Xem mẫu
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
47.
1Lương Thị Thảo*
Lê Văn Tám*
Tóm tắt
Bài nghiên cứu thực hiện nhằm xem xét mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ (CSTT), nắm giữ
tiền mặt và đầu tư của các doanh nghiệp trong các điều kiện khác nhau về môi trường kinh
doanh nơi doanh nghiệp đặt trụ sở kinh doanh chính cho hơn 400 doanh nghiệp niêm yết tại
Việt Nam trong giai đoạn 2009-2019. Kết quả từ nghiên cứu cho thấy đầu tư của doanh
nghiệp sẽ bị sụt giảm nếu CSTT thắt chặt và việc nắm giữ lượng tiền mặt dồi dào được xem
như là công cụ quan trọng giúp doanh nghiệp hạn chế các tác động bất lợi của CSTT thắt
chặt lên hoạt động đầu tư. Khi xem xét ảnh hưởng của môi trường đầu tư cấp tỉnh thành nơi
doanh nghiệp đặt trụ sở chính, kết quả nghiên cứu này nhất quán và có ý nghĩa thống kê cao
với mẫu các doanh nghiệp thuộc các tỉnh thành có môi trường kinh doanh thuận lợi hơn. Kết
quả nghiên cứu cũng chỉ ra, đầu tư của các doanh nghiệp tại các tỉnh thành có môi trường
kinh doanh thuận lợi nhạy cảm hơn với những thay đổi trong CSTT.
Từ khóa: Nắm giữ tiền mặt, năng lực cạnh tranh, vùng kinh tế trọng điểm, chỉ số đánh giá
năng lực phát triển và ứng dụng công nghệ-thông tin và truyền thông.
1. Giới thiệu
Chính sách tiền tệ (CSTT) là một trong những chính sách điều hành vĩ mô quan trọng, có
tác động đến nhiều mặt của nền kinh tế quốc gia trong đó có hoạt động đầu tư của doanh
nghiệp. Các nghiên cứu về cơ chế truyền dẫn của CSTT đối với nền kinh tế đã được khá
nhiều các tác giả công bố nghiên cứu tại Việt Nam (Trần Ngọc Thơ & Nguyễn Hữu Tuấn,
2013; Nguyễn Phúc Cảnh, 2014; Võ Xuân Vinh & Nguyễn Phúc Cảnh, 2015; Tăng Mỹ
Sang, 2019). Tuy nhiên, các nghiên cứu này chủ yếu khai thác dưới góc độ vĩ mô, các
nghiên cứu thực hiện ở cấp độ vi mô (doanh nghiệp) chưa có nhiều nghiên cứu được công
*
Trường Đại học Kinh Tế TP. HCM | Email liên hệ: thaoluong@ueh.edu.vn
669
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
bố (Lại Trung Thành & Nguyễn Quang Bình, 2018). Nghiên cứu của Yang et al., (2017)
chỉ ra rằng CSTT chặt tiền tệ có tác động sụt giảm hoạt động đầu tư của doanh nghiệp và
nắm giữ tiền mặt đóng vai trò quan trọng giúp doanh nghiệp hạn chế được các tác động
tiêu cực này. Nhận thấy chưa có nghiên cứu nào về vấn đề này được công bố chính thức
ở Việt Nam nên tác giả thực hiện bài nghiên cứu này với mục tiêu lấp đầy khoảng trống
nghiên cứu. Ngoài ra, lấy cảm hứng từ những nghiên cứu của Shao et al., (2015), Yang
et al., (2017); tác giả sẽ mở rộng nghiên cứu về mối quan hệ giữa CSTT, nắm giữ tiền
mặt và đầu tư của các doanh nghiệp trong các điều kiện khác nhau về môi trường kinh
doanh nơi doanh nghiệp đặt trụ sở kinh doanh chính. Theo tìm hiểu của tác giả cho đến
thời điểm hiện tại, chưa có nghiên cứu chính thức nào về chủ đề này được công bố tại
Việt Nam. Mục tiêu của bài nghiên cứu là tìm câu trả lời cho các câu hỏi nghiên cứu sau:
Thứ nhất, CSTT thắt chặt có tác động như thế nào đến hoạt động đầu tư của các doanh
nghiệp niêm yết tại Việt Nam?
Thứ hai, nắm giữ tiền mặt có tác động như thế nào lên mối quan hệ giữa CSTT thắt
chặt và hoạt động đầu tư của doanh nghiệp?
Thứ ba đầu tư của các doanh nghiệp tại các tỉnh thành có môi trường kinh doanh thuận
lợi so với đầu tư của các doanh nghiệp ở các tỉnh thành khác có sự khác biệt như thế nào
dưới ảnh hưởng của CSTT thắt chặt và nắm giữ tiền mặt?
Ước lượng GMM hệ thống 2 bước trên mẫu dữ liệu nghiên cứu có dạng bảng không
cân đối gồm gần 5,000 quan sát trong giai đoạn nghiên cứu 2009-2019, bài nghiên cứu
cho thấy các kết quả như sau. (i) CSTT thắt chặt làm giảm hoạt động đầu tư của các doanh
nghiệp niêm yết tại Việt Nam. (ii) Nắm giữ tiền mặt cao có vai trò quan trọng giúp các
doanh nghiệp hạn chế tác động bất lợi của CSTT đến hoạt động đầu tư. (iii) Khi thắt chặt
CSTT, đầu tư của các các doanh nghiệp có trụ sở chính đặt trong vùng có môi trường
kinh doanh thuận lợi hơn lại nhạy cảm hơn so với nhóm các doanh nghiệp khác.
2. Cơ sở lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm
2.1 Cơ sở lý thuyết
CSTT liên quan đến các quyết định về tiền tệ ở tầm quốc gia được thực thi bởi ngân hàng
trung ương nhằm điều tiết cung tiền trong nền kinh tế, hướng đến mục tiêu ổn định giá
cả, ổn định việc làm và thúc đẩy tăng trưởng. Hình 1.1 cho thấy, thông qua các kênh
truyền dẫn chủ chốt, CSTT có thể tác động trực tiếp hay gián tiếp đến hoạt động đầu tư
của doanh nghiệp từ đó ảnh hưởng đến tổng cầu và sản lượng đầu ra của nền kinh tế.
670
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
Hình 1.1: Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ
Nguồn: Tổng hợp từ nghiên cứu của Mishkin (1996)
2.1.1 Tác động của CSTT đến hoạt động đầu tư thông qua kênh lãi suất
Theo Miskin (1996), từ quan điểm truyền dẫn CSTT theo mô hình IS-LM của các nhà
kinh tế học Keynes; khi NHTW thực thi CSTT mở rộng sẽ làm cho mức lãi suất thực (ir)
giảm, giúp giảm chi phí sử dụng vốn và thúc đẩy doanh nghiệp gia tăng đầu tư (I), các hộ
gia đình gia tăng chi tiêu dùng (C). Việc chi tiêu và đầu tư gia tăng sẽ thúc đẩy tổng cầu
(AD) tăng, cuối cùng sản lượng đầu ra của nền kinh tế (Y) sẽ tăng và ngược lại nếu CSTT
thắt chặt. Khái quát cơ chế truyền dẫn qua kênh lãi suất như sau:
M↑ → ir ↓ → I,C↑ → Y↑
Việc gây ảnh hưởng thông qua lãi suất thực thay vì lãi suất danh nghĩa khiến cho kênh
này vẫn có thể thúc đẩy nền kinh tế ngay cả khi lãi suất danh nghĩa chạm mức sàn là 0
trong thời kỳ giảm phát. Bởi vì khi lãi suất danh nghĩa bằng 0, việc gia tăng cung tiền có
thể làm tăng giá hàng hóa kỳ vọng khiến lạm phát kỳ vọng gia tăng nên lãi suất thực giảm
và kích thích chi tiêu lẫn đầu tư.
671
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
2.1.2 Tác động của CSTT đến hoạt động đầu tư thông qua kênh giá tài sản
Các nhà kinh tế học trọng tiền cho rằng CSTT không chỉ tác động đến giá cả của một loại
tài sản là lãi suất mà còn tác động đến nhiều loại tài sản khác (Meltzer, 1995). Họ cho
rằng khi NHTW thực thi CSTT thì sẽ có những tác động nhất định lên giá cả các các loại
tài sản khác như tỷ giá hối đoái, giá chứng khoán, giá bất động sản từ đó ảnh hưởng đến
hoạt động tổng thể của nền kinh tế. Cụ thể hơn, truyền dẫn CSTT khiến giá cổ phiếu và
giá nhà đất ảnh hưởng đến hoạt động đầu tư của doanh nghiệp và nền kinh tế thông qua
lý thuyết q của Tobin. Lý thuyết q được đưa ra và hoàn thiện thông qua các nghiên cứu
của Brainard và Tobin (1968), Tobin (1969, 1978). Lý thuyết này cho thấy một cơ chế
quan trọng lý giải cho biến động giá chứng khoán sẽ ảnh hưởng đến đầu tư và nền kinh
tế như thế nào. q biên tế (marginal q) được định nghĩa là thay đổi trong giá thị trường của
công ty chia cho thay đổi chi phí vốn đầu tư thay thế. Nếu hệ số q lớn hơn 1, tức giá trị
thị trường của công ty cao hơn so với chi phí vốn đầu tư thay thế hay giá trị của nhà
xưởng, thiết bị đầu tư mới rẻ hơn so với giá thị trường của công ty. Do vậy, công ty sẽ
phát hành cổ phiếu với giá cao để đầu tư tài sản mới với chi phí đầu tư thấp hơn. Bên
cạnh đó, giá phát hành cao thì chi phí sử dụng vốn chủ sở hữu thấp kéo theo tỷ suất sinh
lợi đòi hỏi tối thiểu đối với các dự án đầu tư cũng thấp. Tóm lại, khi tăng cung tiền, giá
kỳ vọng của cổ phiếu tăng và hoạt động đầu tư của công ty sẽ gia tăng. Ngược lại, nếu hệ
số q nhỏ hơn 1, công ty sẽ không gia tăng đầu tư.
M↑ → Giá kỳ vọng của chứng khoán ↑ → q↑, chi phí sử dụng vốn ↓ → I↑ → Y ↑
2.1.3 Tác động của CSTT đến hoạt động đầu tư thông qua kênh tín dụng
Cơ chế truyền dẫn của CSTT thông qua kênh tín dụng nhấn mạnh đến vấn đề thông tin
bất cân xứng trên thị trường tài chính. Trong đó, ảnh hưởng của CSTT đến hoạt động đầu
tư có thể lý giải thông qua 2 kênh truyền dẫn thành phần.
Một là kênh cho vay ngân hàng (bank lending channel). Theo đó, các ngân hàng đóng
vai trò quan trọng trong hệ thống tài chính bởi vì họ có thể giúp giải quyết vấn đề bất cân
xứng thông tin trên thị trường tín dụng và khi cần vốn người đi vay sẽ chỉ có thể vay từ
các ngân hàng. Do vậy, khi mở rộng cung tiền, lượng tiền ký gửi trong các ngân hàng sẽ
tăng lên, tăng khả năng cho vay. Từ đó giúp gia tăng hoạt động đầu tư của các doanh
nghiệp và nền kinh tế.
M↑ → Lượng tiền ký gửi ↑→ Lượng tiền cho vay ↑ → I↑ → Y ↑
Hai là kênh bảng cân đối kế toán (banlance-sheet channels). Bảng cân đối kế toán
(BCĐKT) phản ánh tổng quát toàn bộ giá trị tài sản hiện có và nguồn tài trợ hình thành
lên các tài sản đó của doanh nghiệp tại một thời điểm nhất định. Nguyên tắc kế toán theo
672
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
giá trị hợp lý đòi hỏi một số các khoản mục trên BCĐKT phải hạch toán theo giá trị thị
trường thay vì giá trị sổ sách. Vì vậy, giá tài sản trên thị trường thay đổi có thể ảnh hưởng
lớn đến khoản mục tài sản trên BCĐKT từ đó ảnh hưởng đến giá trị tài sản ròng của công
ty. Nếu giá tài sản giảm, doanh nghiệp phải phản ánh giá trị thị trường mới của tài sản
vào báo cáo tài chính. Điều này gây ra hai tác động:
Thứ nhất, giá trị tài sản ròng trên BCĐKT của công ty giảm đồng nghĩa với việc giá trị
tài sản thế chấp sụt giảm, khiến ngân hàng và các chủ nợ gia rủi ro của tăng nên họ phải đòi
hỏi một phần bù rủi ro lớn hơn. Kết quả chi phí sử dụng vốn của công ty tăng lên, khả năng
chấp nhận các dự án đầu tư giảm hay hoạt động đầu tư bị thu hẹp và ngược lại.
Thứ hai, áp lực trả nợ cũ có thể tăng do rủi ro tăng hoặc do các khoản nợ vay cũ đến
hạn. Nếu có thể huy động vốn bằng vay mới hoặc phát hành vốn cổ phần để trả nợ cũ thì
chi phí sử dụng vốn sẽ rất cao. Vì vậy, công ty phải sử dụng lợi nhuận giữ lại hay dòng
tiền từ hoạt động kinh doanh để ưu tiên thanh toán nợ thay vì ưu tiên cho đầu tư. Do vậy,
hoạt động đầu tư mới của doanh nghiệp bị hạn chế.
Ngoài ra, theo Bernanke & Gertler (1989) sự bất cân xứng thông tin giữa người cho
vay và đi vay khiến cho việc huy động nguồn tài trợ từ bên ngoài phải tốn thêm chi phí
phần bù (phần bù rủi ro) so với việc tài trợ nội bộ. Do người vay không tránh khỏi có
thông tin tốt hơn so với người cho vay hoặc sự thiếu minh bạch trong hành vi của người
đi vay do những rủi ro về mặt đạo đức, lựa chọn ngược (nghĩa là con nợ sẽ có nhiều động
cơ để tham gia các dự án đầu tư nhiều rủi ro, tiềm ẩn nguy cơ mất khả năng thanh toán
nợ cho các chủ nợ). Chi phí này sẽ được phản ánh trong chi phí sử dụng vốn dùng để
chiết khấu dòng tiền ước tính của các dự án đầu tư khi thực hiện thẩm định dự án nên ảnh
hưởng đến quyết định đầu tư của doanh nghiệp.
M↑ → Giá tài sản kỳ vọng ↑→ Giá trị tài sản ròng của doanh nghiệp↑;
Lựa chọn ngược và rủi ro đạo đức↓ → cho vay ↑ → I↑ → Y ↑
2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm
2.2.1 Mối quan hệ giữa CSTT và hoạt động đầu tư
Thông qua kênh truyền dẫn tín dụng, CSTT ảnh hưởng đến nguồn cung vốn chủ yếu
thông qua việc tăng hoặc giảm nguồn cung các khoản vay ngân hàng, do đó ảnh hưởng
đến nguồn tài trợ cho đầu tư của doanh nghiệp (Bernanke & Gertler, 1995; Oliner &
Rudebusch, 1996). Theo Kashyap & Stein (1993), thông qua kênh cho vay ngân hàng,
chính sách thắt chặt tiền tệ làm giảm dự trữ ngân hàng và buộc các ngân hàng phải thu
hẹp các khoản cho vay của mình, điều này làm giảm các khoản cho vay thương mại của
ngân hàng đối với doanh nghiệp. Do đó, gây ảnh hưởng đến hoạt động đầu tư của doanh
673
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
nghiệp (Morck et al., 2013). Nghiên cứu của Luo & Nie (2012) chỉ ra rằng khi NHTW
tăng lãi suất (thắt chặt tiền tệ), chi phí sử dụng vốn và hạn chế khả năng tiếp cận nguồn
vốn bên ngoài gia tăng. Do đó, các công ty hoặc lệ thuộc nhiều hơn vào nguồn tài trợ nội
bộ, hoặc phải cắt giảm đầu tư. Gong & Meng (2012), Jing et al. (2012) và Qian (2013)
cho thấy CSTT mở rộng và thắt chặt có tác động không cân xứng lên đầu tư của doanh
nghiệp. CSTT mở rộng giúp giảm bớt đáng kể các khó khăn tài chính và thúc đẩy doanh
nghiệp đầu tư trong khi CSTT thắt chặt không có ý nghĩa trong việc giải thích sự sụt giảm
đầu tư của doanh nghiệp. Điều này được lý giải do hoạt động đầu tư của doanh nghiệp
thường mang tính quán tính và khó có thể đảo ngược một khi dự án đã bắt đầu. Ngoài ra,
việc truyền dẫn của CSTT cũng có độ trễ vì việc thực thi chính sách và nhận thức về
những hàm ý chính sách của nhà quản trị khi ra quyết định đầu tư không luôn luôn diễn
ra cùng một thời điểm.
Các nghiên cứu về truyền dẫn CSTT tại Việt Nam khá phổ biến ở cấp độ vĩ mô nhưng
tương đối hạn chế ở cấp độ vi mô. Cụ thể, nghiên cứu của Nguyễn Phúc Cảnh (2014) về
cơ chế truyền dẫn CSTT qua kênh giá tài sản tài chính bằng mô hình tự hồi quy cấu trúc
(SVAR). Kết quả cho thấy, trong giai đoạn 2000-2013, tại Việt Nam CSTT có truyền dẫn
mạnh qua thị trường chứng khoán thông qua cung tiền, kênh lãi suất không có tác động
lớn. Ngoài nghiên cứu này, còn khá nhiều các nghiên cứu khác tiếp cận ảnh hưởng của
CSTT ở khía cạnh vĩ mô ( Trần Ngọc Thơ & Nguyễn Hữu Tuấn, 2013; Võ Xuân Vinh &
Nguyễn Phúc Cảnh, 2015). Nghiên cứu của Lại Trung Thành & Nguyễn Quang Bình
(2018) là một trong số ít những nghiên cứu khám phá ảnh hưởng của CSTT đến hoạt
động đầu tư của doanh nghiệp. Kết quả từ nghiên cứu của các tác giả này cho thấy hoạt
động đầu tư của các doanh nghiệp được tài trợ chủ yếu thông qua nguồn vốn nội bộ.
Trong khi đó, kênh tín dụng của CSTT dường như không phát huy hiệu quả khi chưa thể
trở thành nguồn tài trợ cho hoạt động đầu tư của các doanh nghiệp.
2.2.2 Ảnh hưởng của nắm giữ tiền mặt lên mối quan hệ giữa CSTT và hoạt động đầu tư
Một số các nghiên cứu cho rằng, đặc tính của doanh nghiệp có thể làm giảm tác động của
CSTT đến đầu tư của doanh nghiệp. Cụ thể, Huang et al., (2012) đã nghiên cứu cách thức
các đặc điểm của doanh nghiệp sẽ hạn chế ảnh hưởng của chính sách tiền tệ đối với hoạt
động đầu tư của các doanh nghiệp niêm yết tại Trung Quốc trong giai đoạn từ quý 1/2002
đến quý 1/2011. Kết quả nghiên cứu cho thấy, các doanh nghiệp có tính thanh khoản cao
hơn, mức tồn kho thấp hơn và tỷ lệ nợ trên tài sản thấp hơn thì ít nhạy cảm hơn với tác
động của CSTT. Quy mô doanh nghiệp càng lớn thì càng ít chịu ảnh hưởng bởi CSTT tác
động đến cung tiền, nhưng nhạy cảm hơn đối với CSTT tác động đến lãi suất.
674
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
Theo Yang et al., (2017), độ nhạy cảm của quyết định đầu tư của doanh nghiệp đối với
sự thay đổi của CSTT phụ thuộc vào khả năng huy động vốn và nguồn lực nội bộ của
doanh nghiệp. Khi có nhu cầu đầu tư mà doanh nghiệp không nắm giữ đủ tiền mặt và
không thể huy động nguồn lực bên ngoài do CSTT thắt chặt thì doanh nghiệp có thể phải
thanh lý tài sản, cắt giảm chi trả cổ tức và đàm phán giãn nợ. Doanh nghiệp khó tiếp cận
vốn vay ngân hàng cũng khó có thể phát hành thêm cổ phiếu hoặc trái phiếu vì chi phí sử
dụng vốn cao. Lý do là khi CSTT thắt chặt sẽ tác động tiêu cực đến thanh khoản của cả
thị trường nhà đầu tư sẽ đòi hỏi phần chiết khấu đáng kể để bù đắp cho sự thiếu hụt thanh
khoản này. Zulkhibri (2013) đã chỉ ra rằng CSTT ảnh hưởng đáng kể đến khả năng tiếp
cận nguồn tài trợ bên ngoài của doanh nghiệp khi lãi suất gia tăng.
Vì mục đích phòng ngừa, doanh nghiệp nắm giữ tiền mặt nhằm ứng phó với sự biến
động dòng tiền (Opler et al., 1999) và tránh rủi ro đầu tư dưới mức trong tương lai
(Almeida et al., 2004). Do đó, dự trữ tiền mặt nói riêng và dự trữ thanh khoản nói chung
có vai trò lớn trong việc duy trì đầu tư của doanh nghiệp trong bối cảnh thắt chặt tiền tệ.
Duchin et al., (2010) đã chỉ ra rằng việc nắm giữ tiền mặt có tác động giúp phòng ngừa
rủi ro cho hoạt động đầu tư. Nghĩa là, doanh nghiệp có lượng dự trữ tiền mặt càng nhiều
thì càng được bảo vệ tốt hơn khỏi những tác động tiêu cực từ các cú sốc CSTT. Những
doanh nghiệp có dự trữ tiền mặt thấp hoặc có tỉ lệ nợ ngắn hạn cao hoặc phụ thuộc nhiều
vào nguồn tài trợ bên ngoài sẽ bị tác động nhiều hơn khi CSTT thay đổi.
3. Phương pháp nghiên cứu
3.1 Mô hình và giả thuyết nghiên cứu
Mô hình thực nghiệm của bài nghiên cứu được xây dựng trên cơ sở mô hình nghiên cứu
của Yang et al., (2017). Cụ thể,
Mô hình kiểm định ảnh hưởng của CSTT đến hoạt động đầu tư của doanh nghiệp:
Investi,t =β0+ β1Investi,t-1+ β2MPt-1+ β3Zi,t-1 + εi.t (1)
Mô hình kiểm định ảnh hưởng của nắm giữ tiền mặt lên mối quan hệ giữa CSTT và
hoạt động đầu tư của doanh nghiệp:
Investi,t =β0+ β1Investi,t-1+ β2MPt-1+ β3Cashi,t-1 + β4 MPt-1 * Cashi,t-1 + β5Zi,t-1 + εi.t (2)
Trong đó i là công ty thứ i và t là giá trị cho năm t
Investi,t là biến phụ thuộc đo lường chi đầu tư của doanh nghiệp i vào năm t. Biến
này được tính bằng cách lấy dòng tiền chi tiêu cho tài sản cố định và các tài sản dài hạn
khác trên báo cáo lưu chuyển tiền tệ trừ đi dòng tiền thu về từ việc bán những tài sản cố
675
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
định và dài hạn; sau đó chia cho tổng tài sản ở đầu kỳ nhằm loại bỏ sự khác biệt về quy
mô giữa các doanh nghiệp.
Investi,t-1 là biến trễ của biến phụ thuộc, đóng vai trò như biến độc lập trong mô hình.
Lý thuyết cấu trúc vốn cho rằng các công ty có thể điều chỉnh chi tiêu đầu tư của mình
nhằm hướng đến cấu trúc vốn tối ưu nên đầu tư ở kỳ hiện tại có thể chịu ảnh hưởng bởi
đầu tư ở kỳ trước đó.
MPi,t-1: Đại diện cho CSTT, được đo lường bằng đối số của tăng trưởng cung tiền
M2. NHTW thường điều hành chính sách tiền tệ thông qua cả hai cơ chế là cung tiền (M2
mục tiêu) và lãi suất mục tiêu. Theo Li & Liu (2017), đối với các nền kinh tế mới nổi thì
tổng cung tiền đóng vai trò quan trọng hơn so với lãi suất và nghiên cứu của Nguyễn Phúc
Cảnh (2014) cũng cho rằng tại Việt Nam, CSTT truyền dẫn đến thị trường chứng khoán
thông qua kênh cung tiền chứ không phải kênh lãi suất. Do đó, bài này sử dụng tăng
trưởng cung tiền M2 để đo lường, tăng trưởng M2 càng cao thì CSTT càng mở rộng và
ngược lại. Theo Yang et al., (2017), tác giả sử gán giá trị cho biến MP là đối số của tăng
trưởng M2, giá trị này càng thấp hàm ý CSTT mở rộng và MP càng cao hàm ý CSTT thắt
chặt. Các lý thuyết cơ chế truyền dẫn đã chỉ ra CSTT có quan hệ ngược chiều với hoạt
động đầu tư của doanh nghiệp. Do vậy, khi nghiên cứu trong điều kiện Việt Nam, giả
thuyết kỳ vọng là:
H1: CSTT thắt chặt sẽ làm giảm hoạt động đầu tư của các doanh nghiệp niêm yết tại
Việt Nam.
Cashi,t-1: Đo lường mức độ nắm giữ tiền mặt của công ty. Các nghiên cứu trước đó đã chỉ
ra CSTT thắt chặt làm hạn chế khả năng tiếp cận nguồn tài trợ từ bên ngoài của doanh
nghiệp (Zulkhibri, 2013) từ đó có thể làm suy giảm hoạt động đầu tư. Tuy nhiên, nếu có
nguồn tài trợ nội bộ dồi dào, chính sách đầu tư của doanh nghiệp sẽ bớt nhạy cảm hơn
khi CSTT thay đổi (Duchin et al., 2010; Yang et al., 2017). Do vậy, trong bài nghiên cứu
này, tác giả kỳ vọng:
H2: Nắm giữ tiền mặt làm giảm tác động bất lợi của CSTT thắt chặt đối với đầu tư của
doanh nghiệp.
Zi,t-1 là vector tập hợp các biến kiểm soát gồm: Dòng tiền nội bộ (CF), cơ hội đầu tư (Q),
đòn bẩy tài chính (LEV), quy mô (SIZE), khả năng sinh lợi (ROA), cơ cấu tài sản (TANG)
và tốc độ tăng trưởng doanh thu (GRO).
Từ những mối quan hệ giữa các biến được khám phá thông qua mô hình nghiên cứu
(1) và (2) dựa trên số liệu toàn mẫu; tác giả sẽ mở rộng phạm vi xem xét các mối quan hệ
này trong điều kiện tách mẫu dựa theo đặc điểm môi trường kinh doanh của tỉnh – thành
676
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
nơi doanh nghiệp đặt trụ sở kinh doanh chính. Ý tưởng cho việc mở rộng nghiên cứu này
đến từ một số các nghiên cứu thực nghiệm trước đó.
Thứ nhất, nghiên cứu của Almazan et al., (2010) cho rằng vị trí địa lý của công ty
đóng vai trò quan trọng trong các quyết định tài chính. Shao et al., (2015) cho rằng việc
chính phủ Trung Quốc có nhiều chính sách ưu tiên phát triển các vùng kinh tế trọng điểm
(Economic Development Areas - EDA), là những vùng hội tụ đầy đủ nhất các điều kiện
phát triển, có khả năng tạo lợi thế cạnh tranh, làm đầu tàu tăng trưởng cho nền kinh tế sẽ
khiến vị trí địa lý trở thành yếu tố có ảnh hưởng đến quyết định tài chính của doanh
nghiệp. Họ chỉ ra rằng, trong EDA có xu hướng có nhiều cơ hội đầu tư hơn nên các doanh
nghiệp có trụ sở chính tại đây thường có xu hướng nắm giữ nhiều tiền mặt hơn để có thể
nhanh chóng nắm bắt các cơ hội đầu tư. Họ cũng tìm thấy mối tương quan dương giữa
EDA và hoạt động đầu tư của doanh nghiệp và kết luận rằng vị trí địa lý trong EDA có
thể thúc đẩy doanh nghiệp đầu tư nhiều hơn. Ngoài ra, chính sách của chính quyền cấp
địa phương nơi doanh nghiệp đặt trụ sở kinh doanh chính cũng có thể ảnh hưởng đến môi
trường kinh doanh của doanh nghiệp, từ đó ảnh hưởng đến các quyết định tài chính của
họ. Từ đó, Shao et al., (2015) đã sử dụng bộ chỉ số đánh giá cải cách kinh tế cấp tỉnh
thành để xem xét ảnh hưởng đến các quyết định tài chính của doanh nghiệp và tìm thấy
mối tương quan dương giữa chỉ số này với nắm giữ tiền mặt và quyết định đầu tư của
doanh nghiệp. Yang et al., (2017) sử dụng thước đo phát triển tài chính cấp tỉnh thành nơi
doanh nghiệp đặt trụ sở kinh doanh chính để xem xét ảnh hưởng của CSTT đến hoạt động
đầu tư và ảnh hưởng của nắm giữ tiền mặt lên mối quan hệ giữa CSTT và đầu tư của
doanh nghiệp. Kết quả nghiên cứu cho thấy, CSTT thắt chặt làm giảm đầu tư của doanh
nghiệp tại tỉnh thành có mức độ phát triển tài chính thấp hơn và mối quan hệ này không
có ý nghĩa thống kê đối với nhóm doanh nghiệp tại tỉnh thành có mức độ phát triển tài
chính cao hơn. Nắm giữ tiền mặt giúp các doanh nghiệp tại tỉnh thành có mức độ phát
triển thấp hơn giảm thiểu được nhiều hơn những tác động bất lợi của CSTT thắt chặt đến
hoạt động đầu tư. Vì điều kiện chính trị, kinh tế, xã hội của Việt Nam cũng có khá nhiều
điểm tương đồng với Trung Quốc; chính phủ Việt Nam cũng có chiến lược ưu tiên phát
triển các vùng kinh tế trọng điểm. Do vậy, khi nghiên cứu trong điều kiện Việt Nam, tác
giả sẽ vận dụng phương pháp của Shao et al., (2015) và Yang et al., (2017) để mở rộng
nghiên cứu. Tác giả sử dụng các biến giả: (i) EDA để phân loại doanh nghiệp có trụ sở
chính đặt tại tỉnh thành thuộc vùng kinh tế trọng điểm hay không, EDA nhận giá trị 1 nếu
doanh nghiệp thuộc tỉnh thành trong vùng kinh tế trọng điểm và ngược lại nhận giá trị 0.
(ii) PCI để phân loại doanh nghiệp, PCI nhận giá trị 1 nếu nằm trong tỉnh thành có chỉ số
năng lực cạnh tranh cấp tỉnh thành thuộc nhóm cao hơn trung vị của toàn mẫu nghiên cứu
và ngược lại nhận giá trị 0. Vì PCI là chỉ số đánh giá và xếp hạng chính quyền các tỉnh,
677
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
thành của Việt Nam về chất lượng điều hành kinh tế và xây dựng môi trường kinh doanh
thuận lợi cho việc phát triển doanh nghiệp trong tỉnh thành nên tác giả kỳ vọng nó có thể
có ảnh hưởng nhất định đến các quyết sách tài chính của doanh nghiệp.
Thứ hai, từ lý thuyết tăng trưởng tân cổ điển đến lý thuyết tăng trưởng nội sinh đều
chỉ ra vai trò của yếu tố công nghệ đối với tăng trưởng kinh tế. Các nghiên cứu thực
nghiệm (Niebel, 2018; Dedrick et al., 2013) cho thấy công nghệ góp phần thúc đẩy tăng
trưởng kinh tế. Cuevas-Vargas et al., (2016) và Chege et al., (2020) tìm thấy bằng chứng
ICT có tương quan dương và có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích biến động thành
quả hoạt động của doanh nghiệp. Điều này có thể ảnh hưởng đến động cơ thúc đẩy các
doanh nghiệp mở rộng hoạt động đầu tư. Tại Việt Nam, để đánh giá mức độ phát triển về
công nghệ thông tin và truyền thông cũng như mức độ sẵn sàng phát triển và áp dụng
công nghệ, Bộ Thông tin Truyền thông đã phối hợp với Hội Tin học Việt Nam tổ chức
đánh giá hàng năm và xây dựng lên chỉ số Công nghệ thông tin và Truyền thông (ICT
Index) cho các bộ-ngành và cấp tỉnh-thành phố trong cả nước. Chỉ số này được tổng hợp
từ đánh giá của 3 chỉ số thành phần là hạ tầng kỹ thuật; hạ tầng nhân sự; ứng dụng công
nghệ thông tin của các đơn vị. Chỉ số này sẽ được sử dụng để phân loại các doanh nghiệp
trong mẫu thành nhóm thuộc tỉnh thành có năng lực công nghệ thông tin và truyền thông
cao, nếu ICT index của tỉnh thành mà doanh nghiệp đặt trụ sở chính lớn hơn trung vị mẫu
và ngược lại thuộc nhóm thấp. Từ đó xem xét sự khác biệt giữa 2 nhóm trong mối quan
hệ giữa CSTT và đầu tư cũng như ảnh hưởng của nắm giữ tiền mặt đến mối quan hệ giữa
CSTT và hoạt động đầu tư của doanh nghiệp.
Bảng 3.1: Tóm tắt thông tin và cách tính các biến trong các mô hình
Biến Diễn giải Nguồn
Chi mua tài sản cố định trong năm – Dòng tiền thu từ thanh lý tài sản
INVt Báo cáo tài chính
Tổng tài sản
MP Bằng số đối của giá trị tăng trưởng cung tiền M2 ADB
Tiền và các khoản tương đương tiền + Đầu tư ngắn hạn
Cash Báo cáo tài chính
Tổng tài sản
CF Dòng tiền hoạt động kinh doanh/Tổng tài sản Báo cáo tài chính
Hệ số Q của Tobin.
Q Giá trị thị trường của vốn cổ phần + Giá trị sổ sách của nợ Fiinpro, vietstock
Q=
Tổng tài sản
LEV Tổng nợ/Tổng tài sản Báo cáo tài chính
Size Ln(Tổng tài sản) Báo cáo tài chính
ROA Lợi nhuận sau thuế/Tổng tài sản Báo cáo tài chính
TANG Tổng tài sản cố định/Tổng tài sản Báo cáo tài chính
678
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
Biến Diễn giải Nguồn
Doanh thu nămt – Doanh thu năm t-1
GRO 𝐺𝑅𝑂 = Báo cáo tài chính
Doanh thu năm t-1
Là biến giả, nhận giá trị 1 nếu trụ sở doanh nghiệp đặt tại tỉnh-thành
EDA trong vùng kinh tế trọng điểm; ngược lại nhận giá trị 0 http://chinhphu.vn
Là biến giả, nhận giá trị 1 nếu trụ sở doanh nghiệp đặt tại tỉnh thành
PCI có chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh lớn hơn trung vị của mẫu www.pcivietnam.org
nghiên cứu; ngược lại nhận giá trị 0.
Là biến giả, nhận giá trị 1 nếu trụ sở doanh nghiệp đặt tại tỉnh thành
có chỉ số đánh giá năng lực phát triển và ứng dụng công nghệ-thông Bộ Thông tin và
ICT
tin và truyền thông lớn hơn trung vị của mẫu nghiên cứu; ngược lại Truyền thông
nhận giá trị 0.
3.2 Dữ liệu nghiên cứu
Dữ liệu về tăng trưởng cung tiền M2 của Việt Nam được thu thập từ website của Ngân
hàng Phát triển Châu Á (ADB) https://kidb.adb.org/
Dữ liệu liên quan đến năng lực cạnh tranh cấp tỉnh thành được thu thập từ website
www.pcivietnam.org; chỉ số chỉ số về độ sẵn sàng cho ứng dụng và phát triển công nghệ
thông tin và truyền thông (ICT) của tỉnh – thành được thu thập từ cổng thông tin điện tử
của Bộ Thông tin và Truyền thông;
Các dữ liệu cấp vi mô được tổng hợp từ thông tin của các doanh nghiệp niêm yết trên
Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội và Sở giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh. Nguồn dữ
liệu được thu thập từ (i) Hệ thống FiinPro Platform (ii) tài liệu đại hội cổ đông, báo cáo
thường niên, báo cáo quản trị và các báo cáo tài chính được công khai và tổng hợp trên
các website chính thức của Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội, Sở giao dịch chứng khoán
thành phố Hồ Chí Minh và các chuyên trang tài chính như www.vietstock.vn,
www.cafef.vn.
Khung thời gian nghiên cứu của bài được xác định trong giai đoạn 2009-2019. Từ
danh sách tất cả các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán đến cuối 2019, tác
giả tiến hành loại bỏ những doanh nghiệp thuộc lĩnh vực tài chính như ngân hàng, chứng
khoán, bảo hiểm; loại bỏ các doanh nghiệp đã bị hủy niêm yết hoặc chuyển sang giao
dịch trên Upcom tính đến hết năm 2019 và các doanh nghiệp không đủ dữ liệu liên tục
trong 5 năm gần đây nhất bị loại ra khỏi mẫu.
Như vậy, dữ liệu thu thập được có dạng dữ liệu bảng động không cân đối nên phương
pháp GMM là ước lượng phù hợp (Mileva, 2007). Ngoài ra, theo Nickell (1981) cho rằng
dữ liệu bảng có số đối tượng (công ty) nhiều, khung thời gian nghiên cứu ngắn sử dụng
GMM sẽ thích hợp hơn và điều này phù hợp với mẫu nghiên cứu thực tế tại Việt Nam
679
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
của tác giả. Cụ thể hơn, tác giả sử dụng ước lượng GMM hệ thống hai bước nhằm cải
thiện tính hiệu quả của ước lượng, khắc phục hạn chế của giả định rằng mô hình cho phép
có tự tương quan bậc nhất giữa các sai số.
Bảng 3.2 Thống kê về các công ty trong mẫu theo từng năm
Toàn mẫu
Năm
Số công ty % theo năm
2009 296 5.92%
2010 412 8.25%
2011 447 8.95%
2012 461 9.23%
2013 476 9.53%
2014 484 9.69%
2015 484 9.69%
2016 484 9.69%
2017 484 9.69%
2018 484 9.69%
2019 484 9.69%
Tổng 4,996 100%
4. Kết quả nghiên cứu
Trước khi thực hiện mô tả dữ liệu và ước lượng, tác giả sử dụng kỹ thuật biến đổi winsor
(winsorization) ở mức 1% và 99% nhằm khử bỏ ảnh hưởng của những quan sát bất thường
và giảm thiểu các lỗi dữ liệu có thể có. Kết quả thống kê mô tả các biến được trình bày
trong Bảng 4.1 cho thấy, đầu tư của doanh nghiệp niêm yết trong mẫu nghiên cứu tại Việt
Nam trong giai đoạn 2009-2019 chiếm trung bình khoảng 4.18% giá trị tổng tài sản.
Trong đó, chênh lệch về tỷ lệ đầu tư trên tổng tài sản trung bình giữa các doanh nghiệp
có trụ sở chính đặt tại các vùng kinh tế trọng điểm (EDA) và các doanh nghiệp nằm ngoài
vùng kinh tế trọng điểm không đáng kể (4.17% và 4.24%). Đáng chú ý là tỷ lệ đầu tư
trung bình của các doanh nghiệp thuộc thuộc các tỉnh có ICT thấp lại vượt trội hơn của
nhóm doanh nghiệp nằm trong tỉnh có ICT cao (4.95% so với 3.66%). Biến đại diện cho
chính sách tiền tệ trong giai đoạn nghiên cứu mang giá trị trung bình là -18.2%. Tỷ lệ
nắm giữ tiền mặt trung bình trong toàn mẫu là 13.5% và có sự chênh lệch đáng kể giữa
các nhóm doanh nghiệp được phân loại. Cụ thể, nhóm doanh nghiệp có trụ sở chính đặt
trong vùng kinh tế trọng điểm hay thuộc nhóm tỉnh – thành có chỉ số năng lực cạnh tranh
cao hoặc chỉ số phát triển và ứng dụng công nghệ thông tin và truyền thông cao lại có xu
hướng nắm giữ tiền mặt nhiều hơn so với nhóm còn lại.
680
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
Bảng 4.1: Thống kê mô tả dữ liệu
DN trong tỉnh có DN trong tỉnh có DN trong tỉnh có DN trong tỉnh có
DN ngoài EDA DN trong EDA
Toàn mẫu PCI thấp PCI cao ICT thấp ICT cao
(Obs: 712) (Obs: 4,284)
(obs: 2,059) (obs: 2,937) (Obs: 2,033) (Obs: 2,963)
Biến Mean SD Mean SD Mean SD Mean SD Mean SD Mean SD Mean SD
Investi,t 0.0418 0.0880 0.0424 0.0882 0.0417 0.0880 0.0445 0.0942 0.0400 0.0834 0.0495 0.0939 0.0366 0.0833
MP -18.2029 5.9103 -18.3951 6.1559 -18.1709 5.8686 -18.2947 5.8764 -18.1385 5.9341 -18.3560 5.9770 -18.0978 5.8628
Cash 0.1350 0.1418 0.1068 0.1271 0.1396 0.1435 0.1281 0.1385 0.1398 0.1439 0.1269 0.1427 0.1405 0.1408
CF 0.0417 0.1232 0.0480 0.1133 0.0407 0.1247 0.0402 0.1266 0.0428 0.1207 0.0529 0.1237 0.0341 0.1223
LEV 0.2658 0.2326 0.2813 0.2438 0.2632 0.2306 0.2710 0.2355 0.2621 0.2305 0.2875 0.2448 0.2509 0.2227
SIZE 13.3300 1.4656 12.8297 1.4257 13.4131 1.4557 13.1566 1.4288 13.4515 1.4790 13.1810 1.4705 13.4321 1.4536
ROA 0.0581 0.0822 0.0628 0.0940 0.0574 0.0800 0.0571 0.0856 0.0589 0.0797 0.0649 0.0878 0.0535 0.0778
Q 1.0314 0.4260 1.0221 0.4529 1.0330 0.4214 1.0022 0.3879 1.0519 0.4497 1.0394 0.4376 1.0259 0.4178
TANG 0.1973 0.1930 0.2766 0.2238 0.1841 0.1841 0.2123 0.1972 0.1867 0.1893 0.2513 0.2019 0.1603 0.1774
GRO 0.0669 0.6655 0.0653 0.6488 0.0672 0.6683 0.0677 0.6506 0.0664 0.6759 0.0670 0.6456 0.0669 0.6789
Bảng 4.2 trình bày chi tiết kết quả hồi quy theo GMM hệ thống 2 bước lượng hóa ảnh hưởng của CSTT đến hoạt động đầu tư
của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam (Mô hình 1) và ảnh hưởng của nắm giữ tiền mặt lên mối quan hệ giữa CSTT với hoạt
động đầu tư của doanh nghiệp (Mô hình 2).
681
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
Bảng 4.2: Kết quả hồi quy toàn mẫu nghiên cứu
Mô hình (1) Mô hình (2)
_cons 0.0089 -0.0062
(0.6367) (-0.4607)
Invest i,t-1 0.0821** 0.0726**
(2.5240) (2.3371)
MP -0.0006*** -0.0011***
(-3.0823) (-4.9802)
Cash 0.1588***
(7.2033)
MP x Cash 0.0036***
(3.4171)
CF 0.1091*** 0.1432***
(7.1684) (8.4064)
LEV 0.1209*** 0.1417***
(9.5702) (10.5286)
SIZE -0.0034*** -0.0037***
(-3.0907) (-3.3864)
ROA 0.0432** 0.0308*
(2.3919) (1.7071)
Q 0.0119*** 0.0034
(2.5837) (0.7543)
TANG 0.0347*** 0.0382***
(2.7390) (3.0574)
GRO 0.0004 0.0007
(0.2876) (0.5164)
Số quan sát 4,511 4,511
AR(1) 0.000 0.000
AR(2) 0.378 0.364
Hansen test 0.700 0.783
t statistics in parentheses. * p
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
đầu tư trước các cú sốc của CSTT sẽ càng thấp. Điều này trả lời cho câu hỏi nghiên cứu
thứ hai và cũng phù hợp với một số các nghiên cứu thực nghiệm trước đó, Duchin et al.
(2010), Yang et al. (2017).
Để trả lời câu hỏi nghiên cứu thứ ba về đặc điểm môi trường kinh doanh cấp tỉnh thành
(EDA, PCI, ICT) ảnh hưởng như thế nào đến mối quan hệ giữa CSTT, nắm giữ tiền mặt và
hoạt động đầu tư; thay vì sử dụng biến tương tác 3 cấp (ví dụ MP x Cash x EDA), tác giả sử
dụng phương pháp phân loại thành từng mẫu nhỏ đối lập và so sánh tác động khác biệt giữa
các nhóm này như cách của Poncet et al., (2010). Cách tiếp cận nhóm như vậy sẽ nắm bắt tốt
hơn sự thay đổi và có ý nghĩa hơn trong việc giải thích kết quả (Yang et al., 2017).
Bảng 4.3: Kết quả hồi quy cho mẫu phân loại theo vị trí địa lý đặt trụ sở chính của
doanh nghiệp trong vùng kinh tế trọng điểm và ngoài vùng kinh tế trọng điểm
DN nằm ngoài EDA DN nằm trong EDA
Mô hình (1) Mô hình (2) Mô hình (1) Mô hình (2)
_cons 0.0410 0.0020 0.0100 -0.0117
(1.2968) (0.0687) (0.6623) (-0.9206)
Invest i,t-1 0.1162*** 0.1083*** 0.0891** 0.1665***
(6.2787) (5.8707) (2.3334) (9.7651)
MP 0.0004 0.0003 -0.0006*** -0.0013***
(1.4961) (1.2918) (-3.0119) (-5.6840)
Cash 0.0999** 0.1674***
(2.1794) (7.7002)
MP x Cash -0.0021 0.0058***
(-0.6800) (6.3406)
CF 0.1837*** 0.1810*** 0.1008*** 0.1586***
(8.5212) (5.8785) (6.2817) (9.6354)
LEV 0.1608*** 0.1612*** 0.1110*** 0.1290***
(10.4914) (9.0636) (8.4182) (10.2715)
SIZE -0.0029 -0.0006 -0.0038*** -0.0036***
(-1.2107) (-0.2559) (-3.2022) (-3.6012)
ROA 0.0557** 0.0332 0.0488** 0.0327
(2.2062) (1.4394) (2.2846) (1.5862)
Q -0.0220*** -0.0264*** 0.0162*** 0.0068*
(-3.5751) (-5.1653) (3.4839) (1.8480)
TANG 0.0128 0.0097 0.0467*** 0.0353***
(0.7592) (0.5732) (3.1710) (2.8338)
GRO -0.0050** -0.0044* 0.0009 0.0026*
(-2.0048) (-1.6987) (0.6315) (1.9393)
Số quan sát 642 642 3,869 3,869
AR(1) 0.000 0.000 0.000 0.000
AR(2) 0.492 0.497 0.604 0.632
Hansen test 0.140 0.184 0.134 0.147
t statistics in parentheses. * p
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
Bảng 4.4: Kết quả hồi quy cho mẫu phân loại theo năng lực cạnh tranh cấp tỉnh –
thành nơi doanh nghiệp đặt trụ sở chính
DN tọa lạc ở tỉnh có PCI thấp DN tọa lạc ở tỉnh có PCI cao
Mô hình (1) Mô hình (2) Mô hình (1) Mô hình (2)
_cons 0.0213 0.0297 -0.0200 -0.0309**
(0.7550) (1.1923) (-1.2774) (-2.3305)
Invest i,t-1 0.0451 0.0975** 0.0054 0.1149***
(0.4830) (2.4871) (0.1054) (6.0138)
MP -0.0005* -0.0008** -0.0006** -0.0012***
(-1.6543) (-2.5521) (-2.4263) (-4.5020)
Cash 0.1819*** 0.1293***
(5.1996) (5.1102)
MP x Cash 0.0044** 0.0039***
(2.3266) (3.6781)
CF 0.1403*** 0.1740*** 0.0945*** 0.1238***
(6.1991) (7.3509) (4.9430) (6.3552)
LEV 0.1312*** 0.1668*** 0.1048*** 0.1100***
(6.2624) (7.9749) (7.4934) (8.5387)
SIZE -0.0030 -0.0051*** -0.0013 -0.0017*
(-1.3898) (-2.6741) (-1.1328) (-1.6473)
ROA 0.0846*** 0.0484** 0.0223 0.0142
(3.0384) (2.1517) (1.0162) (0.6711)
Q -0.0001 -0.0079 0.0148*** 0.0067*
(-0.0125) (-0.8617) (3.0141) (1.6716)
TANG -0.0031 -0.0157 0.0772*** 0.0692***
(-0.1824) (-0.9975) (4.5195) (5.0922)
GRO -0.0011 0.0014 -0.0008 0.0014
(-0.5388) (0.7783) (-0.5148) (1.0102)
Số quan sát 1,825 1,825 2,686 2,686
AR(1) 0.000 0.000 0.000 0.000
AR(2) 0.231 0.645 0.408 0.709
Hansen test 0.889 0.511 0.476 0.702
t statistics in parentheses. * p
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
hơn chủ yếu phụ thuộc vào nguồn tài trợ nội bộ khi khả năng tiếp cận nguồn tài trợ bên
ngoài bị hạn chế do CSTT thắt chặt.
Bảng 4.5 cho thấy CSTT thắt chặt có ảnh hưởng nhất quán làm giảm hoạt động đầu
tư (hệ số biến MP ở tất cả các mô hình đều âm) của các doanh nghiệp phân nhóm theo
năng lực phát triển và ứng dụng ICT của tỉnh thành mà doanh nghiệp đặt trụ sở kinh
doanh chính. Nguồn tài trợ nội bộ dồi dào (nắm giữ tiền mặt cao) sẽ có tác động làm giảm
ảnh hưởng bất lợi của CSTT thắt chặt đến hoạt động đầu tư. Trong đó, các doanh nghiệp
ở tỉnh thành có ICT cao có xu hướng được hưởng lợi lớn hơn nếu nắm giữ nhiều tiền mặt
hơn trong bối cảnh CSTT thắt chặt.
Bảng 4.5: Kết quả hồi quy cho mẫu phân loại theo năng lực phát triển và ứng dụng
ICT của tỉnh-thành nơi doanh nghiệp đặt trụ sở kinh doanh chính
DN tọa lạc ở tỉnh có ICT thấp DN tọa lạc ở tỉnh có ICT cao
Mô hình (1) Mô hình (2) Mô hình (1) Mô hình (2)
_cons 0.0228 -0.0002 -0.0066 -0.0268**
(0.8870) (-0.0103) (-0.4308) (-2.0297)
Invest i,t-1 0.1175 0.1225*** 0.0889** 0.1541***
(1.5282) (3.3339) (2.4650) (9.9166)
MP -0.0004 -0.0009*** -0.0005** -0.0011***
(-1.4223) (-2.6747) (-2.3378) (-4.4306)
Cash 0.1533*** 0.1527***
(4.1803) (6.9233)
MP x Cash 0.0036** 0.0050***
(1.9922) (5.0364)
CF 0.1596*** 0.1918*** 0.0775*** 0.1228***
(5.9903) (7.1354) (4.3931) (6.9490)
LEV 0.1577*** 0.1753*** 0.0873*** 0.1012***
(7.8205) (8.5163) (6.4487) (8.6623)
sSIZE -0.0036* -0.0032* -0.0025** -0.0021**
(-1.8713) (-1.8699) (-2.0795) (-1.9675)
ROA 0.0689** 0.0519* 0.0094 0.0055
(2.2518) (1.8275) (0.4746) (0.3083)
Q -0.0011 -0.0099 0.0204*** 0.0112**
(-0.1477) (-1.3271) (4.2799) (2.5424)
TANG -0.0065 0.0013 0.0711*** 0.0592***
(-0.3441) (0.0774) (4.8919) (4.5373)
GRO -0.0013 -0.0027 0.0017 0.0028**
(-0.5406) (-1.2347) (1.3807) (2.3227)
Số quan sát 1,826 1,826 2,685 2,685
AR(1) 0.000 0.000 0.000 0.000
AR(2) 0.525 0.471 0.757 0.455
Hansen test 0.853 0.420 0.594 0.570
t statistics in parentheses. * p
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
thực hiện và kết quả trong các Bảng từ 4.2 đến Bảng 4.5 đều cho thấy kết quả nhất quán là
mặc dù có tự tương quan bậc 1 (Hàng AR(1) có ý nghĩa thống kê) nhưng các mô hình hoàn
toàn không bị tự tương quan bậc 2 (Hàng AR(2) không có ý nghĩa thống kê). Tuy nhiên, tự
tương quan bậc 1 đã được xử lý bằng tùy chọn 2 bước (two-step) khi ước lượng GMM hệ
thống nhằm giúp mô hình có tính hiệu quả hơn. Các hàng giá trị Hansen test cũng cho thấy
các biến công cụ được sử dụng trong mô hình là phù hợp. Từ đó có thể khẳng định rằng các
ước lượng cho các mô hình nghiên cứu là phù hợp và có độ tin cậy.
5. Kết luận
Bài nghiên cứu thực hiện trên mẫu trung bình hơn 400 doanh nghiệp niêm yết tại Việt
Nam trong giai đoạn 2009-2019 cho thấy đầu tư của doanh nghiệp sẽ bị sụt giảm nếu
CSTT thắt chặt và việc nắm giữ lượng tiền mặt dồi dào được xem như là công cụ quan
trọng giúp doanh nghiệp hạn chế các tác động bất lợi của CSTT thắt chặt lên hoạt động
đầu tư. Khi xem xét ảnh hưởng của môi trường đầu tư cấp tỉnh thành nơi doanh nghiệp
đặt trụ sở chính, kết quả nghiên cứu này nhất quán và có ý nghĩa thống kê cao với mẫu
các doanh nghiệp thuộc các tỉnh thành có môi trường kinh doanh thuận lợi hơn (thuộc
EDA, PCI cao hoặc năng lực ICT cao). Kết quả không có ý nghĩa đối với mẫu nghiên
cứu là các doanh nghiệp ngoài EDA, có ý nghĩa thấp hơn đối với nhóm doanh nghiệp
thuộc tỉnh thành có PCI hoặc ICT thấp hơn. Kết quả nghiên cứu cũng chỉ ra, đầu tư của
các doanh nghiệp tại các tỉnh thành có môi trường kinh doanh thuận lợi nhạy cảm hơn
với những thay đổi trong CSTT.
Tài liệu tham khảo
Almazan, A., Motta, A. D., Titman, S., & Uysal, V. (2010). Financial structure, liquidity and firm
locations. Journal of Finance, 65,529–563.
Almeida, H., Campello, M., Weisbach, M.S., 2004. The cash flow sensitivity of cash. Journal of
Finance, 59(4), 1777-1804
Bernanke, B.S., Gertler, M., 1995. Inside the black box: the credit channel of monetary policy
transmission. J. Econ. Perspect. 9 (4), 27–48.
Cảnh, N.P, (2014). Truyền dẫn của chính sách tiền tệ qua kênh giá tài sản tài chính: Nghiên cứu
thực nghiệm tại Việt Nam. Tạp chí Phát triển và hội nhập, 19(29).
Chege, S. M., Wang, D., & Suntu, S. L. (2020). Impact of information technology innovation on
firm performance in Kenya. Information Technology for Development, 26(2), 316-345.
Cuevas-Vargas, H., Estrada, S., & Larios-Gómez, E. (2016). The Effects of ICTs As Innovation
Facilitators for a Greater Business Performance. Evidence from Mexico. Procedia Computer
Science, 91, 47-56.
686
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
Dedrick, J., Kraemer, K. L., & Shih, E. (2013). Information technology and productivity in developed
and developing countries. Journal of Management Information Systems, 30(1), 97–122.
Duchin, R., Ozbas, O., Sensoy, B.A., 2010. Costly external finance, corporate investment, and
the subprime mortgage credit crisis. Journal of Financial Economics, 97(3), 418-435.
Gong, G.M., Meng, S., 2012. Monetary policy, financing constraints and corporate investment.
Res. Econ. Manage. 11, 95–104 (in Chinese).
Huang, Y.S., Song, F.M., Wang, Y., 2012. Monetary policy and corporate investment: evidence
from Chinese micro data. China World Econ. 20 (5), 1–20.
Jing, Q.L., Kong, X., Hou, Q.C., 2012. Monetary policy, investment efficiency and equity value.
Econ. Res. J. 47 (5), 96–106 (in Chinese).
Kashyap, A.K., Stein, J.C., Wilcox, D.W., 1993. Monetary policy and credit conditions: evidence
from the composition of external finance. Am. Econ. Rev. 83 (1), 78–98
Li, B., Liu, Q., 2017. On the choice of monetary policy rules for china: a bayesian DSGE
Approach. China Economic Review.44,166-185
Luo, M., Nie, W.Z., 2012. Fiscal policy, monetary policy and dynamic adjustment of corporate capital
structure: empirical evidence based on listed firms in China. Econ. Sci. 5, 18–32 (in Chinese).
Mileva, E. (2007), Using Arellano-Bond dynamic panel GMM estimators in stata, Economic
Department, Fordham University, July, 9.
Mishkin, F. S. (1996). The Channels of Monetary Transmission: Lessons for Monetary Policy.
National Bureau of Economic Research Working Paper Series, No. 5464.
Morck, R., Yavuz, M., & Yeung, B. (2013). State-Controlled Banks and the Effectiveness of
Monetary Policy. SSRN Electronic Journal. doi: 10.2139/ssrn.2255234
Nickell, S. (1981). Biases in Dynamic Models with Fixed Effects. Econometrica, 49(6), 1417-1426.
Niebel, T. (2018). ICT and economic growth – Comparing developing, emerging and developed
countries. World Development, 104, 197-211.
Oliner, S.D., Rudebusch, G.D., 1996. Is there a broad credit channel for monetary policy? Econ.
Rev. 1, 3–13.
Opler, T., Pinkowitz, L., Stulz, R., Williamson, R., 1999. The determinants and implications of
corporate cash holdings. Journal of Financial Economics, 52(1), 3–46
Poncet, S., Steingress, W., Vandenbussche, H., 2010. Financial constraints in China: Firm level
evidence. China Economic Review, 21(3), 411-422.
Qian, Y., 2013. A study on monetary policy and corporate investment: based on firm-level
dynamic panel data. Econ. Manage. 01, 37–43 (in Chinese).
Sang, T. M (2019). Tác động của chính sách tiền tệ đến tăng trưởng kinh tế. Tạp chí Tài chính kỳ
2 tháng 10/2019.
Shao, Y., Hernández, R., & Liu, P. (2015). Government intervention and corporate policies:
Evidence from China. Journal of Business Research, 68(6), 1205-1215
687
- HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA
ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
Thành, L.T., & Bình, N.Q. (2018). Chính sách tiền tệ và hoạt động đầu tư của doanh nghiệp:
Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam. Tạp chí nghiên cứu Kinh tế và Kinh doanh Châu Á,
29 (5), 46-67
Thơ, T. N., & Tuấn, N. H. (2013). Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam tiếp cận theo
mô hình SVAR. Tạp chí Phát triển và Hội nhập, (10 (20)), 8-16.
Tobin, J. (1969). A General Equilibrium Approach To Monetary Theory. Journal of Money,
Credit and Banking, 1(1), 15-29.
Vinh, V. X., & Cảnh, N. P. (2015). Các yếu tố ảnh hưởng đến kênh cho vay trong truyền dẫn
chính sách tiền tệ. Tạp chí Công nghệ Ngân hàng, (112), 38.
Yang, X., Han, L., Li, W., Yin, X., & Tian, L. (2017). Monetary policy, cash holding and
corporate investment: Evidence from China. China Economic Review, 46. doi:
10.1016/j.chieco.2017.09.001
Zulkhibri, M., 2013. Corporate investment behaviour and monetary policy: evidence from firm-
level data for Malaysia. Glob. Econ. Rev.42 (3), 269–290
688
nguon tai.lieu . vn
