Chính sách tiền tệ và đầu tư doanh nghiệp: Bằng chứng tại Việt Nam

Nội dung text: Chính sách tiền tệ và đầu tư doanh nghiệp: Bằng chứng tại Việt Nam

1. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ ĐẦU TƯ DOANH NGHIỆP: BẰNG CHỨNG TẠI VIỆT NAM MONETARY POLICY AND FIRM INVESTMENT DECISION: EVIDENCE FROM VIETNAM ThS. Lương Thị Thảo Trường Đại học Kinh tế TP.HCM thaoluong@ueh.edu.vn Tóm tắt Bài nghiên cứu này xem xét mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ và hoạt động đầu tư của gần 500 doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn 2009-2019. Thông qua ước lượng GMM hệ thống 2 bước, kết quả cho thấy việc thắt chặt chính sách tiền tệ có tác động làm giảm đầu tư của doanh nghiệp. Tuy nhiên, việc nắm giữ tiền mặt cao sẽ giúp doanh nghiệp hạn chế được các tác động bất lợi của chính sách tiền tệ thắt chặt đối với hoạt động đầu tư. Ngoài ra, các doanh nghiệp ít bị hạn chế tài chính và các doanh nghiệp do nhà nước sở hữu chi phối nhờ những lợi thế trong tiếp cận nguồn tài trợ sẽ ít phải cắt giảm đầu tư so với các doanh nghiệp khác trong bối cảnh thắt chặt tiền tệ. Từ khóa: Chính sách tiền tệ, đầu tư doanh nghiệp, hạn chế tài chính, nắm giữ tiền mặt Abstract This paper examines the relationship between monetary policy and firm investment decision of nearly 500 listed companies in Vietnam over the period of 11 years, from 2009 to 2019. Using system GMM two step estimator, the results show that the tightening of monetary policy does re- duce corporate investment activities. This adverse effect, however, can be mitigated by high cash holding ratio. Additionally, firms with less financial constraints and firms with state-dominant ownership have a better access to finance than others, so their investment activities seem to be less sensitive to monetary policy changes. Keywords: Monetary policy, firm investment, financial constraints, cash holding 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 cùa 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 1164
2. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 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 bố (Lại Trung Thành & Nguyễn Quang Bình, 2018). Đặc biệt nghiên cứu về vai trò của nắm giữ tiền mặt và cấu trúc sở hữu đối với mối quan hệ giữa CSTT và nắm giữ tiền mặt chưa có nghiên cứu nào được công bố chính thức. Ngoài ra, việc điều hành CSTT trong bối cảnh vĩ mô toàn cầu bất ổn ngày càng gia tăng là một thách thức lớn, đặc biệt đối với quốc gia mới nổi và đang tích cực hội nhập quốc tế như Việt Nam. Vì thế, lượng hóa các tác động của CSTT nhằm tránh gây những tác động bất lợi đối với hoạt động của doanh nghiệp là vấn đề có tính thực tiễn và cấp thiết. Trên cơ sở đó, tác giả thực hiện bài nghiên cứu này với mục tiêu đánh giá ảnh hưởng của CSTT đối với hoạt động đầu tư của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam và lượng hóa ảnh hưởng của nắm giữ tiền mặt lên mối quan hệ giữa CSTT và đầu tư trên cơ sở có xem xét đến các đặc tính của doanh nghiệp như cấu trúc sở hữu và mức độ hạn chế tài chính. Để đạt mục tiêu nghiên cứu này, bài nghiên cứu sẽ lần lượt 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, liệu mức nắm giữ tiền mặt cao có giúp hạn chế những ảnh hưởng bất lợi của CSTT thắt chặt đến hoạt động đầu tư của doanh nghiệp không? Thứ ba đầu tư của các doanh nghiệp hạn chế tài chính cao và của các doanh nghiệp hạn chế tài chính thấp khác nhau như thế nào khi CSTT thắt chặt? Thứ tư, các doanh nghiệp do nhà nước sự chi phối sở hữu chi phối có lợi thế so với các doanh nghiệp thuộc sở hữu khác trong việc giảm thiểu ảnh hưởng bất lợi của CSTT lên hoạt động đầu tư hay không? 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, kết quả 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 mức hạn chế tài chính cao sụt giảm mạnh hơn so với đầu tư của các doanh nghiệp có hạn chế tài chính thấp. (iv) Việc có lợi thế hơn trong việc tiếp cận nguồn tài trợ khi CSTT thắt chặt, khiến các doanh nghiệp do nhà nước sở hữu chi phối ít phải cắt giảm hoạt động đầu tư hơn so với các doanh nghiệp thuộc nhóm sở hữu khác. Những phát hiện này của bài nghiên cứu được kỳ vọng sẽ đem lại những hàm ý cho các nhà hoạch định chính sách và các nhà điều hành doanh nghiệp. 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 1165
3. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 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. 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 (i r) 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↑ → i r ↓ → 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. 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 ↑ 1166
4. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 Nguồn: Tổng hợp từ nghiên cứu của Mishkin (1996) Hình 1.1: Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ 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 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 làm gây 1167
5. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 ra hai tác động: (i) Giá trị tài sản ròng trên BCĐKT của công ty giảm làm giảm giá trị tài sản thế chấp, 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. (ii) 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 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 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 1168
6. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 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. 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: 1169
7. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 Invest i,t =β0+ β1Invest i,t-1 + β2MP i,t-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: Invest i,t =β0+ β1Invest i,t-1 + β2MP i,t-1 + β3Cash i,t-1 + β4 MP i,t-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 Invest i,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 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. Invest i,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. MP i,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. Cash i,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 2 đặc tính của doanh nghiệp là hạn chế tài chính và cấu trúc sở hữu. 1170
8. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 Thứ nhất, theo Bernanke & Gertler (1995), CSTT ảnh hưởng đến đầu tư của doanh nghiệp thông qua cả kênh lãi suất và mức độ hạn chế tài chính. Một doanh nghiệp được xem là hạn chế tài chính khi doanh nghiệp đó khó tiếp cận đến nguồn tài trợ bên ngoài, hoặc doanh nghiệp đó bị hạn chế về nguồn tài trợ bên trong. Chatelain & Tiomo (2003) chỉ ra rằng CSTT ảnh hưởng đầu tư của doanh nghiệp thông qua kênh lãi suất, tác động đến chi phí sử dụng vốn và thông qua kênh tín dụng vì có thể gây hạn chế khả năng tiếp cận đối với nguồn tài trợ bên ngoài. Kaplan & Zin - gales (1997) sử dụng những chỉ báo về tính thanh khoản của công ty để đại diện cho việc hạn chế nguồn tài trợ bên trong. Chỉ số Kaplan-Zingales (KZ-Index) được xây dựng dựa trên mô hình 5 nhân tố (Lamont et al., 2001) như sau: KZ = -1,002xCF/K + 0,282xQ + 3,139xTổng nợ/Tổng vốn - 39,368xCổ tức/K - 1,315 x Tiền mặt nắm giữ/K Với K là giá trị đầu tư tài sản cố định. Trong mô hình trên; các hệ số dòng tiền, cổ tức, tiền mặt nắm giữ có mối quan hệ nghịch biến với KZ. Nghĩa là khi dòng tiền càng cao, chi cổ tức càng nhiều và tiền mặt nắm giữ càng lớn chứng tỏ công ty đó ít bị hạn chế tài chính và do đó chỉ số KZ lúc này càng nhỏ. Còn nợ vay và hệ số Q có tác động cùng chiều lên khả năng hạn chế tài chính vì khi công ty vay nợ càng nhiều thì chứng tỏ công ty đang bị hạn chế về nguồn tài trợ nội bộ, từ đó dẫn đến khả năng hạn chế tài chính cao hơn. Trong bối cảnh CSTT thắt chặt, các doanh nghiệp khó tiếp cận nguồn tài trợ bên ngoài nên sẽ phụ thuộc nhiều vào nguồn nội bộ để tài trợ cho quyết định đầu tư. Nếu chính các nguồn tài trợ nội bộ cũng hạn chế thì rõ ràng khả năng điều chỉnh mạnh trong hoạt động đầu tư là có thể xảy ra. Tác giả sẽ dựa vào kết quả tính toán KZ theo mô hình trên để thực hiện phân loại doanh nghiệp thành 2 nhóm: nhóm hạn chế tài chính cao gồm những doanh nghiệp có KZ lớn hơn giá trị KZ trung vị của từng ngành theo từng năm và nhóm hạn chế tài chính thấp gồm những doanh nghiệp có KZ nhỏ hơn KZ trung vị ngành (Yang et al., 2017). Giả thuyết nghiên cứu được đặt ra là: H3: Khi thắt chặt CSTT thì đầu tư của nhóm doanh nghiệp hạn chế tài chính cao sẽ chịu tác động sụt giảm mạnh hơn so với đầu tư của những doanh nghiệp còn lại. Thứ hai dựa trên cấu trúc sở hữu, tác giả tiến hành phân loại mẫu thành nhóm doanh nghiệp do nhà nước nắm giữ tỷ lệ sở hữu chi phối (từ 51% vốn trở lên) và nhóm các doanh nghiệp còn lại. Nhà nước nắm giữ tỷ lệ chi phối trong doanh nghiệp có thể thúc đẩy hoạt động đầu tư và tăng trưởng thông qua đẩy nhanh tiếp cận nguồn vốn và chuyển giao công nghệ (Rosenstein-Rodan, 1943; Morris & Adelman, 1988), tăng cường chất lượng và đổi mới sản phẩm (Hart et al., 1996) hay dễ tiếp cận các cơ hội kinh doanh có giá trị khác (Sapienza, 2004). Từ nghiên cứu của Shleifer & Vishy (1994) đến nghiên cứu của Shen et al., (2016), Ding et al., (2016) đều cho rằng các doanh nghiệp do nắm giữ tỷ lệ sở hữu chi phối thường có sự bảo hộ của chính phủ nên các doanh nghiệp này dễ tiếp cận các nguồn tài trợ bên ngoài hơn. Cụ thể, nghiên cứu của Brandt & Li (2003), Ge & Qiu (2007), Firth et al.,( 2012) tại thị trường Trung Quốc cho thấy, các ngân hàng quốc doanh thường có xu hướng đặt ra ít ràng buộc hơn về điều kiện cấp tín dụng đối với các doanh nghiệp do nhà nước chi phối. Vì điều này, tác động của CSTT đến hoạt động đầu tư có thể không giống nhau nếu doanh nghiệp có sự khác biệt lớn trong tỷ lệ sở hữu nhà nước. Để lượng hóa điều này, tác giả tiến hành thu thập dữ liệu về tỷ lệ sở hữu của nhà nước tại các doanh nghiệp niêm yết trong mẫu và tiến hành phân loại bằng cách đặt biến giả State. Biến State nhận giá trị 1 1171
9. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 nếu tỷ lệ sở hữu nhà nước trong doanh nghiệp từ 51% trở lên và ngược lại nhận giá trị 0. Dựa trên những lập luận trên, giả thuyết nghiên cứu được đặt ra như sau: H4: Khi CSTT thắt chặt, hoạt động đầu tư của các doanh nghiệp do nhà nước sở hữu chi phối ít bị ảnh hưởng hơn so với đầu tư của các doanh nghiệp khác. Bảng 3.1: Tóm tắt thông tin và cách tính các biến trong các mô hình Biến Diễn giải Nguồn INVt Chi mua tài sản cố định trong năm – Dòng tiền thu từ thanh lý tài sản Báo cáo tài chính Tổng tài sản MP Bằng số đối của giá trị tăng trưởng cung tiền M2 ADB Cash Tiền và các khoản tương đương tiền + Đầu tư ngắn hạn Báo cáo tài chính Tổng tài sản CF Dòng tiền hoạt động kinh doanh/Tổng tài sản Báo cáo tài chính Q Hệ số Q của Tobin. Q = Giá trị thị trường của vốn cổ phần + Giá trị sổ sách của nợ 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 GRO RO = Doanh thu nămt – Doanh thu năm t-1 Báo cáo tài chính Doanh thu năm t-1 State Là biến giả, nhận giá trị 1 nếu nhà nước nắm giữ tỷ lệ sở hữu chi phối từ Fiinpro 51% vốn của doanh nghiệp trở lên, ngược lại nhận giá trị 0. KZ Mô hình 5 nhân tố của Lamont et al., (2001) Báo cáo tài chính 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) 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 1172
10. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 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. Bảng 3.2. Thống kê về các công ty trong mẫu theo từng năm Toàn mẫu Nhà nước sở hữu chi phối Doanh nghiệp khác Năm Số công ty % theo năm Số công ty Tỷ trọng Số lượng Tỷ trọng 2009 296 5,92% 115 38,85% 181 61,15% 2010 412 8,25% 134 32,52% 278 67,48% 2011 447 8,95% 133 29,75% 314 70,25% 2012 461 9,23% 127 27,55% 334 72,45% 2013 476 9,53% 152 31,93% 324 68,07% 2014 484 9,69% 148 30,58% 336 69,42% 2015 484 9,69% 142 29,34% 342 70,66% 2016 484 9,69% 130 26,86% 354 73,14% 2017 484 9,69% 127 26,24% 357 73,76% 2018 484 9,69% 99 20,45% 385 79,55% 2019 484 9,69% 108 22,31% 376 77,69% Tổng 4.996 100% 1.415 3.581 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 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. 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, mức đầu tư trung bình của các doanh nghiệp do nhà nước sở hữu chi phối cao hơn (4,79%) so với mức của nhóm doanh nghiệp thuộc sở hữu khác (3,95%). Đáng chú ý là tỷ lệ đầu tư trung bình của các doanh nghiệp thuộc nhóm hạn chế tài chính cao lại vượt trội hơn nhóm doanh nghiệp hạn chế tài chính 1173
11. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 thấp (4,5% so với 3,87%). 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 loại hình doanh nghiệp phân theo cấu trúc sở hữu cũng như theo mức độ hạn chế tài chính. Bảng 4.1. Thống kê mô tả dữ liệu DN do nhà nước DN thuộc DN hạn chế DN hạn chế Toàn mẫu sở hữu chi phối sở hữu khác tài chính thấp tài chính cao Biến Mean SD Mean SD Mean SD Mean SD Mean SD Investi,t 0,0418 0,0880 0,0479 0,0865 0,0395 0,0885 0,0387 0,0781 0,0450 0,0970 MP -18,2029 5,9103 -18,2723 5,9181 -18,1754 5,9078 -18,1277 5,8134 -18,2800 6,0083 Cash 0,1350 0,1418 0,1460 0,1535 0,1306 0,1366 0,1937 0,1602 0,0747 0,0850 CF 0,0417 0,1232 0,0596 0,1264 0,0347 0,1212 0,0567 0,1385 0,0264 0,1030 LEV 0,2658 0,2326 0,2650 0,2290 0,2661 0,2340 0,1950 0,2113 0,3384 0,2311 SIZE 13,3300 1,4656 13,4976 1,3852 13,2637 1,4911 13,2404 1,4238 13,4218 1,5019 ROA 0,0581 0,0822 0,0637 0,0724 0,0559 0,0856 0,0824 0,0860 0,0333 0,0698 Q 1,0314 0,4260 1,0393 0,3793 1,0283 0,4431 1,1037 0,4924 0,9572 0,3289 TANG 0,1973 0,1930 0,2582 0,2261 0,1732 0,1724 0,1349 0,1339 0,2613 0,2213 GRO 0,0669 0,6655 0,0642 0,5333 0,0680 0,7111 0,0836 0,6703 0,0498 0,6603 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). 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) 1174
12. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 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 giả thuyết H1 của bài nghiên cứu cũng như 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). 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 (giả thuyết H2). Nói cách khác, nếu doanh nghiệp có nguồn tài trợ càng dồi dào thì mức độ phải điều chỉnh chính sách đầu tư trước các cú sốc của CSTT sẽ càng thấp. Điều này phù hợp với một số các nghiên cứu thực nghiệm trước đó, Duchin et al. (2010), Yang et al. (2017). Để kiểm định giả thuyết nghiên cứu H3, tác giả thực hiện phân loại mẫu thành 2 nhóm gồm hạn chế tài chính thấp và hạn chế tài chính cao. Sau đó lần lượt thực hiện hồi quy Mô hình 1175
13. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 (1) và (2) cho từng nhóm. Kết quả chi tiết trình bày trong Bảng 4.3 cho thấy; khi CSTT thắt chặt, hoạt động đầu tư của các doanh nghiệp thuộc nhóm hạn chế tài chính cao chịu tác động giảm lớn hơn (-0,0006) so với mức giảm trong đầu tư của nhóm hạn chế tài chính thấp (-0,0005), phù hợp giả thuyết H3. So sánh hệ số của các biến Cash và MP x Cash của 2 nhóm, ta thấy chiều hướng tác động là như nhau (các hệ số cùng mang giá trị dương) nhưng về độ lớn thì nhóm hạn chế tài chính cao có các hệ số lớn hơn một chút so với các hệ số của nhóm hạn chế tài chính thấp. Điều này hàm ý rằng, đối với các doanh nghiệp hạn chế tài chính cao, tiền mặt đóng vai trò quan trọng hơn trong việc giảm thiểu tác động bất lợi từ CSTT thắt chặt đến hoạt động đầu tư. Kết quả này khá tương đồng với kết luận từ nghiên cứu của Yang et al. (2017) tại thị trường Trung Quốc. Bảng 4.3: Kết quả hồi quy cho mẫu phân loại theo mức độ hạn chế tài chính Nhóm hạn chế tài chính thấp Nhóm hạn chế tài chính cao Mô hình (1) Mô hình (2) Mô hình (1) Mô hình (2) _cons 0,0046 -0,0082 -0,0217 -0,0143 (0,3215) (-0,6087) (-0,9820) (-0,7587) Invest i,t-1 0,0802 0,0784 0,0569 0,1814 (3,6742) (3,5465) (1,4928) (8,0090) MP -0,0005 -0,0011 -0,0006 -0,0008 (-1,9812) (-3,9169) (-2,2951) (-3,1969) Cash 0,1107 0,2124 (5,0435) (5,5852) MP x Cash 0,0037 0,0038 (3,2824) (2,0653) CF 0,0895 0,1230 0,1569 0,1885 (5,7223) (7,2728) (6,2442) (7,2758) LEV 0,0994 0,1211 0,1485 0,1525 (6,0176) (7,3603) (8,3776) (9,4940) SIZE -0,0019 -0,0025 -0,0028* -0,0038 (-1,5549) (-2,1281) (-1,6903) (-2,7823) ROA 0,0110 0,0180 0,0432* 0,0312 (0,4864) (0,7702) (1,9555) (1,4536) Q 0,0002 -0,0025 0,0237 0,0113 (0,0486) (-0,5455) (3,3694) (2,0371) TANG 0,1156 0,1065 0,0241 0,0081 (6,5473) (5,9036) (1,6365) (0,7043) 1176
14. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 GRO 0,0019 0,0016 -0,0018 -0,0002 (1,4042) (1,1632) (-0,8664) (-0,1006) Số quan sát 2,283 2,283 2,228 2,228 AR(1) 0,000 0,000 0,000 0,000 AR(2) 0,249 0,129 0,691 0,117 Hansen test 0,212 0,095 0,719 0,689 t statistics in parentheses, * p<0,1, p<0,05, p<0,01 Kết quả hồi quy trong Bảng 4.4, một lần nữa 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. Điều này cho thấy tính vững của mô hình nghiên cứu. Khi CSTT thắt chặt, đầu tư của các doanh nghiệp do nhà nước sở hữu chi phối ít bị sụt giảm hơn so với mức giảm trong đầu tư của các doanh nghiệp thuộc nhóm sở hữu khác (giảm 0,0005 so với giảm 0,0006), ủng hộ giả thuyết H4. Điều này có thể do sở hữu chi phối của nhà nước tại doanh nghiệp được xem như một yếu tố đảm bảo đối với khoản vay cũng như nhờ các mối quan hệ chính trị nên khả năng tiếp cận nguồn vốn tốt hơn và hoạt động đầu tư sẽ ít nhạy cảm hơn so với đầu tư của nhóm các doanh nghiệp khác. Tuy nhiên, xét về vai trò của nắm giữ tiền mặt thì tiền mặt lại có ý nghĩa và tác động mạnh hơn trong việc giảm thiểu ảnh hưởng bất lợi của CSTT thắt chặt đến hoạt động đầu tư của nhóm doanh nghiệp do nhà nước sở hữu chi phối. Đối với các doanh nghiệp thuộc sở hữu khác thì mặc dù hệ số của biến MP x Cash nhưng lại không có ý nghĩa thống kê. Bảng 4.4: Kết quả hồi quy cho mẫu phân loại theo cấu trúc sở hữu Doanh nghiệp nhà nước Nhóm doanh nghiệp sở hữu chi phối thuộc sở hữu khác Mô hình (1) Mô hình (2) Mô hình (1) Mô hình (2) _cons 0,0401 0,0465* -0,0081 -0,0231 (1,4103) (1,7065) (-0,5029) (-1,5118) Invest i,t-1 0,0426 0,1141 0,0567 0,0501 (0,7500) (1,3463) (1,5455) (1,3948) MP -0,0005* -0,0015 -0,0006 -0,0009 (-1,9419) (-4,6515) (-2,7751) (-3,4390) Cash 0,2481 0,1192 (6,5186) (4,8299) MP x Cash 0,0083 0,0020 (5,4041) (1,5883) 1177
15. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 CF 0,1140 0,2042 0,1068 0,1287 (4,7777) (7,8530) (6,2317) (6,7361) LEV 0,0784 0,1160 0,1286 0,1433 (4,2008) (5,6379) (9,1653) (9,6112) SIZE -0,0048 -0,0074 -0,0021* -0,0020 (-2,2622) (-3,5254) (-1,7540) (-1,6421) ROA 0,0627 0,0353 0,0338* 0,0262 (1,2273) (0,9163) (1,8474) (1,3941) Q 0,0083 -0,0053 0,0106 0,0038 (1,4209) (-1,0123) (1,9726) (0,7101) TANG 0,0553 0,0334* 0,0322 0,0370 (3,0038) (1,8018) (2,0644) (2,3784) GRO 0,0017 0,0025 0,0002 0,0004 (0,8455) (1,4284) (0,1656) (0,2602) Số quan sát 1,253 1,253 3,258 3,258 AR(1) 0,000 0,000 0,000 0,000 AR(2) 0,112 0,143 0,738 0,715 Hansen test 0,85 0,136 0,518 0,423 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 thực hiện và kết quả trong các Bảng từ 4.2 đến Bảng 4.4 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 này cho thấy đầu tư của doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam 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. Cụ thể hơn, các doanh nghiệp có khả năng tiếp cận nguồn tài trợ bên ngoài hạn chế như doanh nghiệp 1178
16. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 không do nhà nước nắm giữ quyền chi phối, doanh nghiệp có mức hạn chế tài chính cao sẽ chịu tác động sụt giảm mạnh hơn trong hoạt động đầu tư khi thắt chặt tiền tệ. Hàm ý từ kết quả của bài nghiên cứu cho rằng các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam, đặc biệt là những doanh nghiệp bị hạn chế khả năng tiếp cận nguồn tài trợ bên ngoài nên lập kế hoạch dự trữ tiền mặt như là một công cụ phòng ngừa giúp hoạt động đầu tư của doanh nghiệp ít chịu ảnh hưởng bất lợi hơn khi CSTT thắt chặt được thực thi. TÀI LIỆU THAM KHẢO Almeida, H., Campello, M., Weisbach, M.S., 2004. The cash flow sensitivity of cash. Jour - nal 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. Brandt, L., & Li, H. (2003). Bank discrimination in transition economies: ideology, infor - mation, or incentives? Journal of Comparative Economics, 31(3), 387-413. 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). Chatelain, J.-B., & Tiomo, A. (2003). Monetary Policy and Corporate Investment in France. Monetary Policy Transmission In the Euro Area. Ding, S., Knight, J., & Zhang, X. (2016). Does China overinvest? Evidence from a panel of Chinese firms. The European Journal of Finance, 1-23. 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. Firth, M., Lin, C., & Wong, S. M., 2008. Leverage and investment under a state-owned bank lending environment: Evidence from China. Journal of corporate finance, 14(5), 642- 653. Ge, Y., & Qiu, J. (2007). Financial development, bank discrimination and trade credit. Jour - nal of Banking & Finance, 31(2), 513-530. doi: G. Guangming and M. Si, “Monetary Policy, Financing Constraints and Corporate Invest - ment,” 2013 Third International Conference on Intelligent System Design and Engineering Ap - plications, Hong Kong, 2013, pp. 968-973, doi: 10.1109/ISDEA.2012.231. Huang, Y.S., Song, F.M., Wang, Y., 2012. Monetary policy and corporate investment: evi - dence from Chinese micro data. China World Econ. 20 (5), 1–20. Hart, O., Shleifer, A., & Vishny, R. W. (1996). The Proper Scope of Government: Theory and an Application to Prisons. National Bureau of Economic Research Working Paper Series, No. 5744. Jing, Q.L., Kong, X., Hou, Q.C., 2012. Monetary policy, investment eciency and equity value. Econ. Res. J. 47 (5), 96–106 (in Chinese). Kaplan, S., Zingales, L., 1997. Do investment-cash flow sensitivities provide useful meas - ures of financing constraints? Quarterly Journal of Economics, 112(1), 169-215. 1179
17. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 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 Lamont, O., Polk, C., & Saá-Requejo, J. (2001). Financial Constraints and Stock Returns. The Review of Financial Studies, 14(2), 529-554. 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 cor - porate 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, Eco - nomic Department, Fordham University, July, 9. Mishkin, F. S. (1996). The Channels of Monetary Transmission: Lessons for Monetary Pol - icy. National Bureau of Economic Research Working Paper Series, No. 5464. doi: 10.3386/w5464 Morck, R., Yavuz, M., & Yeung, B. (2013). State-Controlled Banks and the Effectiveness of Monetary Policy. SSRN Electronic Journal. doi: 10.2139/ssrn.2255234 Morris, Cynthia Taft, and Irma Adelman, 1988. Comparative Patterns of Economic Devel - opment, 1850-1914. Hopkins Press Nickell, S. (1981). Biases in Dynamic Models with Fixed Effects. Econometrica, 49(6), 1417-1426. Oliner, S.D., Rudebusch, G.D., 1996. Is there a broad credit channel for monetary policy? Econ. Rev. 1, 3–13. 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). Rosenstein-Rodan, P., 1943. Problems of Industrialisation of Eastern and South-Eastern Europe. The Economic Journal, 53(210/211), 202-211. 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. Sapienza, Paola, (2004), The effects of government ownership on bank lending, Journal of Financial Economics, 72, issue 2, p. 357-384. Shen, J., Firth, M., & Poon, W. P. H. (2016). Credit Expansion, Corporate Finance and Overinvestment: Recent Evidence from China. Pacific-Basin Finance Journal, 39, 16-27. Shleifer, A., & Vishny, R. W., 1994. Politicians and firms. Quarterly Journal of Economics, 109, 995–1025. 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. 1180
18. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2020 ICYREB 2020 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 1181