Chính sách tiền tệ, nắm giữ tiền mặt, năng lực cạnh tranh và đầu tư doanh nghiệp tại Việt Nam

Nội dung text: Chính sách tiền tệ, nắm giữ tiền mặt, năng lực cạnh tranh và đầu tư doanh nghiệp tại Việt Nam

1. 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
2. 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
3. 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
4. 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
5. 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
6. 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
7. 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
8. 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
9. 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
10. 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
11. 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 푅 = GRO Doanh thu năm t-1 Báo cáo tài chính 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 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) 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
12. 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
13. 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
14. 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<0.1, p<0.05, p<0.01 Kết quả: Mô hình 1 cho thấy hệ số của biến MP mang giá trị âm nghĩa là CSTT có ảnh hưởng ngược chiều đối với hoạt động đầu tư. Do đó, nếu CSTT thắt chặt thì sẽ làm đầu tư của doanh nghiệp sụt giảm. Điều này phù hợp với khung lý thuyết về truyền dẫn CSTT và đồng thời củng cố kết quả của các nghiên cứu trước đó (Luo & Nie, 2012; Morck et al., 2013) và là đáp án cho câu hỏi nghiên cứu thứ nhất của bài nghiên cứu. Mô hình 2 cho thấy hệ số hồi quy của biến Cash và biến tương tác MP x Cash đều mang dấu dương cho thấy việc doanh nghiệp gia tăng nắm giữ tiền mặt có thể giúp làm giảm tác động bất lợi lên hoạt động đầu tư trong bối cảnh CSTT thắt chặt. Nói cách khác, nếu doanh nghiệp có nguồn tài trợ càng dồi dào thì mức độ phải điều chỉnh chính sách 682
15. 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<0.1, p<0.05, p<0.01 683
16. 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<0.1, p<0.05, p<0.01 Kết quả hồi quy trong Bảng 4.4, cho thấy tác động nhất quán của CSTT đến hoạt động đầu tư khi dấu của tất cả các mô hình đều âm và có ý nghĩa thống kê. Khi CSTT thắt chặt, đầu tư của các doanh nghiệp có trụ sở chính tại các tỉnh có PCI cao sụt giảm nhiều hơn so với các doanh nghiệp trong nhóm tỉnh thành có PCI thấp. Tuy nhiên, tác động của nắm giữ tiền mặt trong việc giảm thiểu tác động bất lợi của CSTT thắt chặt lên hoạt động đầu tư của các doanh nghiệp thuộc tỉnh thành có PCI thấp lại mạnh mẽ hơn so với tác động lên các doanh nghiệp thuộc tỉnh thành có PCI cao (hệ số MP x Cash khoảng 0.44% so với 0.39%). Kết quả này khá nhất quán với kết luận của Yang et al., (2017). Điều này hàm ý rằng, hoạt động đầu tư của các công ty hoạt động trong môi trường kém cạnh tranh 684
17. 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<0.1, p<0.05, p<0.01 Để đảm bảo tính tin cậy của các mô hình ước lượng, các kiểm định Arellano-Bond cho AR (1), AR (2) và kiểm định Overidentifying Restrictions hay kiểm định Hansen J test được 685
18. 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
19. 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
20. 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