nợ dài
hạn phải trả /(Tổng nợ dài hạn phải trả + Giá trị tài sản ròng); Đòn bẩy thị trường dài hạn = Tổng nợ dài hạn phải
trả/(Tổng nợ dài hạn phải trả + Giá trị thị trường vốn chủ sở hữu); Quy mô = Logarit tự nhiên của tổng doanh thu
chia cho 100; Khả năng sinh lợi = Lợi nhuận trước thuế (EBT)/Tổng tài sản; Tài sản hữu hình = (Tổng tài sản - Tài
sản lưu động)/Tổng tài sản; Thanh khoản = Tài sản ngắn hạn/Nợ ngắn hạn; Tăng trưởng = Giá trị thị trường của vốn
cổ phần/Giá trị sổ sách của vốn cổ phần; Rủi ro kinh doanh = Độ lệch chuẩn của thu nhập trước thuế (EBT)/Tổng tài
sản; Thuế thu nhập doanh nghiệp = Thuế suất trung bình từ thu nhập trước và sau thuế; Lá chắn thuế không nợ =
Khấu hao/Tổng tài sản; Lạm phát = Thay đổi tỷ lệ phần trăm trong CPI; Tăng trưởng GDP = Thay đổi tỷ lệ phần trăm
của GDP; Dòng vốn = Dòng vốn ròng/GDP.
Nguồn: Tác giả phân tích hồi quy từ phần mềm Stata 14
768
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
Bảng 3. Hệ số tương quan giữa các biến nghiên cứu được sử dụng trong các mô hình hồi quy
Đòn bẩy Thuế thu Lá chắn Tốc độ
Đòn Khả Tài sản Rủi ro
Tổng thị Quy Thanh Tăng nhập thuế Lạm tăng Dòng
bẩy dài năng hữu kinh
đòn bẩy trường mô khoản trưởng doanh không phát trưởng vốn
hạn sinh lợi hình doanh
dài hạn nghiệp nợ GDP
Tổng đòn bẩy 1
Đòn bẩy thị trường dài
0.501* 1
hạn
Đòn bẩy dài hạn 0.223* 0.732* 1
Quy mô 0.207* 0.146* 0.081 1
Khả năng sinh lợi -0.391* -0.223* -0.064 0.070 1
Tài sản hữu hình -0.157* 0.306* 0.134* -0.040 -0.066 1
Thanh khoản -0.042 -0.124* -0.016 -0.163* -0.005 -0.019 1
Rủi ro kinh doanh 0.083 0.034 -0.025 -0.030 -0.369* 0.046 0.021 1
Tăng trưởng -0.135* -0.222* 0.001 0.128* 0.217* 0.018 0.019 -0.015 1
Thuế thu nhập doanh
0.021 0.124* 0.008 -0.000 -0.091 0.010 -0.014 0.021 -0.223* 1
nghiệp
Lá chắn thuế không nợ -0.063 -0.034 -0.012 -0.100 0.005 0.032 -0.031 0.037 -0.022 -0.042 1
Lạm phát -0.040 0.003 -0.004 -0.020 0.012 0.019 -0.025 -0.019 -0.035 -0.521 -0.020 1
Tốc độ tăng trưởng GDP 0.052 -0.086 0.026 -0.060 0.071 -0.032 0.016 -0.031 0.364* -0.462* 0.045 -0.128* 1
Dòng vốn -0.071 -0.132* -0.018 -0.070 0.074 0.012 0.020 -0.028 0.477* -0.031 -0.021 0.641* -0.171 1
Ghi chú: Tổng đòn bẩy = Tổng nợ phải trả/(Tổng nợ phải trả + Giá trị tài sản ròng); Đòn bẩy dài hạn = Tổng nợ dài hạn phải trả /(Tổng nợ dài hạn phải trả + Giá trị tài
sản ròng); Đòn bẩy thị trường dài hạn = Tổng nợ dài hạn phải trả/(Tổng nợ dài hạn phải trả + Giá trị thị trường vốn chủ sở hữu); Quy mô = Logarit tự nhiên của tổng
doanh thu chia cho 100; Khả năng sinh lợi = Lợi nhuận trước thuế (EBT)/Tổng tài sản; Tài sản hữu hình = (Tổng tài sản - Tài sản lưu động)/Tổng tài sản; Thanh khoản =
Tài sản ngắn hạn/Nợ ngắn hạn; Tăng trưởng = Giá trị thị trường của vốn cổ phần/Giá trị sổ sách của vốn cổ phần; Rủi ro kinh doanh = Độ lệch chuẩn của thu nhập trước
thuế (EBT)/Tổng tài sản; Thuế thu nhập doanh nghiệp = Thuế suất trung bình từ thu nhập trước và sau thuế; Lá chắn thuế không nợ = Khấu hao/Tổng tài sản; Lạm phát =
Thay đổi tỷ lệ phần trăm trong CPI; Tăng trưởng GDP = Thay đổi tỷ lệ phần trăm của GDP; Dòng vốn = Dòng vốn ròng/GDP.
Nguồn: Tác giả phân tích hồi quy từ phần mềm Stata 14
769
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
4.2. Kết quả nghiên cứu chính
Bảng 4 trình bày kết quả ước lượng mô hình và tóm tắt kết quả dựa trên các giả thuyết lý
thuyết và kết quả thực nghiệm.
Bảng 4. Yếu tố tác động đến đòn bẩy: Kết quả hồi quy
Đòn bẩy thị trường
Tổng đòn bẩy Đòn bẩy dài hạn
dài hạn
Yếu tố liên quan đến nội bộ doanh nghiệp
3.374*** 1.238** 1.529**
Quy mô (-0.372) (-0.446) (-0.382)
[9. 025] [2.130] [3.531]
-0.454*** -0.224*** -0.221***
Khả năng sinh lợi (-0.076) (-0.051) (-0.043)
[-5.957] [-4.234] [-3.120]
-0.137*** 0.213*** 0.320***
Tài sản hữu hình (-0. 140) (-0.036) (-0.219)
[-6.128] [9.256] [3.390]
-0.032*** 0.032*** 0.004*
Thanh khoản (-0.102) (-0.021) (-0.004)
[-5.950] [2. 533] [1.638]
0.021** 0.043** -0.031**
Tăng trưởng (-0.034) (-0.032) (-0.044)
[2.621] [2.134] [-4.221]
0.046** 0.134 0.049**
Rủi ro kinh doanh (-0.023) (-0.335) (-0.024)
[3.21] [0.391] [3.522]
Yếu tố liên quan đến thuế
0.003 0.042** 0.174***
Thuế thu nhập doanh nghiệp (-0.008) (-0.032) (-0.041)
[0.414] [2.923] [4.121]
-0.122*** -0.063*** -0.221***
Lá chắn thuế không nợ (-0.023) (-0.039) (-0.112)
[-6.467] [-6.310] [-4.312]
Yếu tố liên quan đến kinh tế vĩ mô
0.036 0.030 0.176***
Lạm phát (-0.039) (-0.064) (-0.034)
[0.902] [0.421] [5.108]
-0.261 1.002** -0.121
Tăng trưởng GDP (-0.408) (-0.425) (-0.392)
[-0.641] [2.026] [-0.309]
0.012** 0.321* -0.885***
Dòng vốn (-0.230) (-0.323) (-0.254)
[2.090] [1.685] [-4.219]
770
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
Đòn bẩy thị trường
Tổng đòn bẩy Đòn bẩy dài hạn
dài hạn
0.0212*** 0.042*** 0.052**
Hệ số chặn
[4.212] [3.231] [1.801]
R2 hiệu chỉnh 0.418 0.327 0.526
F-test 38.320 67.562 65.386
Prob > F 0.000 0.000 0.000
Ghi chú: Dòng đầu tiên cho biết hệ số hồi quy. Sai số chuẩn và thống kê t được ghi nhận tương ứng trong
ngoặc tròn và ngoặc vuông. ***, ** và * cho biết ý nghĩa thống kê tương ứng ở các mức 1%, 5% và 10%.
Bảng này trình bày tỷ lệ đòn bẩy cho các biến độc lập đối với các doanh nghiệp hoạt động tại Việt Nam.
Tỷ lệ đòn bẩy là tổng nợ phải trả trên tổng nợ phải trả và giá trị tài sản ròng, tỷ lệ đòn bẩy dài hạn là nợ
dài hạn trên tổng nợ dài hạn và giá trị tài sản ròng và tỷ lệ đòn bẩy thị trường là nợ dài hạn trên tổng nợ
phải trả dài hạn và giá trị thị trường vốn chủ sở hữu. Các biến kiểm soát là các yếu tố liên quan đến đặc
điểm nội bộ của từng doanh nghiệp, thuế và quốc gia.
Nguồn: Tác giả phân tích hồi quy từ phần mềm Stata 14
4.2.1. Nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn
Quy mô đồng biến với cả ba thước đo đại diện cho tỷ lệ đòn bẩy, cho thấy rằng các doanh
nghiệp lớn có nợ nhiều hơn trong cấu trúc vốn của họ. Ngược lại, mối quan hệ giữa khả
năng sinh lợi và thước đo ba đòn bẩy là nghịch biến, cho thấy rằng các doanh nghiệp có
lợi nhuận cao hơn có ít nợ hơn. Kết quả của quy mô phù hợp với lý thuyết đánh đổi, trong
khi kết quả của lợi nhuận phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng.
Tài sản hữu hình nghịch biến với tổng đòn bẩy nhưng có liên quan đồng biến với hai
thước đo đòn bẩy dài hạn. Kết quả này phù hợp với lập luận đối sánh truyền thống
(matching argument), trong đó tài sản dài hạn được tài trợ bằng các khoản nợ dài hạn và
nhận xét rằng các doanh nghiệp có thể vay bằng tài sản ngắn hạn nhiều hơn bằng tài sản
dài hạn. Do đó, các doanh nghiệp có nhiều tài sản hữu hình hơn trong cơ cấu tài sản của
họ sử dụng nhiều nợ dài hạn hơn và ít nợ ngắn hạn hơn. Öztekin (2015) đã nghiên cứu
kết quả tương tự trong mẫu ở các nước đang phát triển.
Tính thanh khoản có tương quan nghịch biến với tổng đòn bẩy nhưng tỷ lệ đồng biến
với đòn bẩy dài hạn, ngụ ý rằng các doanh nghiệp có tài sản lưu động cao hơn thích tài
trợ nội bộ hơn là tài trợ bên ngoài, và do đó có tổng nợ ít hơn. Tuy nhiên, tính thanh khoản
thay đổi giống như tính hữu hình; các doanh nghiệp có tài sản lưu động cao hơn có xu
hướng có tài sản hữu hình cao hơn.
Biến tăng trưởng có tương quan cùng chiều với tổng đòn bẩy và đòn bẩy dài hạn
nhưng lại có mối tương quan nghịch biến với đòn bẩy thị trường dài hạn. Điều này là do
hầu hết các doanh nghiệp đang phát triển nhanh chóng không thể tài trợ cho các khoản
đầu tư của họ thông qua lợi nhuận giữ lại, và do đó, tăng trưởng doanh nghiệp cao hơn
771
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
đòi hỏi phải vay nợ nhiều hơn. Choi et al. (2018) có thể giải thích những phát hiện trái
ngược giữa biến đòn bẩy dài hạn và đòn bẩy thị trường. Theo đó, tồn tại mối quan hệ giả
gây ra bởi sự hiện diện của giá trị thị trường vốn cổ phần trong tử số của biến tăng trưởng
và mẫu số của tỷ lệ đòn bẩy. Các biến động thị trường ngắn hạn và đột ngột mà không có
phản ứng tức thời và trực tiếp của doanh nghiệp gây ra mối tương quan nghịch giữa tỷ lệ
đòn bẩy và biến tăng trưởng.
Cuối cùng, rủi ro kinh doanh tương quan thuận với cả đòn bẩy thị trường và đòn bẩy
dài hạn. Do đó, các doanh nghiệp có rủi ro cao hơn sẽ tăng mức độ đòn bẩy trong cấu trúc
vốn của họ. Phát hiện này không phù hợp với quan điểm cho rằng các doanh nghiệp bị
các chủ nợ cho là rủi ro sẽ gặp khó khăn khi vay dài hạn (Baum et al., 2017).
Kết quả của chúng tôi đối với đòn bẩy dài hạn có tương quan thuận với biến số thuế
doanh nghiệp vì thuế này có hiệu lực trong khoảng thời gian hơn một năm do doanh
nghiệp được phép chuyển lỗ. Những khoản hỗ trợ này cho phép các khoản nộp thuế đáng
kể từ những năm thành công để bù đắp cho những năm khó khăn. Việc không có các
khoản chuyển lỗ sẽ làm giảm lợi thế về thuế của việc vay nợ đối với các doanh nghiệp có
rủi ro cao.
Ngoài ra, biến lá chắn thuế không nợ có liên quan nghịch biến với các biến đo lường
đòn bẩy trong ba mô hình hồi quy. Do đó, các doanh nghiệp có lá chắn thuế không nợ
cao (có thể bao gồm kế toán khấu hao và phụ cấp suy giảm tài sản cố định) sẽ có ít nợ
hơn. Điều này phù hợp với phát hiện của Chen (2004). Kết quả liên quan đến lá chắn thuế
không nợ có thể được hiểu dựa trên quan điểm của lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn.
4.2.2. Tác động của dòng vốn
Nhìn chung, dòng vốn tác động đến các quyết định cấu trúc vốn, thể hiện thông qua hệ
số hồi quy dương và có ý nghĩa thống kê giữa biến dòng vốn và các biến đòn bẩy (tổng
đòn bẩy và đòn bẩy dài hạn). Đặc biệt, dòng vốn có tương quan nghịch và đáng kể với
đòn bẩy thị trường dài hạn. Cụ thể, có hai cách giải thích cho kết quả đòn bẩy thị trường
dài hạn giảm khi dòng vốn nhiều hơn. Đầu tiên, Ngân hàng Thế giới (2016) lưu ý rằng
vốn hóa thị trường chứng khoán của Việt Nam đạt 24,7%, tăng gần gấp ba lần so với
9,6% năm 2008. Thứ hai, lãi suất biến động dẫn đến nguồn vốn vay không đáng tin cậy.
Dòng vốn có thể gây ra sự phát triển quá nóng của nền kinh tế và lạm phát hoặc tăng giá
tiền tệ đáng kể, cũng như bùng nổ tín dụng và bong bóng giá tài sản (năm 2008).
772
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
4.3. Hồi quy theo từng giai đoạn nghiên cứu
Mẫu nghiên cứu được chia thành hai giai đoạn – từ năm 2008 đến năm 2014 và từ năm
2015 đến 2019 - để xem xét cấu trúc vốn của các doanh nghiệp trong giai đoạn sau khủng
hoảng và giai đoạn kinh tế vĩ mô ổn định hướng tới tăng trưởng bền vững. Kết quả trong
Bảng 5 chỉ ra rằng, các yếu tố tác động liên quan đến thuế và đặc điểm nội bộ doanh
nghiệp có dấu và ý nghĩa thống kê của các hệ số hồi quy tương tự khi xem xét cho toàn
bộ mẫu. Ngoại trừ biến tăng trưởng, chỉ đáng kể trong giai đoạn 2008-2014. Ngoài ra,
biến khả năng sinh lợi có tương quan nghịch biến với các biến đại diện cho đòn bẩy trong
tất cả các mô hình nghiên cứu và kết quả này có liên quan đến vấn đề bất cân xứng thông
tin do vấn đề về đại diện ở Việt Nam và bản chất của thị trường trái phiếu chưa phát triển.
Có thể biến khả năng sinh lợi tương quan với tiềm năng tăng trưởng, như mối quan hệ
nghịch biến giữa khả năng sinh lợi và đòn bẩy thể hiện các vấn đề của các doanh nghiệp
trong giai đoạn từ 2008 đến 2014 trong việc vay nợ so với triển vọng tăng trưởng trong
tương lai.
Đáng chú ý, giá trị tương đối của hệ số hồi quy của lá chắn thuế không nợ nhỏ hơn
trong giai đoạn trước đây (2008–2014), ngụ ý rằng mức tăng (hoặc giảm) thuế phí thông
qua lá chắn thuế không nợ nhỏ hơn (hoặc lớn hơn) đối với các doanh nghiệp so với năm
2015 đến năm 2019. Hơn nữa, hệ số hồi quy biến rủi ro kinh doanh trong mô hình biến
phụ thuộc là biến đòn bẩy sổ sách dài hạn trở nên không đáng kể trong mẫu từ năm 2015
đến năm 2019, điều này rất có thể cho thấy ảnh hưởng của các biến động thị trường ngắn
hạn, đột ngột đối với rủi ro doanh nghiệp.
Cuối cùng, có những thay đổi đáng kể xảy ra trong dấu và ý nghĩa thống kê của các
hệ số hồi quy đối với các biến kiểm soát theo đặc điểm vĩ mô của quốc gia. Ví dụ, hệ số
lạm phát có ý nghĩa trong ba phương trình hồi quy trong cả hai mẫu nghiên cứu, trong
khi hệ số hồi quy của dòng vốn có ý nghĩa thống kê hơn đối với đòn bẩy dài hạn và tổng
đòn bẩy trong giai đoạn 2015-2019. Biến dòng vốn ít yếu hơn trong mô hình với biến phụ
thuộc là biến đòn bẩy thị trường dài hạn ở giai đoạn 2008-2014 bởi vì dòng vốn chủ yếu
nhắm vào các khoản đầu tư thị trường dài hạn và do đó có thể không ảnh hưởng mạnh
đến đòn bẩy tổng và đòn bẩy dài hạn. Bên cạnh đó, hệ số hồi quy của biến dòng vốn trong
cả hai giai đoạn nghiên cứu đều dương trong mô hình đòn bẩy thị trường dài hạn, ngược
lại với kết quả cho đòn bẩy thị trường dài hạn trong mẫu đầy đủ. Hơn nữa, sự khác biệt
giữa kết quả cho mẫu đầy đủ và cho 02 mẫu con là giá trị đòn bẩy sổ sách dựa trên số liệu
lịch sử và giá trị đòn bẩy thị trường dựa trên giá trị từ thị trường. Điều này có thể xảy ra
do ảnh hưởng của tỷ lệ lạm phát trung bình đáng kể là 8% từ năm 2008 đến năm 2014
773
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
(Ngân hàng Thế giới, 2016) và nợ cao của các doanh nghiệp Việt Nam, khiến họ trở thành
mục tiêu mua lại hấp dẫn.
Bảng 5. Kết quả hồi quy theo từng giai đoạn nghiên cứu
2008-2014 2015-2019
Đòn bẩy thị Đòn bẩy thị
Tổng đòn Đòn bẩy Tổng đòn Đòn bẩy
trường dài trường dài
bẩy dài hạn bẩy dài hạn
hạn hạn
Yếu tố liên quan đến nội bộ doanh nghiệp
7.280*** 2.290** 3.251*** 3.252*** 2.487*** 3.571***
Quy mô
[3.825] [2.065] [4.754] [7.022] [4.106] [5.271]
Khả năng sinh -0.221 -0.418*** -0.456*** -0.421*** -0.185*** -0.523***
lợi [-14.177] [-3.021] [-11.152] [-4.556] [-3.808] [-4.125]
Tài sản hữu -0.154*** 0.232*** 0.146** -0.203*** 0.305*** 0.421***
hình [-3.786] [4.124] [2.16] [-5.426] [9.185] [5.137]
-0.032*** 0.000 -0.021 -0.030*** 0.005*** 0.023**
Thanh khoản
[-7.803] [-0.621] [-1.122] [-14.52] [4.728] [3.241]
0.025*** 0.008*** -0.018*** -0.0213 0.000 -0.049***
Tăng trưởng
[11.229] [4.652] [-8.454] [-1.565] [-0.055] [-12.325]
Rủi ro kinh 0.312*** 0.328*** 0.224*** 0.156*** 0.001 0.051***
doanh [5.829] [6.842] [3.213] [4.651] [0.065] [4.251]
Yếu tố liên quan đến thuế
Thuế thu nhập 0.027 -0.032* -0.078 0.003 0.022*** 0.037***
doanh nghiệp [0.821] [-1.718] [-0.541] [0.312] [6.215] [4.236]
Lá chắn thuế -0.086*** -0.053*** -0.069*** -0.224*** -0.097*** -0.126***
không nợ [-6.219] [-4.736] [-10.521] [-3.186] [-4.320] [-4.253]
Yếu tố liên quan đến kinh tế vĩ mô
-0.228*** -0.178*** -0.094*** 0.047*** 0.204*** 0.172***
Lạm phát
[-12.831] [-14.482] [-8.154] [3.561] [10.335] [12.445]
Tốc độ tăng -0.537*** -0.237 -1.254*** 0.528*** 0.958*** -0.124
trưởng GDP [-4.128] [-1.321] [-3.956] [4.340] [3.512] [-0.123]
0.483* 1.486*** 0.157** 0.423* 1.129*** 0.347**
Dòng vốn
[1.703] [4.234] [2.340] [1.569] [3.231] [2.458]
774
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
2008-2014 2015-2019
Đòn bẩy thị Đòn bẩy thị
Tổng đòn Đòn bẩy Tổng đòn Đòn bẩy
trường dài trường dài
bẩy dài hạn bẩy dài hạn
hạn hạn
0.156*** 0.311* 0.412** 0.014* 0.086* 0.016***
Hệ số chặn
[4.803] [1.684] [5.252] [1.245] [3.412] [3.121]
R2 hiệu chỉnh 0.506 0.654 0.709 0.586 0.484 0.724
F-test 38.567 48.572 59.239 52.538 57.411 64.743
Prob > F 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000
Ghi chú: Dòng đầu tiên của mỗi biến nghiên cứu là giá trị của hệ số hồi quy. Thống kê t được ghi trong ngoặc vuông.
***, ** và * cho biết ý nghĩa thống kê tương ứng ở các mức 1%, 5% và 10%. Bảng này trình bày kết quả hồi quy giữa
các thước đo đòn bẩy và các biến độc lập của các doanh nghiệp Việt Nam trong hai giai đoạn 2008-2014 và 2015-
2019 bằng ước lượng bằng hồi quy tuyến tính cổ điển (OLS). Tỷ lệ đòn bẩy là tổng nợ phải trả trên tổng nợ phải trả
và giá trị tài sản ròng, tỷ lệ đòn bẩy dài hạn là nợ dài hạn trên tổng nợ dài hạn và giá trị tài sản ròng và tỷ lệ đòn bẩy
thị trường là nợ dài hạn trên tổng nợ phải trả dài hạn và giá trị thị trường vốn chủ sở hữu. Các biến kiểm soát là các
yếu tố liên quan đến đặc điểm nội bộ của từng doanh nghiệp, thuế và quốc gia.
Nguồn: Tác giả phân tích hồi quy từ phần mềm Stata 14
4.4. Cấu trúc vốn của các doanh nghiệp sản xuất và doanh nghiệp phi sản xuất
Köksal &Orman (2015) lập luận rằng các yếu tố kiểm soát khác nhau có thể ảnh hưởng
đến các loại hình doanh nghiệp khác nhau theo những cách khác nhau. Bằng chứng thực
nghiệm trong nghiên cứu này sử dụng lý thuyết trật tự phân hạng để giải thích cấu trúc
vốn của các doanh nghiệp phi sản xuất. Để xem xét khả năng giải thích của lý thuyết này,
nghiên cứu xem xét sự khác biệt trong các quyết định cấu trúc vốn ở các doanh nghiệp
sản xuất so với doanh nghiệp phi sản xuất.
Các yếu tố kiểm soát và phương pháp khác nhau ảnh hưởng đến các doanh nghiệp
trong các ngành khác nhau; do đó, phân loại ngành của doanh nghiệp có thể là một yếu
tố cần thiết trong các quyết định về cấu trúc vốn. Nghiên cứu thực hiện các hồi quy riêng
biệt cho các doanh nghiệp sản xuất và phi sản xuất để tìm hiểu tác động của phân loại
ngành đối với cấu trúc vốn. Kết quả trong Bảng 6 cho thấy các doanh nghiệp sản xuất và
phi sản xuất cơ bản giống nhau về cấu trúc vốn. Cụ thể, không có thay đổi nào về dấu và
ý nghĩa thống kê trong mối quan hệ giữa các thước đo của đòn bẩy và các yếu tố quyết
định, ví dụ như quy mô, khả năng sinh lợi, tính hữu hình, thuế và lạm phát.
Các yếu tố kiểm soát còn lại cho thấy sự khác biệt của các loại hình doanh nghiệp
này. Ví dụ, tăng trưởng của doanh nghiệp phi sản xuất tương quan đồng biến với tổng
đòn bẩy và đòn bẩy dài hạn, tuy nhiên lại có tương quan nghịch với đòn bẩy thị trường
dài hạn. Kết quả này ngụ ý rằng các doanh nghiệp sản xuất sử dụng ít vốn vay hơn các
775
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
doanh nghiệp phi sản xuất để thúc đẩy tăng trưởng của họ. Hơn nữa, tầm quan trọng của
khả năng sinh lợi liên quan đến cả vấn đề chi phí đại diện và bất cân xứng thông tin ở
Việt Nam cũng như bản chất của thị trường trái phiếu Việt Nam chưa phát triển. Bên cạnh
đó, khả năng sinh lợi có thể tương quan với tiềm năng tăng trưởng, như mối quan hệ tiêu
cực giữa khả năng sinh lợi và đòn bẩy thể hiện sự khó khăn trong việc vay nợ so với triển
vọng tăng trưởng tương lai.
Sự khác biệt đáng chú ý liên quan đến tác động của dòng vốn đối với đòn bẩy. Cụ thể,
các hệ số ước lượng có ý nghĩa trong tất cả các mô hình hồi quy của doanh nghiệp phi
sản xuất. Kết quả này ngụ ý rằng các doanh nghiệp phi sản xuất đã nhận thấy dòng vốn
nước ngoài chảy vào đáng kể, do đó tác động đến các quyết định cấu trúc vốn doanh
nghiệp trong các ngành phi sản xuất trong giai đoạn nghiên cứu.
Bảng 6. Kết quả hồi quy theo nhóm doanh nghiệp sản xuất và nhóm doanh nghiệp
phi sản xuất.
Doanh nghiệp sản xuất Doanh nghiệp phi sản xuất
Đòn bẩy thị Đòn bẩy thị
Tổng đòn Đòn bẩy Tổng đòn Đòn bẩy
trường dài trường dài
bẩy dài hạn bẩy dài hạn
hạn hạn
Yếu tố liên quan đến nội bộ doanh nghiệp
5.023*** 1.032 2.221 2.323*** 1.345*** 2.150***
Quy mô
[8.321] [1.024] [1.532] [4.420] [4.236] [4.293]
-0.323*** -0.134** -0.135** -0.583*** -0.241*** -0.421***
Khả năng sinh lợi
[-4.599] [-3.132] [-3.223] [-3.254] [-7.324] [-5.784]
-0.121*** 0.254*** 0.253*** -0.104*** 0.338*** 0.342***
Tài sản hữu hình
[-10.342] [7.823] [4.523] [-4.421] [11.004] [7.510]
-0.028*** 0.003*** 0.002* -0.020*** 0.002** 0.004
Thanh khoản
[-4.014] [3.042] [1.421] [-4.424] [3.322] [1.332]
0.017 -0.002 -0.021** 0.014*** 0.011*** -0.021***
Tăng trưởng
[0.825] [-0.534] [-2.302] [3.325] [1.522] [-3.756]
-0.123*** -0.332*** -0.232*** 0.082*** 0.081*** 0.123***
Rủi ro kinh doanh
[-4.246] [-5.712] [-6.431] [4.103] [2.734] [7.632]
Yếu tố liên quan đến thuế
Thuế thu nhập doanh -0.004 -0.002 0.001 -0.003 0.022** 0.060***
nghiệp [-0.188] [-0.013] [0.032] [-0.323] [4.333] [4.635]
-0.109*** -0.034*** -0.082*** -0.721*** -0.805*** -0.724***
Lá chắn thuế không nợ
[-5.520] [-5.321] [-3.834] [-4.501] [-3.591] [-3.912]
Yếu tố liên quan đến kinh tế vĩ mô
0.007 -0.036 0.058* 0.022 0.027 0.212***
Lạm phát
[0.162] [-1.375] [1.653] [0.402] [0.238] [5.010]
Tốc độ tăng trưởng -0.530 0.743 -0.042 -0.173 1.060** -0.161
GDP [-0.742] [1.686] [-0.041] [-0.430] [2.130] [-0.455]
0.134 0.444** -0.042 0.272* 0.504** -1.062***
Dòng vốn
[0.355] [3.201] [-0.171] [2.143] [2.122] [-3.312]
776
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
Doanh nghiệp sản xuất Doanh nghiệp phi sản xuất
Đòn bẩy thị Đòn bẩy thị
Tổng đòn Đòn bẩy Tổng đòn Đòn bẩy
trường dài trường dài
bẩy dài hạn bẩy dài hạn
hạn hạn
-0.520 0.423 0.521** 1.243*** -0.180* -0.285***
Hệ số chặn
[0.323] [0.532] [4.123] [4.231] [1.891] [3.832]
R2 hiệu chỉnh 0.371 0.240 0.490 0.328 0.585 0.715
F-test 18.567 21.573 22.968 31.682 30.671 34.519
Prob > F 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000
Ghi chú: Dòng đầu tiên của mỗi biến là giá trị hệ số hồi quy. Thống kê t được ghi trong ngoặc vuông. ***, ** và * cho
biết ý nghĩa thống kê tương ứng ở các mức 1%, 5% và 10%. Bảng này trình bày kết quả hồi quy giữa các thước đo đòn
bẩy và các biến độc lập trong giai đoạn 2008-2019 bằng ước lượng bằng hồi quy tuyến tính cổ điển (OLS), phân chia
theo nhóm các doanh nghiệp sản xuất và doanh nghiệp phi sản xuất. Tỷ lệ đòn bẩy là tổng nợ phải trả trên tổng nợ
phải trả và giá trị tài sản ròng, tỷ lệ đòn bẩy dài hạn là nợ dài hạn trên tổng nợ dài hạn và giá trị tài sản ròng và tỷ lệ
đòn bẩy thị trường là nợ dài hạn trên tổng nợ phải trả dài hạn và giá trị thị trường vốn chủ sở hữu. Các biến kiểm soát
là các yếu tố liên quan đến đặc điểm nội bộ của từng doanh nghiệp, thuế và quốc gia.
Nguồn: Tác giả phân tích hồi quy từ phần mềm Stata 14
4.5. Lý thuyết trật tự phân hạng và lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn
Kết quả cho thấy rằng lý thuyết trật tự hạng giải thích tốt hơn về lựa chọn cấu trúc vốn
của các doanh nghiệp Việt Nam so với lý thuyết đánh đổi. Phần này chỉ ra sự khác biệt
giữa dự đoán của hai lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm, trong đó các yếu tố tác động
cốt lõi phải thể hiện mối quan hệ đáng kể với đòn bẩy. Dòng vốn, quy mô, tăng trưởng
doanh nghiệp và rủi ro kinh doanh có tác động tích cực đến cấu trúc vốn trong khi khả
năng sinh lợi, tài sản hữu hình, thanh khoản và lá chắn thuế không nợ có tác động tiêu
cực đến cấu trúc vốn.
Kết luận của chúng tôi đối với các yếu tố kiểm soát đặc điểm nội bộ của doanh nghiệp
phù hợp với các nghiên cứu trước đây về cấu trúc vốn doanh nghiệp ở Việt Nam. Biger
et al. (2008) nhận thấy rằng các doanh nghiệp Việt Nam trong giai đoạn từ 2002 đến 2003
có kết quả tương tự nghiên cứu này. Ngoại lệ duy nhất là tính hữu hình trong nghiên cứu
của Nguyen et al. (2012) và Le & Phan (2017) cho kết quả ước tính đồng biến.
Đối với kết quả nghiên cứu từ các nền kinh tế khác, một vài nghiên cứu của các nước
phát triển cho rằng lý thuyết trật tự phân hạng ưu việt hơn lý thuyết đánh đổi. Trong khi các
nghiên cứu thực nghiệm về các nước đang phát triển dường như ủng hộ đồng đều cả hai lý
thuyết (Demirgüç-Kunt et al., 2019), các nhà nghiên cứu lại thích sử dụng lý thuyết trật tự
phân hạng để giải thích về cấu trúc vốn hơn (Biger et al., 2008; Chen, 2004; Nguyen & Tran,
2020). Tuy nhiên, kết quả cho thấy rằng trong giai đoạn từ năm 2015 đến năm 2019 - khi môi
trường kinh tế trở nên thuận lợi hơn - khả năng dự đoán của lý thuyết trật tự phân hạng tăng
lên và lý thuyết đánh đổi giảm đi so với giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2014.
777
nguon tai.lieu . vn
