[Download] Tải Chính sách tiền tệ, nắm giữ tiền mặt, năng lực cạnh tranh và đầu tư doanh nghiệp tại Việt Nam – Tải về File Word, PDF

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

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

Download


Bài viết nhằm xem xét mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ, 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. Mời các bạn cùng tham khảo!

Bạn đang xem: [Download] Tải Chính sách tiền tệ, nắm giữ tiền mặt, năng lực cạnh tranh và đầu tư doanh nghiệp tại Việt Nam – Tải về File Word, PDF

*Ghi chú: Có 2 link để tải biểu mẫu, Nếu Link này không download được, các bạn kéo xuống dưới cùng, dùng link 2 để tải tài liệu về máy nhé!
Download tài liệu Chính sách tiền tệ, nắm giữ tiền mặt, năng lực cạnh tranh và đầu tư doanh nghiệp tại Việt Nam File Word, PDF về máy

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

Mô tả tài liệu

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
    GRO 𝐺𝑅𝑂 = Báo cáo tài chính
    Doanh thu năm t-1
    Là biến giả, nhận giá trị 1 nếu trụ sở doanh nghiệp đặt tại tỉnh-thành
    EDA trong vùng kinh tế trọng điểm; ngược lại nhận giá trị 0 http://chinhphu.vn

    Là biến giả, nhận giá trị 1 nếu trụ sở doanh nghiệp đặt tại tỉnh thành
    PCI có chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh lớn hơn trung vị của mẫu www.pcivietnam.org
    nghiên cứu; ngược lại nhận giá trị 0.
    Là biến giả, nhận giá trị 1 nếu trụ sở doanh nghiệp đặt tại tỉnh thành
    có chỉ số đánh giá năng lực phát triển và ứng dụng công nghệ-thông Bộ Thông tin và
    ICT
    tin và truyền thông lớn hơn trung vị của mẫu nghiên cứu; ngược lại Truyền thông
    nhận giá trị 0.

    3.2 Dữ liệu nghiên cứu
    Dữ liệu về tăng trưởng cung tiền M2 của Việt Nam được thu thập từ website của Ngân
    hàng Phát triển Châu Á (ADB) https://kidb.adb.org/
    Dữ liệu liên quan đến năng lực cạnh tranh cấp tỉnh thành được thu thập từ website
    www.pcivietnam.org; chỉ số chỉ số về độ sẵn sàng cho ứng dụng và phát triển công nghệ
    thông tin và truyền thông (ICT) của tỉnh – thành được thu thập từ cổng thông tin điện tử
    của Bộ Thông tin và Truyền thông;
    Các dữ liệu cấp vi mô được tổng hợp từ thông tin của các doanh nghiệp niêm yết trên
    Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội và Sở giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh. Nguồn dữ
    liệu được thu thập từ (i) Hệ thống FiinPro Platform (ii) tài liệu đại hội cổ đông, báo cáo
    thường niên, báo cáo quản trị và các báo cáo tài chính được công khai và tổng hợp trên
    các website chính thức của Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội, Sở giao dịch chứng khoán
    thành phố Hồ Chí Minh và các chuyên trang tài chính như www.vietstock.vn,
    www.cafef.vn.
    Khung thời gian nghiên cứu của bài được xác định trong giai đoạn 2009-2019. Từ
    danh sách tất cả các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán đến cuối 2019, tác
    giả tiến hành loại bỏ những doanh nghiệp thuộc lĩnh vực tài chính như ngân hàng, chứng
    khoán, bảo hiểm; loại bỏ các doanh nghiệp đã bị hủy niêm yết hoặc chuyển sang giao
    dịch trên Upcom tính đến hết năm 2019 và các doanh nghiệp không đủ dữ liệu liên tục
    trong 5 năm gần đây nhất bị loại ra khỏi mẫu.
    Như vậy, dữ liệu thu thập được có dạng dữ liệu bảng động không cân đối nên phương
    pháp GMM là ước lượng phù hợp (Mileva, 2007). Ngoài ra, theo Nickell (1981) cho rằng
    dữ liệu bảng có số đối tượng (công ty) nhiều, khung thời gian nghiên cứu ngắn sử dụng
    GMM sẽ thích hợp hơn và điều này phù hợp với mẫu nghiên cứu thực tế tại Việt Nam
    679

  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

  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

  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

  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

  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

Download tài liệu Chính sách tiền tệ, nắm giữ tiền mặt, năng lực cạnh tranh và đầu tư doanh nghiệp tại Việt Nam File Word, PDF về máy