Ảnh hưởng của dòng vốn quốc tế đến cấu trúc vốn doanh nghiệp: Bằng chứng thực nghiệm từ Việt Nam

Nội dung text: Ảnh hưởng của dòng vốn quốc tế đến cấu trúc vốn doanh nghiệp: Bằng chứng thực nghiệm từ Việt Nam

1. HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM 5 2. 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
2. 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
3. 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
4. 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
5. 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
6. 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
7. 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
8. 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
9. 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
10. 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
11. 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
12. 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
13. 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
14. 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
15. 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
16. 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
17. 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
18. 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
19. 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
20. 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
21. HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM 4.6. Kiểm định tính vững của kết quả nghiên cứu Phần này trình bày một số cách kiểm tra để xác nhận tính vững của các kết quả nghiên cứu. Đầu tiên, các hồi quy không sử dụng phương pháp tinh gọn số liệu (winsorization) được thực hiện để so sánh với các hồi quy sử dụng phương pháp tinh gọn số liệu ở 1% của hai đuôi phân phối của các quan sát trong mẫu. Các hệ số hồi quy tương tự nhau về dấu và ý nghĩa thống kê, cho thấy rằng mô hình không nhạy cảm với các giá trị ngoại lai và chúng không gây ra vấn đề gì đáng kể cho các phép hồi quy. Thứ hai, nghiên cứu xem xét khả năng các biến nghiên cứu trong năm (t − 1) có liên quan nhiều hơn đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp trong năm t so với các biến nghiên cứu này trong năm t; do đó, các giá trị trễ của các biến độc lập được đưa vào hồi quy với các biến đo lường đòn bẩy ở năm hiện tại. Hệ số hồi quy của biến dòng vốn ít có ý nghĩa thống kê hơn trong mô hình hồi quy với tổng đòn bẩy là biến phụ thuộc nhưng có quan hệ chặt chẽ hơn trong mô hình hồi quy với đòn bẩy dài hạn và đòn bẩy thị trường dài hạn. Thứ ba, kiểm tra các ngành nghiên cứu ngoài mẫu nghiên cứu chính (out-of-sample test) được sử dụng, trong đó tất cả các lĩnh vực đều được đưa vào. Mối quan hệ giữa dòng vốn và đòn bẩy là không đáng kể. Hệ số quy mô và tính hữu hình chỉ có ý nghĩa ở mức 10%, và bao gồm các lĩnh vực tài chính có thể tạo ra sự sai lệch trong kết quả hồi quy. Hơn nữa, các biến giả theo ngành và năm được đưa vào mô hình hồi quy. Kết quả chỉ ra rằng không xảy ra những thay đổi đáng kể trong các biến nghiên cứu. Cụ thể, khi dòng vốn tăng 1%, đòn bẩy thị trường dài hạn giảm 0,92% khi các biến số khác không đổi. 5. Kết luận, hàm ý chính sách và hướng nghiên cứu tương lai Kết quả nghiên cứu cho thấy dòng vốn có mối quan hệ thuận chiều với cấu trúc vốn trong dài hạn, điều này cho thấy rằng các doanh nghiệp nên tăng cường sử dụng nợ dài hạn so với khả năng sẵn có của nguồn vốn quốc tế. Điều này giải thích sự hiện diện đáng kể của các doanh nghiệp đa quốc gia thông qua các khoản đầu tư trực tiếp của họ trong dài hạn. Mối quan hệ này mạnh mẽ hơn trong giai đoạn 2008-2014 so với 2015-2019 trong bối cảnh dòng vốn quốc tế tính theo GDP toàn cầu giảm xuống mức 1,6% năm 2013, thấp hơn mười lần so với mức 16% GDP năm 2007 (Forbes & Warnock, 2012). Kết quả cũng chỉ ra rằng dòng vốn ảnh hưởng đến các loại hình doanh nghiệp khác nhau theo những cách khác nhau, theo đó kết quả cho thấy tác động mạnh hơn của dòng vốn đối với cấu trúc vốn của các doanh nghiệp phi sản xuất. Thực tế cho thấy, các doanh nghiệp phi sản xuất đòi hỏi đầu tư thường xuyên, vì vậy họ tích cực tìm kiếm nguồn vốn quốc tế. 778
22. HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM Một phát hiện chính khác là tài chính nợ ngắn hạn đóng vai trò quan trọng trong cơ cấu nợ của các doanh nghiệp phi tài chính Việt Nam; kết quả này không được ủng hộ từ cả quan điểm tài chính và quan điểm ổn định hoạt động. Các yếu tố kinh tế vĩ mô có tác động mạnh hơn đến giá trị thị trường của các doanh nghiệp so với giá trị sổ sách. Hơn nữa, các doanh nghiệp sản xuất sử dụng ít vay nợ hơn các doanh nghiệp phi sản xuất để thúc đẩy tăng trưởng do họ gặp khó khăn trong việc vay nợ so với triển vọng tăng trưởng trong tương lai. Trong nghiên cứu này, chúng tôi đưa ra bằng chứng cho thấy dòng vốn trong bối cảnh hội nhập tài chính tác động đến quyết định cấu trúc vốn ở Việt Nam. Cụ thể, khi kiểm tra mối quan hệ tuyến tính giữa dòng vốn và các thước đo khác nhau của đòn bẩy, kết quả chỉ ra rằng dòng vốn có liên quan đáng kể đến tổng đòn bẩy và đòn bẩy dài hạn cả về giá trị sổ sách và thị trường. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Köksal &Orman (2015) trong bối cảnh nền kinh tế mới nổi. Dòng vốn gia tăng có hai tác động. Sự phát triển mạnh mẽ của thị trường chứng khoán đã cung cấp cho các doanh nghiệp một giải pháp thay thế tài chính quan trọng. Nếu chi phí tài trợ bằng nợ cao hơn chi phí tài trợ vốn cổ phần, các doanh nghiệp sẽ điều chỉnh cơ cấu vốn của mình cho phù hợp. Kết quả mạnh hơn trong hệ số hồi quy của dòng vốn trong giai đoạn 2008-2014 ngụ ý mức độ quan trọng của dòng vốn từ các ngân hàng nước ngoài vào bất động sản và thị trường chứng khoán. Điều này gây ra khủng hoảng ngân hàng và bong bóng tài sản do khủng hoảng siêu lạm phát năm 2008. Khi xem xét mối quan hệ này trong các mẫu doanh nghiệp sản xuất và phi sản xuất, nghiên cứu cho thấy dòng vốn chảy vào các ngành phi sản xuất đáng chú ý hơn, do đó tác động đến các quyết định cấu trúc vốn trong các ngành đó ở mức độ lớn hơn trong giai đoạn mẫu nghiên cứu. Đối với các biến kiểm soát đặc điểm nội bộ của từng doanh nghiệp phù hợp với các nghiên cứu trước đây về cấu trúc vốn doanh nghiệp ở Việt Nam. Sự khác biệt về kết quả của biến tài sản hữu hình có thể được hiểu theo hai cách. Thứ nhất, Việt Nam đã trải qua một cuộc suy thoái kinh tế đáng kể, được phản ánh bởi tỷ lệ lạm phát đạt đỉnh trên 20% vào năm 2008 (Ngân hàng Thế giới, 2016). Tỷ lệ lạm phát cao này làm tăng lãi suất và rủi ro tiền tệ, do đó, các doanh nghiệp gặp khó khăn trong việc tiếp cận tín dụng và buộc phải giảm vay. Hơn nữa, các doanh nghiệp nhỏ hơn có xu hướng phát triển nhanh hơn và thu nhập giữ lại của họ thường không đủ để thúc đẩy cơ hội tăng trưởng của họ; do đó, họ phải tìm kiếm nguồn tài chính từ bên ngoài. Nghiên cứu cung cấp bằng chứng cho những thay đổi tương ứng trong cấu trúc vốn đối với môi trường kinh tế. Kết quả của nó cho thấy rằng trong giai đoạn từ năm 2015 779
23. HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM 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, trong khi khả năng giải thích của lý thuyết đánh đổi giảm đi so với trường hợp giai đoạn từ năm 2008 đến 2014. Do đó, khi môi trường kinh tế trở nên ổn định và thuận lợi hơn, cấu trúc vốn doanh nghiệp liên quan nhiều hơn đến lý thuyết trật tự phân hạng và ít liên quan đến lý thuyết đánh đổi. Hơn nữa, kết quả cho thấy các doanh nghiệp trong các ngành khác nhau có cấu trúc vốn khác nhau. Xem xét giá trị thị trường vốn chủ sở hữu, các doanh nghiệp sản xuất sử dụng nợ dài hạn ít hơn để thúc đẩy các khoản đầu tư của họ so với các doanh nghiệp phi sản xuất. Điều này phù hợp với thực tế vì nền kinh tế Việt Nam là một môi trường lạm phát cao. Thêm vào đó, các doanh nghiệp sẽ mất nhiều thời gian hơn để thu hồi các khoản đầu tư vào chi phí cố định và ngành sản xuất dựa vào các chính sách ổn định của chính phủ để phát triển dưới áp lực cạnh tranh từ nước ngoài. Hàm ý chính sách Bước chuyển mình đáng chú ý của Việt Nam là sự kiện Việt Nam gia nhập WTO vào tháng 1-2007 sau nhiều năm đàm phán, từ đó làm nền tảng để hàng hóa của Việt Nam được giao dịch rộng rãi và hơn nữa giúp thu hút vốn và cải thiện môi trường đầu tư. Theo ước tính, dòng vốn FDI đã phá kỷ lục trong lịch sử của Việt Nam (Năm 2008). Theo đó, vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài đăng ký đạt khoảng 71,7 tỷ USD trong năm 2008; gấp ba lần năm 2006 và bảy lần năm 2005 với khoảng 12 tỷ USD. Đặc biệt, nhiều nhà đầu tư nước ngoài toàn cầu như Microsoft trong lĩnh vực công nghệ thông tin, Formosa trong lĩnh vực thép và Samsung trong lĩnh vực điện tử đã lần đầu tiên tìm hiểu và thâm nhập dần thị trường Việt Nam. Giai đoạn 2007 - 2011, giải ngân vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) đã tăng nhanh hơn so với thời kỳ trước tuy kết quả còn hạn chế. Ví dụ, mặc dù nhận được nhiều dòng vốn FDI trong năm 2007 và 2008, nhưng Việt Nam chỉ giải ngân được 8 đến 11,5 tỷ USD trong hai năm, thấp hơn nhiều so với hứa hẹn của FDI. Đánh giá của USAID của Mỹ về Chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh năm 2010 (PCI 2010) xác nhận rằng các doanh nghiệp FDI tại Việt Nam có quy mô tương đối nhỏ và lợi nhuận chủ yếu là hợp đồng phụ với các công ty đa quốc gia lớn hơn, do đó thu được giá trị thấp nhất trong quá trình sản xuất và giá trị toàn cầu chuỗi3. 3Tuy nhiên, vấn đề môi trường cũng liên quan đến các dự án FDI với công nghệ thấp và ô nhiễm trong lĩnh vực sản xuất là những tiêu cực cho sự phát triển bền vững lâu dài ở Việt Nam. Trong trường hợp Vedan của Đài Loan và Ajinomoto của Hàn Quốc, chất thải đã được đổ trực tiếp ra sông. 780
24. HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM Nghiên cứu này đưa ra một số gợi ý cho các nhà hoạch định chính sách. Kết quả bài nghiên cứu cho thấy, dòng vốn nước ngoài có thể gây ra thay đổi trong cấu trúc vốn của doanh nghiệp. Mối quan hệ này xảy ra do các dòng vốn nước ngoài thay vì chảy trực tiếp vào thị trường chứng khoán thì lại chảy vào các quỹ đầu tư. Các doanh nghiệp nội địa có thể vay từ các quỹ đầu tư này, dẫn tới sử dụng nhiều đòn bầy sổ sách và ít sử dụng đòn bẩy thị trường. Như vậy, các doanh nghiệp có thể thay đổi cấu trúc vốn của mình dựa trên dòng vốn ngoại. Vì vậy để thu hút vốn đầu tư nước ngoài, các nhà làm chính sách cần phải minh bạch hóa thông tin trên thị trường bên cạnh việc tạo ra các sản phẩm đa dạng (tiệm cận quốc tế) để các quỹ nước ngoài gia tăng đầu tư của mình vào thị trường tiềm năng như Việt Nam. Đến lượt các doanh nghiệp, từ việc có thể tiếp cận gián tiếp nguồn vốn dồi dào này, các doanh nghiệp có thể cân nhắc thay đổi cấu trúc vốn của mình để thích hợp với quy mô và mục tiêu hiệu quả kinh doanh theo kế hoạch mà doanh nghiệp mong muốn. Hạn chế và hướng nghiên cứu tương lai Các nghiên cứu trong tương lai có thể phát triển dựa trên nghiên cứu này bằng cách sử dụng mô hình hồi quy động Moment Tổng quát (GMM) để giải quyết vấn đề nội sinh có thể tồn tại. Bên cạnh đó, các nhà nghiên cứu có thể kiểm tra mối quan hệ phi tuyến tính giữa cấu trúc vốn và dòng vốn bằng cách sử dụng hàm bậc hai và hồi quy phân vị (quantile regression) theo nghiên cứu của Khan et al. (2020). Bổ sung biến đại diện cho chính sách trợ cấp cho các ngành và khu vực đặc thù (ví dụ ở Việt Nam là Dung Quất và Vân Đồn) có thể giúp cung cấp thông tin chi tiết về sự tăng trưởng của các ngành bị ảnh hưởng. Tài liệu tham khảo Alfaro, L., Chandna, A., Kalemli-Ozcan, S., & Sayek, S. (2004). FDI and economic growth: The role of local financial markets. Journal of International Economics, 64(1), 445–465. Baum, C. F., Caglayan, M., & Rashid, A. J. E. E. (2017). Capital structure adjustments: Do macroeconomic and business risks matter? Empirical Economics, 53(4), 1463–1502. Biger, N., Hoang, Q., & Nguyen, N. V. (2008). The determinants of capital structure: Evidence from Vietnam. International Review of Financial Analysis, 8(1), 307–326. https;//doi.org/10.1016/S1569-3767(07)00015-5 Booth L., Aivazian V., Demirgüç-Kunt A., & Maksimovic V. (2001). Capital structures in developing countries. The Journal of Finance, 56(1), 87–130. 1082.00320 781
25. HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM Brander, J. A., & Lewis, R. T. (1986). Oligopoly and financial structure: The limited liability effect. The American Economic Review, 76(5), 956–970. Campello, M. (2006). Debt financing: Does it boost or hurt firm performance in product markets? Journal of Financial Economics, 82(1), 135–172. Chang, X., Chen, Y., & Dasgupta, S. (2019). Macroeconomic conditions, financial constraints, and firms’ financing decisions. Journal of Banking & Finance, 101, 242–255. Chen, J. J. (2004). Determinants of the capital structure of Chinese-listed companies. Journal of Business Research, 57(12), 1341–1351. Choi, J., Hackbarth, D., & Zechner, J. (2018). Corporate debt maturity profiles. Journal of Financial Economics, 130(3), 484–502. De Jong, A., Kabir, R., & Nguyen, T. T. (2008). The capital structure around the world: The roles of the firm and country-specific determinants. Journal of Banking and Finance, 32(9), 1954– 1969. DeAngelo, H., & Masulis, R. W. (1980). The optimal capital structure under corporate and personal taxation. Journal of Financial Economics, 8(1), 3–27. 405X(80)90019-7 Demirgüç-Kunt, A., Martinez-Peria, M. S., & Tressel, T. (2020). The global financial crisis and the capital structure of firms: Were the impact more severe among SMEs and non-listed firms? Journal of Corporate Finance, 60, 101514. Driscoll, J. C., & Kraay, A. C. (1998). Consistent covariance matrix estimation with spatially- dependent panel data. Review of Economics and Statistics, 80(4), 549– 560. Dunning, J. (1988). The eclectic paradigm of international production: A restatement and some possible extensions. Journal of International Business Studies, 19, 1–31. Forbes, K. J., & Warnock, F. E. (2012). Capital flow waves: Surges, stops, flight, and retrenchment. Journal of International Economics, 88, 235–251. Frank, M. Z., & Goyal, V. K. (2008). Trade-off and pecking-order theories of debt. Handbook of Empirical Corporate Finance: Empirical Corporate Finance, 2008(2), 135–202. Institute of International Finance. (2016). Capital flows to emerging markets. Jiraporn, P., & Liu, Y. (2008). Capital structure, staggered boards, and firm value. Financial Analysts Journal, 64(1), 49–60. 782
26. HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM Jones, C., & Temouri, Y. (2016). The determinants of tax haven FDI. Journal of World Business, 51(2), 237–250. Khan, K., Qu, J., Shah, M. H., Bah, K., & Khan, I. U. (2020). Do firm characteristics determine the capital structure of Pakistan listed firms? A quantile regression approach. The Journal of Asian Finance, Economics, and Business, 7(5), 61–72. Köksal, B., & Orman, C. (2015). Determinants of capital structure: Evidence from a major developing economy. Small Business Economics, 44(2), 255–282. Korinek, A., & Sandri, D. (2016). Capital controls or macroprudential regulation? Journal of International Economics, 99, 27–42. Kose, M. A., Prasad, E. S., & Terrones, M. E. (2006). How do trade and financial integration affect the relationship between growth and volatility? Journal of International Economics, 69(1), 176–202. Kraus, A., & Litzenberger, R. (1973). A state-preference model of optimal financial leverage. Journal of Finance, 28(4), 911–922. Le, T. P. V., & Phan, T. B. N. (2017). Capital structure and firm performance: Empirical evidence from a small transition country. Research in International Business and Finance, 42, 710– 726. Li, L., & Islam, S. Z. (2019). Firm and industry-specific determinants of capital structure: Evidence from the Australian market. International Review of Economics & Finance, 59, 425–437. Meyer, K., & Sinani, E. (2009). When and where does foreign direct investment generate positive spillovers? A meta-analysis. Journal of International Business Studies, 40, 1075–1094. Miao, J. (2005). Optimal capital structure and industry dynamics. The Journal of Finance, 60(6), 2621–2659. Modigliani, F., & Miller, M. (1958). The cost of capital, corporation finance, and the theory of investment. American Economic Review, 48(3), 261–297. Myers, S. C., & Majluf, N. S. (1984). Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have. Journal of Financial Economics, 13(2), 187– 221. Nguyen, N. M., & Tran, K. T. (2020). Factors affecting capital structure of listed construction companies on Hanoi Stock Exchange. The Journal of Asian Finance, Economics, and Business, 7(11), 689–698. Öztekin, Ö. (2015). Capital structure decisions around the world: Which factors are reliably important? Journal of Financial and Quantitative Analysis, 50(3), 301–323. 783
27. HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM Rajan, R. G., & Zingales, L. (1995). What do we know about capital structure? The Journal of Finance, 50(5), 1421–1460. Reuters. (2017). Vietnam banks’ assets, registered capital. Jr., R. A. (1985). Secular patterns in the financing of U.S. corporations. In B. M. Friedman (Ed.), Corporate capital structures in the United States (pp. 13–80). Chicago: University of Chicago Press. Tahir, S. H., Moazzam, M. M., Sultana, N., Ahmad, G., Shabir, G., & Nosheen, F. (2020). Firm’s risk and capital structure: An empirical analysis of seasonal and non-seasonal businesses. The Journal of Asian Finance, Economics, and Business, 7(12), 627–633. Thai, A., & Hoang, T. M. (2019). The impact of large ownership on the capital structure of Vietnamese listed firms. Afro-Asian Journal of Finance and Accounting, 9(1), 80–100. Thakolwiroj, C., & Sithipolvanichgul, J. (2021) Board characteristics and capital structure: Evidence from Thai listed companies. (2021). The Journal of Asian Finance, Economics, and Business, 8(2), 861-872. Titman, S., & Wessels, R. (1988). The determinants of capital structure choice. The Journal of Finance, 43(1), 1–19. Wald, J. K. (1999). How firm characteristics affect capital structure: An international comparison. Journal of Financial Research, 22(2), 161–188. 6803.1999.tb00721 World Bank. (2011). Vietnam development report 2012: Market economy for a middle-income Vietnam. development-report-2012-market-economy-middle-income-vietnam World Bank. (2016). Data of the World Bank. World Economic Forum. (2014). Global competitiveness report, 2014–2015. –2015 784