Category: Thương Mại – Marketing

ÁP DỤNG HỆ THỐNG XẾP HẠNG CAMELS ĐÁNH GIÁ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2008 – 2012

ÁP DỤNG HỆ THỐNG XẾP HẠNG CAMELS ĐÁNH GIÁ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2008 – 2012

Mọi ý kiến đóng góp xin gửi vào hòm thư: [email protected]

Kéo xuống để Tải ngay đề cương bản PDF đầy đủ: Sau “mục lục” và “bản xem trước”

(Nếu là đề cương nhiều công thức nên mọi người nên tải về để xem tránh mất công thức)

Đề cương liên quan: MỘT SỐ VẤN ĐỀ CẦN BÀN VỀ CĂN CỨ TÍNH THUẾ THEO QUY ĐỊNH CỦA LUẬT THUẾ THU NHẬP DOANH NGHIỆP VÀ CHUẨN MỰC KẾ TOÁN

[toc]

[pdfviewer width=”800px” height=”1000px” beta=”true/false”]http://hotroontap.com/wp-content/uploads/2019/07/%C3%81P-D%E1%BB%A4NG-H%E1%BB%86-TH%E1%BB%90NG-X%E1%BA%BEP-H%E1%BA%A0NG-CAMELS-%C4%90%C3%81NH-GI%C3%81-HO%E1%BA%A0T-%C4%90%E1%BB%98NG-C%E1%BB%A6A-C%C3%81C-NG%C3%82N-H%C3%80NG-TH%C6%AF%C6%A0NG-M%E1%BA%A0I-VI%E1%BB%86T-NAM-GIAI-%C4%90O%E1%BA%A0N-2008-2012.pdf[/pdfviewer]

Tải ngay đề cương bản PDF tại đây: ÁP DỤNG HỆ THỐNG XẾP HẠNG CAMELS ĐÁNH GIÁ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2008 – 2012

ÁP DỤNG HỆ THỐNG XẾP HẠNG CAMELS ĐÁNH GIÁ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2008 – 2012

Nguyễn Thị Diễm Hiền*

Trần Thanh Vũ**, Nguyễn Thị Ngọc Chung***

TÓM TẮT

Sau khi Pháp lệnh ngân hàng (1990) ra đời, nhiều Ngân hàng Thương mại cổ phần (NHTMCP) đã được thành lập và đi vào hoạt động ổn định, dần khẳng định vai trò quan trọng của mình trong sự phát triển kinh tế xã hội của quốc gia. Tuy nhiên, cuộc khủng hoảng tài chính thế giới năm 2008 đã buộc các Ngân hàng phải nhìn nhận lại hoạt động của mình trong vai trò là một trung gian tài chính. Nhiều ngân hàng Việt nam trong giai đoạn này đã bộc lộ những điểm yếu trong hoạt động của mình, dẫn đến việc buộc phải tái cấu trúc. Để gia tăng hiệu quả hoạt động cho các Ngân hàng thương mại Việt nam, Ngân hàng nhà nước (NHNN) đã ban hành rất nhiều văn bản quy định về những tiêu chí mà NHTM phải đáp ứng, kể cả việc hướng dẫn sử dụng Bộ chỉ số lành mạnh theo tiêu chuẩn IMF. Các chỉ tiêu này cho thấy được hoạt động tài chính của NHTM nhìn từ nhiều khía cạnh khác nhau. Cho đến thời điểm này, các NHTM Việt nam vẫn công bố thông tin liên quan đến các chỉ tiêu tài chính, tuy nhiên vẫn chưa có sự kết hợp các chỉ tiêu này trong việc đánh giá hoạt động của các NHTM. Từ thực tế đó, chúng tôi đã áp dụng hệ thống xếp hạng CAMELS trong nghiên cứu này làm cơ sở để đánh giá hoạt động của các NHTM Việt nam giai đoạn 2008 – 2012 dựa trên các tỷ số đo lường hiệu quả. Khung phân tích CAMELS bao gồm các yếu tố an toàn vốn (C), chất lượng tài sản (A), trình độ quản lý (M), tỷ lệ sinh lời (E), thanh khoản (L) và độ nhạy thị trường (S).

Từ khóa: CAMELS, ngân hàng thương mại

APPLICATION OF CAMELS RATING SYSTEM TO EVALUE THE OPERATION OF VIETNAM COMMERCIAL BANKSIN 2008-2012

ABSTRACT

After the Bank Ordinance was adoptted in 1990, many commercial banks have been established and they put an important role in the socio-economic development of the country. However, the global inancial crisis in 2008 caused banks activities have been reconsidered. In Vietnam, to strengthen the operational eficiency of commercial banks, the State Bank of Vietnam has promulgated not only a lot of criteria for commercial banks but IMF’s healthy standard index. These indicators show many different aspects of banks’ inancial activities. However, the SBV announced the ranking of banks according to their competitiveness, but not according to the

Khoa TCNH, Trường ĐH Kinh tế – Luật, ĐH Quốc gia TP.HCM

Khoa KTTCNH, Trường ĐH Kinh tế – Kỹ Thuật Bình Dương

Khoa TCNH, Trường ĐH Văn Lang, TP.HCM

Áp dụng hệ thống . . .

standard evaluation indicators for healthy banks. Vietnam’s banks have shown information relating to the inancial criteria, but there is no combination of indicators to assess the performance of commercial banks. This study uses CAMELS rating system as a basis for assessing the differences between banks. CAMELS factors are including capital adequacy (C), asset quality (A), management (M), earnings (E), liquidity (L) and market sensitivity (S) .

Key words: CAMELS, banks

1. MỘT SỐ NGHIÊN CỨU CÓ LIÊN QUAN

Trong những năm 1980, lần đầu tiên các cơ quan giám sát ở Mỹ đã sử dụng hệ thống đánh giá CAMEL để xếp hạng cho các tổ chức ngân hàng ở các cuộc kiểm tra trên web. Khái niệm CAMEL đã giới thiệu một hệ thống thống nhất cho việc đánh giá một ngân hàng tại Mỹ. Nó đánh giá theo những tiêu chí nhất định được viết tắt bởi chữ cái đầu tiên của các cụm từ:

Capital Adequacy: Mức độ an toàn vốn,

Asset Quality: Chất lượng tài sản,

Management competence: Trình độ Ban quản lý,

Earnings strength: Lợi nhuận,

Liquidity risk: Rủi ro thanh khoản

Hệ thống này được sử dụng bởi ba cơ quan giám sát ở Mỹ là Hệ thống dự trữ liên bang, Văn phòng Kiểm soát tiền tệ (OCC) và Tổng công ty Bảo hiểm tiền gửi liên bang (FDIC). Năm 1996, trong một nỗ lực để làm cho hệ thống đánh giá rủi ro tập trung hơn, một thành phần thứ sáu liên quan đến sự nhạy cảm với rủi ro thị trường “S” (Sensitivity to market risk) đã được thêm vào đánh giá CAMEL, thay thế CAMEL thành CAMELS.

Ở nước ngoài đã có nhiều nghiên cứu về CAMEL như R. Alton Gilbert, Andrew P. Meyer và Mark D. Vaughan (2002) cho thấy khả năng tài chính của các ngân hàng có thể bị tác động bởi C, A, M, E, L. Kết quả cho thấy khả năng tài chính của các tổ chức tín

dụng bị chi phối của các yếu tố như quy mô vốn, khả năng sinh lời, chất lượng tài sản, chất lượng quản lý, khả năng thanh khoản của các tài sản. Nghiên cứu của Christine Brown và Kevin Davis (2008) về quản lý vốn ảnh hưởng đến kết quả kinh doanh của các ngân hàng Australia giai đoạn 1991-2004, kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ an toàn vốn càng cao thì sự lành mạnh trong kinh doanh của ngân hàng càng lớn, tỷ suất sinh lời trên tài sản càng cao cho thấy khả năng tài chính của ngân hàng đó sẽ tốt hơn, quản lý vốn hiệu quả sẽ làm cho hiệu quả kinh doanh cao hơn, dẫn đến khả năng tài chính phát triển tốt hơn. Mihir Dash và Annyesha Das (2013) lại sử dụng hệ thống xếp hạng CAMELS trong nghiên cứu về các ngân hàng Ấn Độ qua so sánh các chỉ tiêu giữa NH thuộc sở hữu nhà nước với NH thuộc sở hữu tư nhân và NH nước ngoài, kết quả cho thấy khối NH tư nhân và NH nước ngoài được xếp hạng cao hơn các NH thuộc sở hữu nhà nước.

Việt Nam cũng đã có một số nghiên cứu sử dụng hệ thống xếp hạng CAMELS trong đánh giá hoạt động của các tổ chức tín dụng như Nguyễn Văn Đông (2011) trong Luận văn Thạc sỹ Kinh tế “Đánh giá hoạt động các tổ chức tín dụng bằng phương pháp phân tích nhân tố và phương pháp thành phần chính theo các chỉ tiêu tài chính của mô hình CAMELS”, tác giả đã đưa ra được các tiêu chí từ đó đánh giá hiệu quả hoạt động của các NHTM Việt Nam, tuy nhiên nghiên cứu này chỉ dừng lại

Taïp chí Kinh teá – Kyõ thuaät

phần đánh giá năng lực tài chính. Một số bài báo khác có đề cập đến CAMELS nhưng cũng chỉ dừng ở việc so sánh các NHTM Việt nam với nhau trong một năm nào đó mà không đánh giá cho hệ thống Ngân hàng.

2. NGUỒN DỮ LIỆU VÀ CÁC TIÊU CHÍ SỬ DỤNG CHO HỆ THỐNG XẾP HẠNG CAMELS

Nghiên cứu được thực hiện dựa trên

Bảng 1: Các tiêu chí CAMELS

nguồn dữ liệu tập hợp từ Báo cáo thường niên của 40 NHTM Việt Nam trong 5 năm, từ năm 2008 đến 2012. Tuy nhiên một số ngân hàng chỉ có số liệu một vài năm nên chúng tôi chỉ sử dụng số liệu của 21 ngân hàng có số liệu đầy đủ nhất (Xem phụ lục 1)

Trong nghiên cứu này, chúng tôi lựa chọn các tiêu chí cho hệ thống xếp hạng CAMELS để đưa vào phân tích như sau:

Tiêu chí	Ý nghĩa	Công thức
Mức độ an toàn vốn	Mức độ an toàn vốn thể hiện số vốn tự có để hỗ trợ	CAR = Vốn tự có / Tổng tài
(C-CAPITAL)	cho hoạt động kinh doanh của ngân hàng. Ngân	sản có rủi ro quy đổi
	hàng càng chấp nhận nhiều rủi ro thì càng đòi hỏi
	phải có nhiều vốn tự có để hỗ trợ hoạt động của
	ngân hàng và bù đắp tổn thất tiềm năng liên quan
	đến mức độ rủi ro cao hơn

Chất lượng tài sản	Chất lượng tài sản là chỉ tiêu tổng hợp nói lên chất	Dư nợ / Tổng tài sản
(A-ASSETS)	lượng quản lý, khả năng thanh toán, khả năng sinh	Nợ xấu / Tổng dư nợ
	lời và triển vọng bền vững của một ngân hàng.
	Phần lớn rủi ro trong hoạt động ngân hàng đều tập
	trung ở phía tài sản của nó, nên cùng với việc đảm
	bảo an toàn vốn thì vấn đề nâng cao chất lượng
	tài sản có là yếu tố quan trọng đảm bảo cho ngân
	hàng hoạt động an toàn

Chất lượng quản	Quản lý ngân hàng là tạo ra hệ thống các hoạt	Chi phí hoạt động/Tổng tài
lý . (M-	động thống nhất, phối hợp và liên kết các quá	sản
-MANAGEMENT)	trình lao động của các cán bộ nhân viên từ các
	phòng ban đến hội đồng quản trị trong ngân hàng,
	nhằm đạt được mục tiêu kinh doanh ở mỗi thời kỳ
	đã xác định, trên cơ sở giảm thiểu các chi phí về
	nguồn lực

Khả năng sinh lời	Khả năng sinh lời phản ánh kết quả hoạt động,	Lợi nhuận / Tổng tài sản có
(E-EARNINGS)	đánh giá hiệu quả kinh doanh và mức độ phát	Lợi nhuận / Vốn chủ sở hữu
	triển của một NHTM	Thu nhập lãi ròng/Tổng tài
		sản sinh lời

Khả năng	Những ngân hàng thiếu hụt khả năng thanh khoản	Tiền mặt và tiền gửi tại
thanh khoản	là biểu hiện của tình trạng không lành mạnh, ngân	TCTD khác / Tổng Tài sản
(L-LIQUIDITY)	hàng đang gặp khó khăn, rất dễ rơi vào nguy cơ	Trạng thái tiền mặt và cấu
	bị ồ ạt rút tiền của công chúng, nghiêm trọng hơn	trúc tiền gửi
	có thể làm sụp đổ ngân hàng và tác động xấu đến	Dư nợ cho vay / Tổng tiền
	cả hệ thống	gửi

Mức độ nhạy cảm	Các tài sản của ngân hàng đều có liên quan đến	Tài sản nhạy cảm lãi suất /
với rủi ro thị trường	rủi ro thị trường ở các mức độ khác nhau. Nếu	Nợ nhạy cảm lãi suất
(S-SENSITIVITY)	trong cơ cấu tài sản của ngân hàng có một tỷ lệ
	lớn những tài sản nhạy cảm với các yếu tố này thì
	có thể báo hiệu một khả năng dễ tổn thương của
	ngân hàng đó

		(Nguồn: Tác giả tổng hợp)

Áp dụng hệ thống . . .

3. KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN

An toàn vốn (C)

Để đáp ứng các chỉ tiêu an toàn vốn theo thông lệ Basel II, Ngân hàng nhà nước (NHNN)

đã yêu cầu các NHTMCP tăng vốn điều lệ từ 70 tỷ đồng lên 3.000 tỷ đồng bắt đầu thực hiện từ năm 2007 và hạn chót là hết năm 2011.

Bảng 2: Vốn điều lệ bình quân của các NHTM Việt Nam giai đoạn 2008 – 2012

Năm

2008

2009

2010

2011

2012

Trung bình

3.679.253

4.401.691

5.872.425

7.019.720

8.576.654

Số quan

sát

MAX

12.100.860

15.172.291

20.229.722

26.217..545

MIN

500.000

1.000.000

1.500.000

2.980.571

(Nguồn: tính toán của tác giả từ BCTC của các NHTM)

Qua số liệu trên ta thấy trong giai đoạn

20.000 tỷ đồng. Như vậy, quy mô vốn của các

2008 – 2012 các NHTM Việt Nam đã có vốn

NHTM chỉ gần bằng 50% so với mức khung

điều lệ không ngừng tăng. Tuy nhiên, cho đến

an toàn CAMELS đưa ra, ngoại trừ các ngân

năm 2012, tổng quy mô vốn của các NHTM

hàng Vietinbank (26.217.545 triệu đồng),

Việt Nam vẫn còn rất nhỏ so với chuẩn quy

Vietcombank (23.174.171 triệu đồng) và

định. Quy mô vốn trung bình năm 2012 của

BIDVbank (23.174.171 triệu đồng) (Nguồn:

các ngân hàng là 8.576.654 triệu đồng trong

BCTC của các NHTM)

khi khung an toàn CAMELS quy định là

Bảng 3: CAR của một số NHTM Việt Nam từ 2008-2012

STT

Ngân hàng

2008

2009

2010

2011

2012

Vietcombank

8,90%

8,11%

11,14%

14,83%

Vietinbank

12,02%

8,06%

8,02%

10,57%

10,33%

Sacombank

12,16%

11,41%

9,97%

11,66%

9,53%

Đông Á

11,30%

10,64%

10,84%

10,01%

10,85%

Eximbank

45,89%

26,87%

17,79%

12,94%

16,38%

Techcombank

13,99%

9,60%

13,11%

11,43%

12,60%

12%

12,00%

12,90%

9,59%

11,15%

Oceanbank

18,57%

9,59%

9,48%

11,74%

10,36%

PGbank

26,90%

12,90%

20,60%

16,70%

22,60%

Trung bình

23,71%

14,42%

13,05%

13,47%

16,56%

Số quan sát

MAX

75%

35%

21%

22,83%

42%

MIN

8,9%

8,06%

8,02%

9,59%

9,53%

Độ lệch chuẩn

0,21151

0,08243

0,04480

0,04360

0,09298

Phương sai

0,04473

0,00680

0,00201

0,00190

0,00865

(Nguồn: tính toán của tác giả từ BCTC của các NHTM)

khi đó, tốc độ tăng vốn tự có của các NHTM lại không theo kịp tốc độ mở rộng tổng tài sản dẫn đến hiện tượng hệ số an toàn vốn của một số ngân hàng có xu thế giảm, đặc biệt trong năm 2010 và 2011. Đây là dấu hiệu cảnh báo về mức độ rủi ro của tài sản mà các ngân hàng cần chú ý điều tiết phù hợp với lợi nhuận.

Taïp chí Kinh teá – Kyõ thuaät

Phần lớn các NHTM đã hoàn thành chỉ tiêu về tỷ lệ an toàn vốn theo qui định của NHNN là 9%. Tuy nhiên, CAR có dấu hiệu giảm nếu xét từ năm 2008 trở lại đây. Lý do chính là tổng tài sản ngân hàng đã gia tăng nhanh chóng so với tốc độ tăng của vốn tự có. Giai đoạn từ năm 2008 các NHTM có sự mở rộng mạnh mẽ về quy mô tổng tài sản, trong

3.2. Chất lượng tài sản (A)

Bảng 4: Tỷ lệ nợ xấu bình quân của các NHTM Việt Nam giai đoạn 2008-2012

Năm

2008

2009

2010

2011

2012

Trung bình

2,37%

1,64%

1,85%

1,90%

3,64%

Số quan sát

MAX

4,71%

3,09%

9,57%

2,96%

8,83%

MIN

0,60%

0,01%

0,34%

0,58%

1,09%

Độ lệch chuẩn

0,0126

0,0091

0,0195

0,0069

0,0234

Phương sai

0,0002

0,0001

0,0004

0,0000

0,0005

(Nguồn: tính toán của tác giả từ BCTC của các NHTM)

Tỷ lệ nợ xấu tương đối ổn định trong giai

giải thích là hệ thống ngân hàng Việt Nam

đoạn 2009-2011, nhưng lại tăng đột biến vào

đang phải đối mặt với muôn vàn khó khăn khi

năm 2012. Tỷ lệ nợ xấu theo quy định quốc tế

doanh nghiệp làm ăn thua lỗ, phá sản ngày

ở mức 1,5%, còn theo quy định của NHNN thì

càng tăng. Tuy nhiên, điều đáng nói là chất

tỷ lệ nợ xấu ở mức 2%, như vậy tỷ lệ nợ xấu

lượng những con số thống kê về tình hình nợ

của các NHTM Việt nam đã vượt mức quy

xấu do các NHTM công bố nếu như phân loại

định, đặc biệt năm 2012 đã vượt so với quy

theo chuẩn mực quốc tế thì sẽ ở mức cao hơn

định quốc tế hơn 2 lần. Nguyên nhân được

con số công bố hiện nay rất nhiều.

Bảng 5: Tỷ lệ nợ xấu của các NHTM năm 2012

STT

Ngân hàng

Tỷ lệ nợ

STT

Ngân hàng

Tỷ lệ nợ xấu

xấu (%)

(%)

Vietcombank

2,4%

HD bank

2,35%

Vietinbank

1,47%

Phương Nam

3,02%

BIDV

2,92%

SHB

8,83%

Sacombank

2,05%

Navibank

5,64%

Đông Á

3,95%

Ocean bank

3,52%

Eximbank

1,32%

PG bank

8,44%

ACB

2,50%

Westernbank

7,26%

Techcombank

2,7%

Liên Việt

2,71%

1,09%

MDB

3,46%

(Nguồn: tính toán từ BCTC của các NHTM Việt Nam)

Áp dụng hệ thống . . .

Một số NHTM có tỷ lệ nợ xấu cao như Phương Nam, SHB, Navibank, Ocean bank, PG bank, Westernbank, MDB. Phần lớn các NH này tập trung vào nhóm NH có tính cạnh tranh thấp, quy mô tổng tài sản và vốn chủ sở hữu nhỏ. Bên cạnh đó, chất lượng các khoản vay bị sụt giảm nên các ngân hàng buộc phải tăng cường trích lập dự phòng rủi ro tín dụng. Tuy nhiên mức trích lập dự phòng rủi ro của các TCTD Việt Nam còn quá thấp so với các

quốc gia khác trên thế giới. Phần trăm tỷ lệ trích lập dự phòng của Việt Nam chỉ là 47,85% trong khi của Hàn Quốc là 111,2%, của Trung Quốc là 230,2% (Tô Ngọc Hưng, 2012).Tỷ lệ trích lập dự phòng quá thấp của các TCTD Việt Nam sẽ làm cho hệ thống ngân hàng nhạy cảm với những bất ổn kinh tế trên thế giới nói chung và bất ổn kinh tế của Việt Nam nói riêng, nếu không xử lý kịp thời sẽ dẫn đến mất thanh khoản của hệ thống ngân hàng sẽ xảy ra.

3.3. Chất lượng quản lý (M)

Bảng 6: Chỉ số hoạt động của các NHTM Việt Nam giai đoạn 2008-2012

Năm	2008	2009	2010	2011	2012
Trung bình	1,51%	1,32%	1,25%	1,66%	2,03%
Số quan sát	20	21	21	21	21
MAX	2,56%	1,86%	1,96%	2,66%	4,98%
MIN	0,65%	0,58%	0,43%	0,94%	0,94%
Độ lệch chuẩn	0,00411	0,00357	0,00392	0,00513	0,00927
Phương sai	0,00002	0,00001	0,00002	0,00003	0,00009

(Nguồn: tính toán của tác giả từ BCTC của các NHTM)

Ta thấy giai đoạn 2008-2010 chỉ số hoạt động có xu hướng giảm, thời kỳ này chất lượng quản lý tốt, nhưng lại tăng mạnh ở giai đoạn 2011-2012 từ 1,66% lên 2,03%. Như vậy các NHTM đã phải bỏ ra nhiều chi phí hơn trong năm 2012 nhưng hiệu quả lại thấp hơn so với những năm trước đó, cụ thể là ROA trung bình đã giảm từ 1,34% xuống 0,86%. Chất lượng quản lý đã giảm so với những năm trước.

Chi phí hoạt động của các NHTM nhìn chung đều tăng trong năm 2012 mặc dù các ngân hàng đã có ý định cắt giảm chi phí. Theo BCTC của các NHTM chi phí lương và các chi phí liên quan đến nhân viên chiếm đến 50% tổng chi phí hoạt động. Điều này đi ngược lại với xu hướng toàn cầu. Chi phí hoạt động tăng do các khách hàng luôn yêu cầu ngân

hàng cung cấp nhiều sản phẩm, chất lượng dịch vụ tốt hơn cùng nhiều khuyến mãi và ưu đãi. Hơn nữa, khi tình hình kinh tế đang phục hồi dần, các khách hàng kinh doanh đang bắt đầu tiếp tục vay để mở rộng hoạt động. Vì vậy, các ngân hàng trong nước đang chịu áp lực mở rộng phạm vi hoạt động và cải thiện dịch vụ khách hàng. Thêm vào đó, các ngân hàng nước ngoài cũng đang giành được nhiều thị phần tại thị trường tài chính ngân hàng vốn đã rất cạnh tranh. Các NHTM trong nước phải tìm con đường tăng thị phần một cách nhanh nhất bằng cách tăng số lượng chi nhánh và phòng giao dịch, do đó dẫn đến tăng số nhân viên và các chi phí quản lý.

Để phát triển bền vững, đã đến lúc hệ thống các NHTM cần chú trọng nhìn lại việc

3.4. Khả năng sinh lời (E)

• Tỷ suất sinh lợi trên tài sản (ROA) và tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE)

Taïp chí Kinh teá – Kyõ thuaät

giải bài toán giảm chí phí trong hệ thống quản lý của mình để nâng cao hiệu quả kinh doanh cũng như tăng năng lực cạnh tranh của mình trong xu hướng hội nhập hiện nay.

Biểu đồ 1: Biến động ROA, ROE trung bình của các NHTM Việt Nam giai đoạn 2008-2012

(Nguồn: tính toán từ BCTC của các NHTM)

Tỷ suất sinh lợi trên tài sản (ROA) bình quân và tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE) bình quân của các NHTM Việt Nam có xu hướng tăng từ 2009-2011 và năm 2012 có xu hướng giảm. Quy mô vốn chủ sở hữu, quy mô tài sản tăng đều qua các năm nhưng hiệu quả kinh doanh lại giảm, đây là dấu hiệu cho

NIM

thấy tính cạnh tranh ngày càng cao của ngành ngân hàng. Theo mức chuẩn đưa ra thì ROA trên 1% và ROE từ 15% trở lên là đạt yêu cầu, như vậy giai đoạn 2008-2011 các NHTM đều đảm bảo được yêu cầu, tuy nhiên năm 2012 có sự sụt giảm mạnh và một số ngân hàng không đảm bảo so với yêu cầu CAMELS.

Bảng 7: Tỷ lệ thu nhập lãi cận biên các NHTM Việt Nam năm 2008-2012

Năm	2008	2009	2010	2011	2012
Trung bình	2,77%	2,51%	2,40%	3,54%	3,41%
Số quan sát	20	21	21	21	21
MAX	6,56%	6,83%	3,50%	7,88%	8,22%
MIN	0,46%	1,15%	0,52%	0,24%	-0,38%
Độ lệch chuẩn	0,01686	0,01269	0,00696	0,01573	0,01799
Phương sai	0,00028	0,00016	0,00005	0,00025	0,00032

(Nguồn: tính toán của tác giả từ BCTC của các NHTM)

Áp dụng hệ thống . . .

Một số điểm nổi bật:

NIM ở các NHTM tăng nhẹ.

Chỉ có duy nhất một ngân hàng (Phương Nam) có thu nhập ròng từ lãi âm. (-0,38%)

Ngân hàng Phát triển Mê Kông (MDB) có NIM cao nhất trong cả hai năm 2011 và 2012 (lần lượt là 7,88% và 8,22%).

Các ngân hàng nhỏ có xu hướng có NIM cao hơn.

Tỷ lệ thu nhập lãi cận biên (NIM) là một thước đo quan trọng để đánh giá tình hình kinh doanh của một ngân hàng, đặc biệt là về khả năng sinh lời. NIM năm 2012 thấp hơn so

3.5. Khả năng thanh khoản (L)

Trạng thái tiền mặt và cấu trúc tiền gửi

với năm 2011 và NIM của những ngân hàng nhỏ hơn tuy cao hơn nhưng cũng kém ổn định hơn. Điều này có nguyên nhân sâu xa là các ngân hàng lớn thường khắt khe hơn khi phê duyệt tín dụng trong khi các ngân hàng nhỏ hơn hướng đến doanh nghiệp vừa và nhỏ, bán lẻ và có thể chấp nhận rủi ro cao hơn. Đồng thời, lãi suất tiền gửi trong toàn ngành ngân hàng tương đối đồng đều vì NHNN gần đây đã quy định mức trần của lãi suất tiền gửi (14% trong năm 2012 và giảm xuống còn 7% trong năm 2013)

Bảng 8: Trạng thái tiền mặt và cấu trúc tiền gửi của các NHTM Việt Nam năm 2008-2012

	Tiền và tiền gửi TCTD khác/ Tổng tài sản
Năm	2008	2009		2010	2011	2012
Trung bình	24,33%	22,74%		23,86%	26,14%	11,95%
Số Ngân hàng	20	21		21	21	21
MAX	39,78%	59,58%		49,76%	69,47%	33,04%
MIN	10,26%	0,25%		10,88%	8,33%	1,23%
Độ lệch chuẩn	0,08983	0,14033		0,09611	0,14116	0,08272
Phương sai	0,00807	0,01969		0,00924	0,01993	0,00684
	Tiền gửi không kỳ hạn / Tiền gửi có kỳ hạn
Trung bình	134,52%	52,41%		36,81%	46,64%	40,83%
Số Ngân hàng	17	17		18	17	16
MAX	1490,36%	173,39%		121,53%	286,58%	199,94%
MIN	2,32%	6,31%		0,92%	3,06%	2,00%
Độ lệch chuẩn	3,5382921	0,4613626		0,3646748	0,7316020	0,5183964
Phương sai	12,519517	0,2128554		0,1329877	0,5352415	0,2687348
		(Nguồn: tính toán của tác giả từ BCTC của các NHTM)
Nhìn vào bảng ta thấy giai đoạn 2010-			chạy đua lãi suất và đặt trần huy động áp dụng
2011 tỷ lệ tiền gửi không kỳ hạn/tiền gửi có			cho tất cả các NHTM, khuyến khích người
kỳ hạn tăng nhanh rồi giảm nhẹ còn 40,83%			dân tăng gửi tiền tiết kiệm dài hạn. Vì vậy
vào năm 2012. Cùng lúc đó tỷ số về trạng thái			tình hình thanh khoản năm 2012 được giãn ra,
tiền mặt tăng cao vào năm 2011 tương ứng			tiền và tương đương tiền của các NHTM giảm
26,14% và giảm mạnh còn 11,95% năm 2012.			dần, tỷ lệ tiền gửi không kỳ hạn/tiền gửi có kỳ
Năm 2012 với nỗ lực kiềm chế lạm phát và			hạn nhìn chung cũng giảm theo.
ổn định thị trường tiền tệ, NHNN ra lệnh cấm

Taïp chí Kinh teá – Kyõ thuaät

Tỷ lệ dư nợ cho vay trên tiền gửi

Bảng 9: Tỷ lệ dư nợ cho vay trên tiền gửi của các NHTM Việt Nam 2008-2012

Năm	2008	2009	2010	2011	2012

Trung bình (lần)	1,0776	1,0408	0,8679	0,8784	1,2435

Số Ngân Hàng	17	21	20	19	18

MAX	2,92	3,39	2,28	3,04	3,44

MIN	0,42	0,24	0,21	0,35	0,50

Độ lệch chuẩn	0,64394	0,78305	0,47892	0,58122	0,98157

Phương sai	0,41466	0,61317	0,22936	0,33782	0,96348

(Nguồn: tính toán của tác giả)

Qua số liệu cho thấy tỷ lệ cho vay trên tổng tiền gửi đã giảm dần trong giai đoạn 2008-2011, và tăng nhẹ trở lại vào năm 2012. Điều này cũng phù hợp với giai đoạn hiện nay khi mà chi phí bỏ ra lớn nhưng hiệu quả kinh doanh giảm, rủi ro tín dụng gia tăng đáng kể, nếu ngân hàng mạo hiểm cho vay tăng thì tính thanh khoản sẽ giảm thậm chí mất khả năng thanh toán dẫn đến sự sụp đổ của hệ thống ngân hàng. Hầu hết các ngân hàng đều cho vay vượt khung an toàn CAMELS.

3.6. Mức độ nhạy cảm với rủi ro thị trường

Năm 2008 là một năm đáng nhớ trong hoạt động NH với nhiều biến số kinh tế thay đổi trái chiều, trong đó có sự thay đổi của chính sách tiền tệ từ định hướng linh hoạt và thắt chặt đầu năm chuyển sang nới lỏng một cách thận trọng những tháng cuối năm, đi cùng với quá trình này là tần suất cao của sự điều chỉnh công cụ điều hành chính sách tiền tệ, tập trung

các lãi suất chủ chốt, tỷ lệ dự trữ bắt buộc… lãi suất cơ bản thay đổi liên tục làm cho lãi suất huy động tăng lên 12,7%/năm, lãi suất cho vay là 15,8% rồi giảm xuống còn 7,95% đối với huy động và 10,10% đối với cho vay.

Từ cuối năm 2011 và suốt năm 2012 nền

kinh tế bắt đầu không thể hấp thụ nguồn vốn với lãi suất cao, yêu cầu đăt ra cho NHNN là phải giảm ngay lãi suất để cứu các doanh nghiệp đang gặp khó khăn, đứng bên bờ vực phá sản vì phải gồng mình gánh mức lãi suất cao trong những năm qua. Trước tuyên bố sẽ cắt giảm lãi suất phù hợp với diễn biến lạm phát trong thời gian tới của NHNN, cộng thêm tình hình vốn dồi dào của các NHTM, thanh khoản không còn căng thẳng như trong giai đoạn trước làm cơ sở vững chắc cho một nửa số NH duy trì mức chênh nhạy cảm lãi suất âm. Bên cạnh đó số NH còn lại đã kì vọng rằng những biện pháp của NHNN chỉ nhằm xoa dịu thị trường trong ngắn hạn và tin rằng cuối năm lãi suất sẽ quay đầu tăng trở lại, chính vì vậy mà các NH này đã duy trì mức chênh nhạy cảm lãi suất dương.

KẾT LUẬN

Các NHTM Việt nam đã và đang dần có những chuyển biến tích cực để quản lý hoạt động của mình hướng đến sự lành mạnh hơn về tài chính. Trong 5 năm từ 2008 đến 2012, các NHTM đã tăng lên về quy mô Tổng tài sản, vốn chủ sở hữu, tỷ lệ an toàn vốn tăng lên. Tuy nhiên, nợ xấu của hệ thống NHTM cũng tăng lên cho thấy việc quản lý chất lượng

Áp dụng hệ thống . . .

tài sản chưa tốt. Bên cạnh đó, thanh khoản của các NHTM cũng là vấn đề cần phải xem xét và xây dựng một chính sách quản lý thanh khoản hiệu quả hơn. Để có thể cạnh tranh với các ngân hàng nước ngoài trong xu thế hội nhập, các NHTM Việt nam cần chú trọng hơn

vào công tác quản lý của mình: cơ cấu danh mục tài sản hợp lý, chú trọng tính an toàn về thanh khoản, kiểm soát tốt chi phí, từ đó mới có thể nâng cao hiệu quả trong quá trình hoạt động kinh doanh của mình.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Báo cáo tài chính, báo cáo thường niên của các NHTM năm 2008-2012

Christine Brown và Kevin Davis (2008), Capital management in mutual inancial institutions, Journal of Banking & Finance 33, pp 443–455.
Nguyễn Văn Đông (2011). Đánh giá hoạt động các tổ chức tín dụng bằng phương pháp phân tích nhân tố và phương pháp thành phần chính theo các chỉ tiêu tài chính của mô hình CAMELS. Luận văn Thạc sỹ Kinh tế, Đại học Kinh tế Quốc dân.
Tô Ngọc Hưng, Nguyễn Đức Trung (2012). Hoạt động ngân hàng Việt Nam -Nhìn lại năm 2011 và một số giải pháp cho năm 2012, Tạp chí Khoa học và Đào tạo Ngân hảng số 118 quý I năm 2012, trang 6.

Mihir Dash và Annyesha Das (2013 ). Performance Appraisal of Indian

Banks Using CAMELS Rating. The IUP Journal of Bank Management, Vol. XII, No. 2, 2013, p31-42

Nimalathasan B. (2008). A Comparative Study of Financial Performance of Banking Sector in Bangladesh – an Application of CAMELS Rating System. Annals of University of Bucharest, Economic and Administrative series, nr. 2 (2008), p141-152.

Alton Gilbert, Andrew P. Meyer, and Mark D. Vaughan (2002), The Federal Reserve Bank of St. Louis.

Seema Mishra, Kirti Agarwal (2013). Measuring performance of banks using camels model: a comparative study of CBI and IB. International journal of management research and review, May

2013, Volume 3,Issue 5,Article No-11/2914-2922 ISSN: 2249-7196. www.sbv.gov.vn [9].http://vfpress.vn/threads/nhtm-nao-an-toan-nhat-viet-nam-theo-mo-hinh-camels.3935/ www.fedpatrnership.go

Taïp chí Kinh teá – Kyõ thuaät

Phụ lục 1: DANH SÁCH CÁC NGÂN HÀNG SỬ DỤNG CHO NGHIÊN CỨU

*Số TT*	*Tên Ngân hàng*	*Viết tắt*

1	NH TMCP Ngoại thương Việt nam	Vietcombank

2	NH TMCP Công thương Việt nam	Vietinbank

3	NH TMCP Đầu tư và Phát triển Việt nam	BIDV

4	NH TMCP Sài gòn Thương tín	Sacombank

5	NH TMCP Đông Á	Đông Á

6	NH TMCP Xuất nhập khẩu Việt nam	Eximbank

7	NH TMCP Á Châu	ACB

8	NH TMCP Sài Gòn công thương	SG công thương

9	NH TMCP Kỹ thương Việt Nam	Techcombank

10	NH TMCP Quân đội	MB

11	NH TMCP Quốc tế Việt Nam	VIB

12	NH TMCP Phát triển Tp.HCM	HD bank

13	NH TMCP Phương Nam	Phương Nam

14	NH TMCP Sài Gòn – Hà Nội	SHB

15	NH TMCP Nam Việt	Navibank

16	NH TMCP Đại Dương	Oceanbank

17	NH TMCP Xăng dầu Petrolimex	PG bank

18	NH TMCP Phương Tây	Western bank

19	NH TMCP Bưu điện Liên Việt	Liên Việt

20	NH TMCP Phát triển Mê Kông	MDB

21	NH TMCP Bảo Việt	Bảo Việt

Áp dụng hệ thống . . .

Phụ lục 2: MỘT SỐ CHỈ TIÊU ĐÁNH GIÁ CÁC NGÂN HÀNG NĂM 2012

	VCSH	Nợ xấu/Dư	Chi phí hoạt	NIM	Dư nợ/Tiền gửi
	(triệu đồng)	nợ	động/TTS		khách hàng

Vietcombank	41.553.063	2,40%	1,45%	2,64%	0,8087

Vietinbank	33.624.531	1,47%	1,87%	3,66%	1,0785

BIDV	26.494.446	2,92%	0,94%	1,90%	1,0098

Sacombank	13.698.739	2,05%	2,73%	4,27%	3,4380

Đông Á	6.104.191	3,95%	1,98%	3,60%	0,9587

Eximbank	15.801.463	1,32%	1,35%	2,87%	0,7269

ACB	12.624.452	2,50%	2,42%	3,90%	3,4343

SG công thương	3.539.465	N/A	2,58%	6,51%	N/A

Techcombank	13.289.576	2,70%	1,83%	2,84%	0,5401

MB	12.863.906	1,09%	1,54%	3,76%	0,5549

VIB	8.371.463	N/A	2,79%	4,60%	N/A

HD bank	5.393.746	2,35%	1,51%	1,61%	0,5595

Phương Nam	4.335.768	3,02%	0,94%	0,38%	0,7506

SHB	8.967.511	8,83%	1,44%	1,61%	1,2315

Navibank	2.980.571	5,64%	3,01%	3,39%	1,0498

Oceanbank	4.002.916	3,52%	1,08%	2,51%	0,4953

PG bank	3.000.000	8,44%	2,89%	5,09%	1,1179

Western bank	3.002.000	7,26%	1,88%	2,33%	3,0649

Liên Việt	6.523.331	2,71%	1,56%	3,69%	0,5494

MDB	3.750.000	3,46%	4,98%	8,22%	1,0139

Bảo Việt	3.000.000	N/A	1,88%	2,99%	N/A

Tải xuống tài liệu học tập PDF miễn phí

[sociallocker id=”19555″] Tải Xuống Tại Đây [/sociallocker]

July 18, 2019

MỘT SỐ VẤN ĐỀ CẦN BÀN VỀ CĂN CỨ TÍNH THUẾ THEO QUY ĐỊNH CỦA LUẬT THUẾ THU NHẬP DOANH NGHIỆP VÀ CHUẨN MỰC KẾ TOÁN

MỘT SỐ VẤN ĐỀ CẦN BÀN VỀ CĂN CỨ TÍNH THUẾ THEO QUY ĐỊNH CỦA LUẬT THUẾ THU NHẬP DOANH NGHIỆP VÀ CHUẨN MỰC KẾ TOÁN

Mọi ý kiến đóng góp xin gửi vào hòm thư: [email protected]

Kéo xuống để Tải ngay đề cương bản PDF đầy đủ: Sau “mục lục” và “bản xem trước”

(Nếu là đề cương nhiều công thức nên mọi người nên tải về để xem tránh mất công thức)

Đề cương liên quan: THIẾT LẬP VÀ ÁP DỤNG BẢNG ĐIỂM CÂN BẰNG ĐỂ QUẢN LÝ THỰC HIỆN CHIẾN LỰC TẠI NGÂN HÀNG TMCP NGOẠI THƯƠNG VIỆT NAM, CHI NHÁNH KIÊN GIANG

[toc]

[pdfviewer width=”800px” height=”1000px” beta=”true/false”]http://hotroontap.com/wp-content/uploads/2019/07/M%E1%BB%98T-S%E1%BB%90-V%E1%BA%A4N-%C4%90%E1%BB%80-C%E1%BA%A6N-B%C3%80N-V%E1%BB%80-C%C4%82N-C%E1%BB%A8-T%C3%8DNH-THU%E1%BA%BE-THEO-QUY-%C4%90%E1%BB%8ANH-C%E1%BB%A6A-LU%E1%BA%ACT-THU%E1%BA%BE-THU-NH%E1%BA%ACP-DOANH-NGHI%E1%BB%86P-V%C3%80-CHU%E1%BA%A8N-M%E1%BB%B0C-K%E1%BA%BE-TO%C3%81N.pdf[/pdfviewer]

Tải ngay đề cương bản PDF tại đây: MỘT SỐ VẤN ĐỀ CẦN BÀN VỀ CĂN CỨ TÍNH THUẾ THEO QUY ĐỊNH CỦA LUẬT THUẾ THU NHẬP DOANH NGHIỆP VÀ CHUẨN MỰC KẾ TOÁN

MỘT SỐ VẤN ĐỀ CẦN BÀN VỀ CĂN CỨ TÍNH THUẾ THEO QUY ĐỊNH CỦA LUẬT THUẾ THU NHẬP DOANH NGHIỆP VÀ CHUẨN MỰC KẾ TOÁN

Phạm Quốc Thuần*

TÓM TẮT

Bài viết đề cập đến phương pháp xác định nghĩa vụ thuế thu nhập doanh nghiệp phải nộp trên cơ sở tham chiếu các quy định của Chuẩn mực kế toán và các quy định về thuế, chủ yếu là quy định về Luật thuế Thu nhập doanh nghiệp. Bài viết cho thấy có sự khác biệt về căn cứ tính thuế thu nhập doanh nghiệp hiện hành giữa thuế và kế toán, từ đó đề ra các kiến nghị nh̀m hoàn thiện việc xác định và ghi nhận chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp hiện hành tại các doanh nghiệp hiện nay.

Từ khóa: Thu nhập tính thuế, thu nhập chịu thuế, chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp, kế toán thuế.

DISCUSSING THE TAX BASES IN ACCORDANCE WITH THE ENTERPRISE INCOME TAX LAW AND THE ACCOUNTING STANDARDS

ABSTRACT

This article refers to the method of determining the corporate income tax payable on the basis of the provisions of accounting standards and tax regulations, primarily concentrates on the Corporate Income Tax Regulations. The paper indicates that there are the differences in calculating the income tax amount between Tax Regulations and Accounting Standards. Furthermore, the proposals are also set out to improve the identiication and recognition of income tax expense in the business today.

Key words: The income tax, the taxable income, the tax cost for enterprises, the tax accountant.

1. Tổng quan về căn cứ pháp lý

Tại Việt Nam, kể từ khi VAS 17- Thuế thu nhập doanh nghiệp được ban hành ngày 15/2/2005, sự khác biệt giữa chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp (là chỉ tiêu được kế toán ghi nhận để xác định lợi nhuận kế toán) và

thuế thu nhập doanh nghiệp hiện hành (là chỉ tiêu trình bày trên báo cáo thuế xác định số thuế TNDN mà doanh nghiệp phải nộp Nhà Nước) đã được xác định rõ. Theo VAS 17, chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp được khái niệm là tổng chi phí thuế thu nhập hiện hành

GV. Trường Đại học Kinh Tế – Luật ĐHQG TPHCM

Một số vấn đề ….

và chi phí thuế thu nhập hoãn lại. Như vậy có thể thấy rằng liên quan đến việc ghi nhận thuế TNDN, giữa kế toán và thuế vẫn có điểm chung được cả hai bên cùng ghi nhận đó là thuế thu nhập hiện hành (kế toán ghi vào chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp hiện hành và thuế ghi nhận là một khoản nợ mà doanh nghiệp phải thanh toán cho Nhà Nước) và phần tạo ra sự khác biệt giữa thuế và kế toán chính là thuế thu nhập hoãn lại (kế toán ghi nhận nhưng không được thuế ghi nhận). VAS 17 được biên soạn trên cơ sở tham chiếu quy định của Luật thuế TNDN do Quốc Hội ban hành năm 2003. Kể từ đó đến nay, quy định về thuế TNDN đã qua nhiều lần sửa đổi, bổ

sung và từ đó đã làm xuất hiện sự khác biệt về căn cứ để xác định chỉ tiêu thuế thu nhập hiện hành (điểm chung được cả thuế và kế toán ghi nhận) giữa thuế và kế toán. Điều này đã gây khó khăn cho công tác kế toán trong việc ghi nhận các nghiệp vụ liên quan đến thuế thu nhập doanh nghiệp.

2. Quy định hiện hành về căn cứ tính

thuế

Theo quy định của Luật thuế

Theo Thông tư 123/2012/TT-BTC hướng dẫn thi hành Luật thuế TNDN do Quốc hội ban hành năm 2012, căn cứ tính thuế TNDNlà thu nhập tính thuế và thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp, cụ thể:

Thuế TNDN phải nộp = Thu nhập tính thuế					x	Thuế suất thuế TNDN
Thu nhập tính thuế được xác định theo công thức sau:
Thu nhập	=	Thu nhập	–	( TN được	+	Các khoản lỗ được kết)
tính thuế		chịu thuế		miễn thuế		chuyển theo quy định

Công thức tính thu nhập chịu thuế:
TN chịu thuế =	(Doanh thu –		Chi phí được trừ)			+ Các khoản thu nhập khác

Như vậy, có thể thấy rằng quan điểm của thuế có sự phân biệt rất rõ ràng khái niệm thu nhập tính thuế và thu nhập chịu thuế. Theo đó, thu nhập tính thuế chính là căn cứ để xác định thuế TNDN mà các tổ chức kinh doanh hàng hóa, dịch vụ phải nộp cho Nhà Nước, là căn cứ để xác định nghĩa vụ thuế phải nộp của các doanh nghiệp đối với Nhà Nước. Thu nhập chịu thuế chính là chênh lệch giữa doanh thu tính thuế, thu nhập khác và chi phí được trừ. Cần lưu ý rằng thu nhập chịu thuế chưa phải là căn cứ cuối cùng để xác định nghĩa vụ thuế của các doanh nghiệp với Nhà Nước.

Thí dụ 1: Doanh nghiệp Hoàng Giác trong năm 200X có các thông tin sau: (ĐVT: 1.000 đồng)

Doanh thu bán hàng: 3.000.000

Khoản thu từ nợ khó đòi đã xử lý: 100.000

Giá vốn hàng bán, chi phí bán hàng, chi phí quản lý doanh nghiệp: 2.000.000

Doanh thu tài chính (lãi được chia từ hoạt động liên doanh): 300.000

Khoản lỗ từ năm trước chuyển sang: 200.000.

Các khoản còn lại liên quan đến doanh thu, chi phí giả sử không phát sinh; doanh nghiệp không thực hiện trích lập quỹ khoa học và công nghệ; thuế suất thuế TNDN theo quy định là 25%.

Dựa vào dữ liệu trên, thu nhập chịu thuế, thu nhập tính thuế và thuế TNDN phải nộp trong năm 200X được xác định như sau:

Xác định thu nhập chịu thuế

Taïp chí Kinh teá – Kyõ thuaät

Thu nhập chịu thuế = Doanh thu bán hàng

Doanh thu tài chính = 3.300.000 Chi phí được tính trừ = 2.000.000 Thu nhập khác = 100.000

Thu nhập chịu thuế = (3.300.000 – 2.000.000) + 100.000 = 1.400.000

Xác định thu nhập tính thuế Thu nhập chịu thuế = 1.400.000

Thu nhập được miễn thuế = 300.000

(điều 8 chương II của TT 123/2012/TT-BTC quy định thu nhập được chia từ hoạt động góp vốnsau khi bên nhận góp vốn đã nộp thuế TNDNtheo quy định của Luật Thuế TNDNđược xem là thu nhập được miễn thuế)

Khoản lỗ năm trước chuyển sang = 200.000

Thu nhập tính thuế = 1.400.000 – (300.000 + 200.000) = 900.000

Thuế TNDN phải nộp = Thu nhập tính thuế x 25% = 900.000 x 25% = 225.000.

Theo thí dụ này, doanh nghiệp có nghĩa vụ thanh toán khoản thuế TNDN năm 200X cho Nhà Nước là 225.000.

Theo quy định của VAS 17- Thuế thu nhập doanh nghiệp

Theo chuẩn mực kế toán Thuế TNDN (VAS 17): “thuế thu nhập hiện hành là số thuế TNDN phải nộp tính trên thu nhập chịu thuế và thuế suất thuế TNDN của năm hiện hành”.

Như vậy, theo chuẩn mực kế toán, chỉ tiêu để xác định nghĩa vụ thuế TNDN được gọi là Thuế TNDN hiện hành. Để xác định thuế thu nhập hiện hành cần phải xác định thu nhập chịu thuế và thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp, trong đó thu nhập chịu thuế được định nghĩa như sau:“Thu nhập chịu thuế: Là thu nhập chịu thuế TNDN của một kỳ, được xác định theo qui định của Luật thuế TNDN hiện hành và là cơ sở để tính thuế TNDN phải nộp (hoặc thu hồi được)”.

Như vậy VAS 17 không đưa ra nguyên tắc để xác định thu nhập chịu thuế mà theo đó, chỉ tiêu này được tính toán dựa vào quy định của Luật Thuế thu nhập doanh nghiệp.

Thông tư 20/2006/TT-BTC do Bộ Tài chính ban hành ngày 20 tháng 3 năm 2006, hướng dẫn kế toán ghi nhận thuế thu nhập hiện hành:” Cuối năm tài chính, kế toán phải xác định và ghi nhận số thuế TNDN thực tế phải nộp trong năm trên cơ sở tổng thu nhập chịu thuế cả năm và thuế suất thuế TNDN hiện hành. Thuế TNDN thực phải nộp trong năm được ghi nhận là chi phí thuế TNDN hiện hành trong Báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh của năm đó”. Theo đó, chi phí thuế TNDN hiện hành được hạch toán như sau: N TK 8211- Chi phí thuế TNDN hiện hành/ Có TK 3334- Thuế thu nhập doanh nghiệp.

3. Vấn đề tồn tại

Các nội dung trình bày trên cho thấy căn cứ để xác định số thuế mà các doanh nghiệp phải nộp cho Nhà Nước là thu nhập tính thuế (Luật thuế thu nhập doanh nghiệp), trong khi đó quy định kế toán lại là thu nhập chịu thuế. Điều này làm cho nghĩa vụ thuế mà doanh nghiệp phải nộp được trình bày trên báo cáo thuế (tờ khai thuế TNDNMS 03/TNDN ban hành theo Thông tư 28/2011 do Bộ Tài chính ban hành ngày 28 tháng 2 năm 2011) và phản ánh trên sổ sách kế toán (trên tài khoản 3334 Thuế thu nhập doanh nghiệp) có sự chênh lệch với nhau, hay nói khác đi là số liệu trên sổ sách kế toán không phản ánh đúng thực chất nghĩa vụ thuế TNDN của doanh nghiệp đối với Nhà Nước. Thí dụ sau đây minh chứng rõ điều này.

Thí dụ 2- Lấy lại dữ liệu của thí dụ 1, nghĩa vụ thuế của doanh nghiệp đối với Nhà Nước trình bày trên báo cáo thuế và ghi nhận trên sổ sách kế toán được ghi nhận như sau:

Một số vấn đề ….

Trên báo cáo thuế (Bảng 1).

Theo số liệu trên tờ khai quyết toán thuế thu nhập doanh nghiệp, năm 200X công ty Hoàng Giác phải nộp cho Nhà Nước một khoản thuế TNDN là 225.000 nghìn đồng.

Trên sổ sách kế toán (bảng 2)

Thuế thu nhập hiện hành = Thu nhập chịu thuế x thuế suất thuế TNDN= 1.400.000

25% = 350.000

Ghi nhận chi phí thuế TNDN hiện hành: N 8211/C 3334 350.000

Hoàn nhập tài sản thuế thu nhập hoãn lại (phát sinh từ khoản lỗ của năm trước chuyển sang): N 8212/ C 243: 200.000 x 25% = 50.000

Nộp thuế TNDN vào ngân sách Nhà Nước theo số thuế phải nộp trên tờ khai quyết toán thuế thu nhập doanh nghiệp: N 3334/C 111, 112: 225.000

Thông tin về nghĩa vụ nộp và thanh toán thuế TNDN của công ty Hoàng Giác năm 200X với Nhà Nước được phản ánh trên tài khoản 3334- Thuế TNDN như bảng 2.

Nhận xét: sau khi ghi nhận số thuế TNDN phải nộp và đã nộp, tài khoản 3334- Thuế TNDN vẫn còn kết dư bên nợ một khoản là 125.000 nghìn đồng (Nhà nước còn nợ công ty một khoản thuế TNDN là 125.000 nghìn đồng). Đây là số dư ảo bởi lẽ sau khi đã nộp thuế thì giữa công ty và Nhà nước không còn phát sinh nghĩa vụ về công nợ với nhau, lúc này số dư trên tài khoản 3334 phải bằng 0 (không). Nguyên nhân là do kế toán và thuế không đồng nhất với nhau trong vấn đề xác định căn cứ dùng để tính nghĩa vụ thuế của doanh nghiệp với Nhà nước. Cần lưu ý là theo hướng dẫn thực hiện VAS 17, tài khoản 3334 không phải là tài khoản được dùng để ghi nhận chênh lệch thuế thu nhập doanh nghiệp.

TỜ KHAI QUYẾT TOÁN THUẾ TNDN(lược trích) (bảng 1)

	Kỳ tính thuế: từ ngày 1/1/200X đến ngày 31/12/200X		ĐVT: 1.000 đồng

STT	Chỉ tiêu	Mã số		Số tiền

(1)	(2)	(3)		(4)
A	Kết quả kinh doanh ghi nhận theo báo cáo tài chính

1	Tổng lợi nhuận kế toán trước thuế thu nhập doanh nghiệp	A1		1.400.000
B	Xác định thu nhập chịu thuế theo Luật thuế thu nhập doanh nghiệp

1	Điều chỉnh tăng tổng lợi nhuận trước thuế TNDN	B1
1	(B1= B2+B3+B4+B5+B6)	B1		–
	(B1= B2+B3+B4+B5+B6)			–
2	Điều chỉnh giảm tổng lợi nhuận trước thuế	B7		–
2	TNDN(B7=B8+B9+B10+B11)	B7		–
	TNDN(B7=B8+B9+B10+B11)
3	Tổng thu nhập chịu thuế	B12
3	(B12=A1+B1-B7)	B12		1.400.000
	(B12=A1+B1-B7)			1.400.000
3.1	Thu nhập chịu thuế từ hoạt động sản xuất kinh doanh	B13
3.1	(B13=B12-B14)	B13		1.400.000
	(B13=B12-B14)			1.400.000
C	Xác định thuế TNDN phải nộp từ hoạt động sản xuất kinh doanh

1	Thu nhập chịu thuế (C1 = B13)	C1		1.400.000

2	Thu nhập miễn thuế	C2		300.000

3	Lỗ từ các năm trước được chuyển sang	C3		200.000

Taïp chí Kinh teá – Kyõ thuaät

4	Thu nhập tính thuế				C4		900.000
4	(C4=C1-C2-C3)				C4		900.000
	(C4=C1-C2-C3)
6	Thu nhập tính thuế sau khi đã trích lập quỹ khoa học công nghệ				C6
6	(C6=C4-C5)				C6		900.000
	(C6=C4-C5)						900.000
7	Thuế TNDN từ hoạt động SXKD tính theo thuế suất phổ thông				C7
7	(C7=C6 x 25%)				C7		225.000
	(C7=C6 x 25%)						225.000
11	Thuế TNDN của hoạt động sản xuất kinh doanh				C11
11	(C11=C7-C8-C9-C10)				C11		225.000
	(C11=C7-C8-C9-C10)						225.000
D	Thuế TNDN từ hoạt động chuyển nhượng bất động sản còn phải				D
D	nộp sau khi trừ thuế TNDN đã nộp ở địa phương khác				D		–
	nộp sau khi trừ thuế TNDN đã nộp ở địa phương khác						–
E	Tổng số thuế TNDN phải nộp trong kỳ				E		225.000

1	Thuế TNDN của hoạt động sản xuất kinh doanh				E1		225.000

2	Thuế TNDN từ hoạt động chuyển nhượng bất động sản				E2		–
		SỔ CHI TIẾT TÀI KHOẢN 3334 – THUẾ TNDN (Bảng 2)

Ngày	Chứng từ		Diễn giải	TKĐƯ		ST

	SH	Ngày			N		C

			SDĐK		–		–
							–
xxx	xxx	xxx	Ghi nhận thuế TNDN phải nộp năm 0X	8211	350.000
xxx	xxx	xxx	Nộp thuế TNDN vào NSNN	111			225.000
							225.000
			TPS		350.000		225.000
			SDCK		125.000

4. Kiến nghị

VAS 17 được biên soạn trên cơ sở tham khảo Luật thuế TNDN do Quốc Hội ban hành

ngày 17 tháng 6 năm 2003. Theo quy định của Luật này, căn cứ để tính thuế TNDN là thu nhập chịu thuế và thuế suất. Thu nhập chịu thuế được xác định như sau:

Thu nhập chịu thuế = chưa trừ chuyển lỗ

Doanh thu để tính thu nhập – chịu thuế trong kỳ tính thuế

Chi phí hợp lý trong + Thu nhập chịu thuế

kỳ tính thuế khác trong kỳ tính thuế

Thu nhập chịu thuế đã trừ = Thu nhập chịu thuế chưa trừ – Lỗ từ các năm trước chuyển sang

chuyển lỗ chuyển lỗ

Như vậy có thể thấy rằng Luật thuế TNDN năm 2003 chỉ đưa ra khái niệm thu nhập chịu thuế và vì vậy giữa thuế và kế toán là đồng nhất với nhau trong vấn đề xác định nghĩa vụ về thuế TNDN mà doanh nghiệp phải nộp cho Nhà Nước (cả kế toán và thuế đều căn cứ vào thu nhập chịu thuế để tính thuế thu nhập

hiện hành và thuế TNDN phải nộp). Đến năm 2008, khi Luật thuế TNDN mới ra đời thay thế cho Luật thuế TNDN năm 2003 thì đã có sự thay đổi về các khái niệm làm căn cứ tính thuế. Theo đó Luật thuế năm 2008 có sự phân biệt khá rạch ròi giữa khái niệm thu nhập chịu thuế và thu nhập tính thuế, theo

Một số vấn đề ….

đó, thu nhập tính thuế bằng thu nhập chịu thuế điều chỉnh cho các khoản thu nhập miễn thuế và lỗ từ các năm trước chuyển qua và là căn cứ để xác định nghĩa vụ nộp thuế của các doanh nghiệp đối với Nhà nước. Trong khi đó, quy định của kế toán thì vẫn không có sự chỉnh sửa về thuật ngữ cho phù hợp với sự thay đổi của thuế và đây chính là nguyên nhân làm cho thuế và kế toán lệch nhau trong vấn đề xác định nghĩa vụ thuế TNDN của các doanh nghiệp đối với Nhà nước. Vì vậy chúng tôi kiến nghị như sau:

Quy định kế toán liên quan đến thuế TNDN cần phải có sự điều chỉnh về căn cứ

tính thuế nhằm đảm bảo số thuế thu nhập danh nghiệp mà doanh nghiệp phải nộp cho Nhà Nước được khớp đúng với số thuế TNDN phải nộp trên báo cáo thuế. Theo đó, quy định của kế toán cần thay đổi thuật ngữ “thu nhập chịu thuế” thành “thu nhập tính thuế”.

Các quy định của thuế, nhất là về thuế thu nhập doanh nghiệp, thuế giá trị gia tăng thường xuyên được thay đổi và sự thay đổi này thường ảnh hưởng đến việc tính toán và ghi chép của kế toán, vì vậy những văn bản của kế toán có liên quan cũng cần phải có sự rà soát, chỉnh sửa kịp thời cho phù hợp.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Bộ Tài chính (2012), TT 123/2012/TT-BTC: hướng dẫn thi hành một số điều của Luật thuế thu nhập doanh nghiệp.
Bộ Tài chính (2005), QĐ 12/2005/QĐ-BTC: về việc ban hành và công bố 6 chuẩn mực kế toán Việt Nam đợt 4.
Bộ Tài chính (2006), TT 20/2006/TT-BTC: hướng dẫn kế toán 6 chuẩn mực kế toán ban hành theo Quyết định số 12/2005/QĐ-BTC ngày 15/02/2005 của Bộ trưởng Bộ Tài chính.
Phạm Quốc Thuần (2009), Kế toán thuế, NXB Đại Học Quốc Gia TPHCM, 2009.

Tải xuống tài liệu học tập PDF miễn phí

[sociallocker id=”19555″] Tải Xuống Tại Đây [/sociallocker]

July 18, 2019

LÝ THUYẾT VÀ THỰC HÀNH THÔNG TIN KẾ TOÁN ĐỂ RA QUYẾT ĐỊNH NGẮN HẠN

LÝ THUYẾT VÀ THỰC HÀNH THÔNG TIN KẾ TOÁN ĐỂ RA QUYẾT ĐỊNH NGẮN HẠN

Mọi ý kiến đóng góp xin gửi vào hòm thư: [email protected]

Kéo xuống để Tải ngay đề cương bản PDF đầy đủ: Sau “mục lục” và “bản xem trước”

(Nếu là đề cương nhiều công thức nên mọi người nên tải về để xem tránh mất công thức)

Đề cương liên quan: Kết quả điều tra hiệu quả chương trình thực tập tốt nghiệp theo hướng tăng cường thực hành nghề nghiệp của sinh viên chuyên ngành Kế toán trường Đại học Tây Bắc

[toc]

[pdfviewer width=”800px” height=”1000px” beta=”true/false”]http://hotroontap.com/wp-content/uploads/2019/07/L%C3%9D-THUY%E1%BA%BET-V%C3%80-TH%E1%BB%B0C-H%C3%80NH-TH%C3%94NG-TIN-K%E1%BA%BE-TO%C3%81N-%C4%90%E1%BB%82-RA-QUY%E1%BA%BET-%C4%90%E1%BB%8ANH-NG%E1%BA%AEN-H%E1%BA%A0N.pdf[/pdfviewer]

Tải ngay đề cương bản PDF tại đây: LÝ THUYẾT VÀ THỰC HÀNH THÔNG TIN KẾ TOÁN ĐỂ RA QUYẾT ĐỊNH NGẮN HẠN

LÝ THUYẾT VÀ THỰC HÀNH THÔNG TIN KẾ TOÁN ĐỂ RA QUYẾT ĐỊNH NGẮN HẠN

Phạm Văn Dược*

Huỳnh Thị Bích Ngọc **

TÓM TẮT

Ra quyết định là việc lựa chọn từ nhiều phương án, nh̀m mục đích chọn một phương án có tính thỏa mãn cao nhất, cả về lượng và chất. Ra quyết định là một chức năng quan trọng của nhà quản trị. Vì nhà quản trị luôn đứng trước những vấn đề cần phải ra quyết định.

Các thông tin để ra quyết định căn cứ chủ yếu vào các thông tin định lượng của kế toán; lượng giá dòng thu với dòng chi để tìm ra lợi nhuận cao nhất trong các phương án hoặc trong các tình huống kinh doanh là những vấn đề không đơn giản, đòi hỏi người ra quyết định và lập quyết định phải thấu hiểu rõ cơ sở lý thuyết và quá trình thực hành để ứng dụng chúng thích hợp nhất.

Từ khoá: Lý thuyết, thực hành, thông tin kế toán, ra quyết định.

THEORY AND PRACTICE OF ACCOUNTING INFORMATION FOR MAKING SHORT-TERM DECISIONS

ABSTRACT

Making decision is the choice of many alternatives, aimed at choosing a plan with the highest satisfaction, both in quantity and quality. Making decision is an important function of management. Because managers are faced with many problems that are needed to make decisions.

The information for making decisions is primarily based on the quantitative information about the accounting value of revenue with more ields to ind the most proitable in the plan or in business situations that is not the simple problem, its requiring decision makers and decision-makers to clearly understand the theoretical basis and practical process for most applications which are suited.

Keywords: Theory, practice, accounting information, decision-making

1. Cơ sở lý thuyết ra quyết định

1.1. Các quyết định ngắn hạn: Việc ra quyết định là việc lưa chọn từ nhiều phương án

hoặc nhiều tình huống khác nhau. Khi chưa	– Có nên loại bỏ một sản phẩm cá biệt
có phương án thì không thể có quyết định nào	nào không?
được thực hiện được, do không có sự lựa chọn	– Có nên thêm một sản mới hay không?
nào để có thể ra quyết định. Các nhà quản trị	– Có nên thay đổi cách trả lương nhân
thường xuyên quan tâm đến các quyết định	viên bán hàng từ định phí chuyển
ngắn hạn như:	thành biến phí hay không?

TS. Trường Đại học Kinh tế TP.HCM

Giảng viên Trường Cao đ̀ng Kinh tế Đối ngoại

Lý thuyết và thực hành…

– Có nên tiếp tục sản xuất chi tiết rời tại phân xưởng hay mua nó ở bên ngoài?

– Có nên tiếp tục chế biến thành sản phẩm thành thành phẩm hoàn chỉnh hay bán ngay bán thành phẩm?

– Lựa chọn phương thức, cơ cấu sản

xuất như thế nào để cho hiệu quả tối ưu nhất?…

1.2. Đặc điểm của các quyết định: Đặc điểm chủ yếu của các quyết định là chúng gắn liền với các hoạt động trong tương lai, và chúng không thể làm thay đổi ngược lại được, đặc điểm này có 2 nhân tố tác động:

Nhân tố thứ nhất: vì các quyết định của nhà quản trị phải dựa trên các con số ước tính, một quyết định chưa chắc là không tốt vì một số thay đổi thực tế ngoài dự kiến trong một số các trường hợp gây sẽ ra các kết quả một cách chính xác với dự đoán.

Nhân tố thứ hai: các nhà quản trị sẽ không bao giờ có thể chắc chắn một quyết định cá biệt nào đó là không khôn ngoan, vì họ không thể dự đoán được chính xác những gì sẽ xảy ra trong tương lai nếu họ lựa chọn tiến trình hoạt động khác. Nhưng các nhà quản trị có thể có mức tin cậy hợp lý nếu quyết định được dựa vào các thông tin tốt nhất đáng tin cậy có sẵn, và nếu họ thấu hiểu những thông tin này để ứng xử một cách thích hợp nhất.

Hầu hết các nhà quản trị khi ra các quyết định ngắn hạn, nếu nó chỉ liên quan đến một kỳ (một năm) hoặc ngắn hơn. Các quyết định ngắn hạn thường không đòi hỏi vốn đầu tư lớn. Vì lý do này, các quyết định ngắn hạn dễ thay đổi nhiều hơn so với các quyết định dài hạn. (Bạn có thể thay đổi dễ dàng phương thức trả lương cho nhân viên bán hàng, nhưng bạn không thể thay đổi dễ dàng quyết định đầu tư vào tài sản cố định). Các nguyên tắc cơ bản áp dụng cho các quyết định ngắn hạn cũng áp

dụng cho các quyết định dài hạn, nhưng các quyết định dài hạn đòi hỏi phải xem xét thêm một số kỹ thuật tính toán khác. Nói chung các quyết định dài hạn đòi hỏi sự cam kết về tiền tệ cho một chu kỳ khá dài.

1.3. Tiêu chuẩn đối với các quyết định ngắn hạn:

Tiêu chuẩn kinh tế của việc lập các quyết định ngắn hạn rất đơn giản, đó là chọn lựa một hoạt động mà khi bạn dự tính ra quyết định sẽ mang lại hiệu quả cao nhất (hoặc lỗ ít nhất) cho doanh nghiệp, sự vận dụng nguyên tắc này không phải là việc đơn giản, do vậy yêu cầu cần có thêm hai nguyên tắc phụ hỗ trợ là:

Các nguồn thu và chi phí duy nhất thích hợp cho việc ra quyết định là các nguồn thu và chi ước tính trong tương lai sẽ khác trong số các phương án có sẵn, chúng được gọi là các nguồn thu chênh lệch và các nguồn chi phí chênh lệch (vì có rất nhiều quyết định dẫn đến các mức tăng về thu nhập và chi phí nên còn được gọi là các nguồn thu tăng thêm và chi phí tăng thêm).

Các nguồn thu và chi hoặc đã phải gánh chịu (đã phát sinh) nó không thích hợp với các quyết định kinh doanh. Cách sử dụng duy nhất là, cần nghiên cứu chúng có thể giúp cho việc dự đoán các nguồn thu và các nguồn chi trong tương lai.

Các nguồn thu và chi chênh lệch (tăng thêm):

Thuật ngữ chênh lệch có nhiều hàm ý hơn thuật ngữ tăng thêm. Thuật ngữ sau đề xuất các mức tăng, và một số quyết định dẫn đến các mức giảm cho cả thu nhập và chi phí. Nhưng các thuật ngữ được sử dụng không quan trọng bằng điều mà chúng phản ánh. Các chi phí chênh lệch là các chi phí có thể tránh được, do đó sẽ là thông tin thích hợp cần phải xem xét trong các quyết định kinh doanh. Nếu một doanh nghiệp có thể thay đổi một khoảng

Taïp chí Kinh teá – Kyõ thuaät

chi phí bằng cách chọn một hành động ngược lại với hành động trước đó, đo đó chi phí này là chi phí có thể tránh được và nó chính là chi phí chênh lệch.

Ví dụ: doanh nghiệp dự kiến có thể tiếp kiệm được 100 triệu đồng tiền lương và các định phí khác nếu doanh nghiệp ngưng kinh doanh một loại sản phẩm ở một khu vực địa lý cá biệt nào đó, thì 100 triệu đồng này là chi phí tránh được (chênh lệch), vì nó sẽ có thể phát sinh nếu doanh nghiệp vẫn tiếp tục bán sản phẩm đó và sẽ không phát sinh nếu doanh nghiệp ngưng bán sản phấm trong khu vực đó. Dĩ nhiên, doanh nghiệp sẽ bị mất một khoản thu nếu ngưng bán sản phẩm đó. Như vậy, thu nhập bị mất có tính chênh lệch khi doanh nghiệp quyết định ngưng bán sản phẩm ở vùng địa lý cá biệt đó.

1.4. Nhận diện chi phí chìm và chi phí cơ hội:

Việc nhấn mạnh vào các khoản thu và chi phí chênh lệch, làm chúng ta quan tâm đến các khái niệm, chi phí chìm và chi phí cơ hội: a. Chi phí chìm: là một loại chi phí đã phải chịu và do đó sẽ phải chịu như vậy cho dù nhà quản trị chọn phương án hay hành động nào. Chi phí chìm không bao giờ thích hợp với việc ra quyết định vì chúng không có tính chênh lệch (Chi phí chìm là chi phí đã phát sinh ở các quyết định quá khứ, do đó

không thay đổi được trong tương lai).

Thí dụ: Doanh nghiệp đã chi 200 triệu đồng để tiếp thị phát triển một sản phẩm mới. Nhiều vấn đề đã phát sinh và bây giờ nhà quản trị phải đứng trước quyết định có nên hay không nên tiếp thị sản phẩm đó. Như vậy 200 triệu đồng này là không thích hợp với quyết định vì nó không có tính chênh lệch; nghĩa là, chi phí này sẽ luôn luôn như vậy dù doanh nghiệp có tiếp thị sản phẩm hay không. Tương tự, khi doanh

nghiêp đứng trước quyết định sự lựa chọn thay thế một chiếc máy mới bằng một chiếc máy cũ mà doanh nghiệp đang sử dụng, thì giá trị còn lại của chiếc máy cũ sẽ là chi phí chìm.

Chi phí cơ hội: Cho dù chi phí lịch sử của một nguồn chi có tính chìm thì vẫn có thể có khoản chi phí để nhằm các mục đích ra kế hoạch. Nếu một nguồn chi có thể sử dụng theo nhiều cách, thì có chi phí cơ hội.

Nói tổng quát, chi phí cơ hội là lợi ích bị mất vì chọn phương án này thay vì chọn phương án khác. Phương án (hành động) khác là phương án tốt nhất sẵn có so với phương án đang được nghiên cứu.

Thí dụ 1: Doanh nghiêp Q sở hữu một nhà kho có thể sử dụng nó để chứa hàng hóa hoặc cho thuê với giá 100 triệu mỗi năm. Sử dụng diện tích đó để tồn trữ hàng hóa đòi hỏi doanh nghiệp Q bỏ qua cơ hội cho thuê, điều này có nghĩa là có một sự chênh lệch, nếu doanh nghiệp Q chọn hành động này thay vì hành động khác. Khi Q xem xét bất cứ một hành động nào mà đòi hỏi việc sử dụng mặt bằng để tồn trữ, chi phí thích hợp của mặt bằng là chi phí cơ hội của Q, số tiền 100 triệu mà Q không thu được. Điều gì sẽ xảy ra nếu Q sẽ chi 40 triệu mỗi năm cho một hợp đồng thuê nhà kho? Chi phí cơ hội của việc sử dụng mặt bằng để tồn trữ chỉ còn 60 triệu, mức thiệt hại thực mà Q phải chịu vỉ bỏ qua cơ hội cho thuê.

Thí dụ 2: Giả sử doanh nghiệp Q sở hữu một chiếc máy mà có thể dùng để sản xuất một trong 2 sản phẩm X hoặc Y. Các sản phẩm đòi hỏi số thời gian máy như nhau, nhưng số dư đảm phí của X lớn hơn số dư đảm phí của Y. Khi Q xem xét một quyết định để sử dụng máy vào việc sản xuất sản phẩm X, chi phí của việc sử dụng máy là một chi phí cơ hội của Q. Nếu Q sử dụng máy để sản xuất sản phẩm Y. Chi phí là số dư đảm phí bị thiệt hại

Lý thuyết và thực hành…

vì không sử dụng nó để sản xuất sản phẩm X. Như vậy, chi phí cơ hội phụ thuộc vào hành động hoăc phương án đang được xem xét.

Thực hành ra quyết định ngắn hạn Ví dụ: Công ty M sản xuất hàng may sẵn.

M đang có trong kho 5.000 áo không thể bán được thông qua kênh bình thường. Có một cửa hàng đã tiếp xúc với công ty M và đề nghị mua hết số áo với giá 120 triệu đồng. Chi phí để sản xuất số áo này là 170 triệu đồng. Giám đốc công ty cho rằng chẳng thà vứt bỏ số áo đó đi còn hơn bán sẽ chịu lỗ 50 triêu đồng (170 triệu đồng – 120 triệu đồng). Giám đốc công ty có đúng không? Nếu không có đề nghị nào khác tốt hơn thì ông ta sai, và lời đề nghị của mạng lưới cửa hàng trên phải được chấp thuận.

2.1. Nghiên cứu 2 phương án: (1) Bỏ số áo đó hoặc (2) Bán chúng cho mạng lưới bán lẻ. Nếu bỏ áo đi sẽ không mang lại thu nhập và cũng không đòi hỏi tăng thêm chi phí. Như vậy thì chi phí cơ hội của việc bán áo cho mạng lưới bán lẻ đó là gì? Sẽ không có, vì công ty M không thu được khoản lợi nhuận nào từ phương án kia, là phương án vứt bỏ số áo đó đi. Như vậy, chi phí cơ hội phụ thuộc vào phương án nào sẽ được đem ra xem xét.

Nhưng còn 170 triệu đồng chi phí để sản xuất số áo đó thì sao? Từ các khái niệm chi phí chênh lệch và chi phí chìm, cho ta thấy 170 triệu đồng có tính chất chìm. Khoản chi phí này đã phát sinh và sẽ không thay đổi cho dù chọn phương án nào. Thật vậy, công ty M sẽ bị lỗ 50 triệu đồng nếu công ty bán số áo đó cho mạng lưới bán lẻ. Nhưng số áo đó bỏ đi, công ty sẽ bị lỗ 170 triệu đồng (lưu ý là công ty M tốt nhất là nên bán số áo đó với giá 120 triệu đồng, cho dù chi phí để sản xuất chúng là 170 triệu đồng, hoặc thậm chí chi phí là 250 triệu đồng, nếu chỉ có phương án khác duy nhất là đem vứt bỏ chúng đi).

2.2. Nghiên cứu thêm một phương án mới: Có một mạng lưới bán lẻ cửa hàng khác đề nghị trả 200 triệu đồng cho số áo đó. Nếu công ty M chịu thêm chi phí để làm thêm 2 túi áo và nhuộm màu khác. Bộ phận quản lý sản xuất ước tính chi phí tăng thêm để làm công việc này 50 triệu đồng. Giám đốc công ty M không thích thú với phương án này, vì tổng chi phí là 220 triệu đồng (170 triệu đồng + 50 triệu đồng) sẽ lớn hơn số đề nghị là 200 triệu đồng.

Mặc dù, bây giời công ty M đã có sẵn 3 phương án, chúng ta đã biết là phương án bán được ưa chuộng hơn phương án vứt bỏ số áo đó đi. Do dó, chúng ta chỉ cần so sánh phương án làm thêm rồi bán với giá 200 triệu đồng, với phương án bán ngay với giá 120 triệu đồng như đã trình bày trên. Công ty M nên chọn phương án nào trong 2 phương án đó?

Để làm rõ vấn đề này, hãy nghiên cứu các khoản thu và chi phí chênh lệch của 2 phương án này như sau:

Phương án: Làm thêm để bán, thay vì bán ngay:

Thu nhập chênh lệch: (200 triệu đồng – 120 triệu đồng) = 80 triệu đồng

Chi phí chênh lệch: (50 triệu đồng – 0 triệu đồng) = 50 triệu đồng

Lợi nhuận chênh lệch: = 30 triệu đồng Công ty M sẽ lãi thêm 30 triệu đồng bằng

cách làm lại số áo đó so với bán ngay chúng. Đối với phương án bán ngay thì chi phí cơ hội là bao nhiêu? Phương án tốt nhất có sẵn hiện nay là phương án làm thêm có một khoảng lợi nhuận là 150 triệu đồng (200 triệu đồng – 50 triệu đồng) chi phí. Như vậy, chi phí cơ hội của phương án bán ngay là 150 triệu đồng bị thiệt hại nếu không chấp nhận phương án làm thêm. Chi phí cơ hội của việc chấp nhận lời đề nghị làm thêm là gì? Chi phí cơ hội là 120 triệu

đồng, bị mất do từ chối phương án bán ngay.

Taïp chí Kinh teá – Kyõ thuaät

Một số nhà quản trị ra quyết định muốn kết hợp các chi phí cơ hội trực tiếp vào quá trình phân tích các phương án của họ. Sử dụng cách này, phân tích phương án bán ngay sẽ cho thấy bị lỗ 30 triệu đồng (120 triệu đồng thu và 150 triệu đồng của chi phí cơ hội được lưu ý ở trên). Một quá trình phân tích tương tự đối với phương án làm thêm cho thấy một khoản lãi là 30 triệu đồng (các khoản thu là 200 triệu đồng và chi phí lá 170 triệu đồng, gồm 50 triệu đồng của chi phí làm thêm cộng với 120 triệu đồng chi phí cơ hội của việc vào phương án này).

Phân tích các phương án một cách tách biệt với nhau nhưng kết hợp chi phí cơ hội của từng phương án phân tích, cũng đã chỉ rõ sự lựa chọn tương tự như được chỉ ra trong phân tích so sánh nếu chấp nhận lời đề nghị làm thêm, vì khoản lãi 30 triệu đồng được ưa chuộn hơn khoản lỗ 30 triệu đồng từ phương án bán ngay.

Như trên đã nói, 170 triệu đồng chi phí của quá trình sản xuất áo là chi phí không thích hợp. Để nhấn mạnh tính không thích hợp của chi phí này, hãy xem xét báo cáo thu nhập của công ty M đối với từng phương án.

Đơn vị tính: Triệu đồng

Chỉ tiêu	Vứt bỏ	Bán ngay	Làm thêm
Thu nhập	0	120	200
Chi phí sản xuất	(170)	(170)	(170)
Làm thêm	–	–	(50)
Lãi ( lỗ)	(170)	(50)	(20)

Như vậy, việc làm thêm sẽ làm cho lỗ ít hơn, được chứng minh qua kết quả phân tích chênh lệch, đã cho thấy phương án này là phương án tốt nhất trong cả 3 phương án nghiên cứu. Khoản lỗ phải chịu khi bán ngay là 120 triệu đồng, ít hơn so với khi vứt bỏ số áo đó, khoản này phản ánh qua khoản 120 triệu đồng lợi nhuận chênh lệch được trình bày trong bảng phân tích đầu tiên là khoản lỗ 20 triệu đồng được báo cáo đối với việc làm thêm số áo thì thấp hơn 30 triệu đồng với khoản lỗ từ phương án bán ngay, khoản này chính là khoản 30 triệu đồng lợi nhuận chênh lệch mà chúng ta tìm được khi so sánh chúng với nhau.

2.3. Nghiên cứu trong tình huống giả định Sự kiện không đổi là Công ty M có trong tay 5.000 áo đã được sản xuất với chi phí 170 triệu đồng. Bây giờ hãy giả sử số áo đó có thể bán với giá bình thường. Công ty M dự kiến sản xuất một số lượng áo tương tự để thỏa mãn nhu cầu tiêu thụ tương lai, nếu Công ty

đã bán số áo có trong tay. Nhà quản lý sản xuất cho rằng chi phí sản xuất 5.000 áo đã tăng lên đến 200 triệu đồng.

Một cửa hàng bán lẻ đề nghị mua 180 triệu đồng cho số áo của công ty hiện có trong tay. Công ty phải làm gì trong điều kiện này

Mấu chốt của quá trình phân tích là phải hiểu rằng, dù công ty quyết định làm cái gì thì công ty cũng phải có sẵn 5.000 áo để đáp ứng nhu cầu dự kiến trong tương lai ở mức giá chuẩn. (Mọi điều xảy ra sau thời điểm này kể cả doanh thu bình thường theo dự kiến, sẽ giống nhau dù công ty quyết định phải làm gì đối với 5.000 áo có trong tay).

Công ty có 2 phương án:

Một là, Công ty có thể cứ giữ số áo đó cho đến khi chúng có thể được bán với giá chuẩn, điều này có nghĩa là công ty chọn cách “không làm gì cả”. Nếu chọn cách này, công ty sẽ không có doanh thu và cũng không phải chịu bất cứ chi phí nào cả từ bây giờ cho đến

Lý thuyết và thực hành…

khi số áo được xuất bán hoàn toàn cho tiêu thụ bình thường.

Hai là, Công ty có thể bán số áo lúc này và làm một số áo khác để đáp ứng cho nhu cầu tiêu thụ bình thường. Nếu phương án này được chọn, công ty nhận được 180 triệu đồng doanh thu và chịu một khoảng chi phí 200 triệu đồng (để sản xuất số áo cần thiết cho nhu cầu tiêu thụ bình thường), chịu lỗ 20 triệu đồng. sự lựa chọn tốt nhất là “ không làm gì cả”, công ty sẽ không phải lỗ 20 triệu đồng khi chọn phương án này. Chi phí cơ hội của việc chọn để bán ngay số áo bây giờ là 200 triệu đồng, sẽ là chi phí của việc thay thế chúng sau này. Đây là giá trị của chúng vì bán chúng bây giờ cần phải sản xuất lại với chi phí sản xuất là 200 triệu đồng. Chi phí cơ hội là chi phí thay thế trong một số trường hợp. Trong các trường hợp trên, chi phí cơ hội luôn luôn là giá bán (từ chi phí tăng thêm để hoàn thành chúng).

3. Triển khai thông tin thích hợp và phân bổ chi phí

3.1. Khai triển các thông tin thích hợp

Các nhà quản trị phải ra nhiều quyết định có ảnh hưởng đến những phần nhỏ của công ty: như một sản phẩm, một dây chuyền sản phẩm, một phân xưởng, thậm chí một chi tiết rời của sản phẩm. Thông thường, bộ phận (hoạt động cá thể) mà các nhà quản trị đang xem xét những thay đổi khả dĩ không đủ lớn để được báo cáo chi tiết.

Ví dụ: Hãy xem xét một công ty sản xuất trang thiết bị văn phòng. Công ty có thể làm một số mẫu đối với máy đánh máy chữ, máy tính và máy copy, bán chúng trong một số vùng cho nhiều tầng lớp khách hàng khác nhau (doanh nghiệp, bệnh viện, cơ quan, nhà nước vv…), và điều hành một số phân xưởng, mà trong các phân xưởng đó chỉ sản xuất một sản phẩm hoặc một dây truyền sản phẩm và các phân xưởng khác sản xuất một số sản phẩm khác. Các báo cáo kế toán

bình thường không thể trình bày thông tin theo mẫu sản phẩm, theo vùng, theo từng khách hàng và theo từng phân xưởng.

Một báo cáo kế toán hiện hành, như báo cáo thu nhập theo bộ phận kinh doanh (các nhóm hàng, các mặt hàng, các dây truyên sản xuất…), là căn cứ tốt để từ đó phân tích theo các bộ phận sản xuất kinh doanh, vì nó làm rõ các chi phí có thể tránh được. Những thông tin trong các báo cáo kế toán đã qua chỉ được quan tâm khi nó dự toán được trong tương lai. Các nguồn thông tin khác thường quan trọng hơn; các chuyên viên cung cấp thông tin về nhu cầu nguyên liệu và yêu cầu đối với lao động của một sản phẩm mới, phòng tiếp thị đưa ra các ước tính về doanh thu tương lai của một sản phẩm. Như vậy, dù có sẵn một báo cáo kế toán chuẩn về một bộ phận mà từ đó ta có thể xem xét một số thay đổi, thì điều này không có nghĩa là báo cáo gồm những thông tin cần thiết cho việc ra quyết định về các thay đổi đó.

Với sự kết hợp của internet và máy tính giúp các nhà quản trị nắm bắt và khai triển dễ dàng hơn một số loại thông tin, giống như khối lượng của một loại sản phẩm cá biệt tiêu thụ trong mỗi vùng cho từng nhóm khách hàng. Nhưng máy tính không thể xác định được liệu một số các chi phí phát sinh có tránh được hay không thể. Việc thực hiện công việc này đòi hỏi một số lượng lớn công tác nghiệp vụ kế toán và mối quan hệ chặc chẽ giữa kế toán viên, kế toán viên kế quản trị với các nhà quản trị khác.

Điểm quan trọng nhất về các quyết định liên quan với các bộ phận là ở chỗ, các phân tích sẽ khác với các quyết định. Không có bất cứ công thức kỳ diệu duy nhất nào để nhận diện chi phí và thu nhập thích hợp đối với từng quyết định cá biệt. Chi phí mà có thể tránh được và do đó có tính chênh lệch, khi xem xét theo góc độ này có thể có tính không thể tránh

Taïp chí Kinh teá – Kyõ thuaät

được, khi xem xét theo góc độ khác. Nói chung

góc độ càng nhỏ thì chi phí có thể tránh được càng ít. Chi phí có thể tránh được của một mẫu máy đánh máy chữ được bán trong một vùng cá biệt chắc chắn bị giới hạn theo biến phí sản xuất của kiểu mẫu đó. Những chi phí có thể tránh được gắn liền với toàn bộ dây truyền của máy đánh máy đánh máy chữ trong cùng vùng đó gồm các biến phí sản xuất và có thể gồm cả một số chi phí bán hàng. Môt số định phí sản xuất cũng có thể được tiết kiệm, nhất là nếu các máy đánh máy chữ được bán trong vùng đó và được sản xuất trong một nhà máy mà không sản xuất các dây truyền sản phẩm khác. Nhưng dù vậy, quyết định này phụ thuộc vào các tình huống cụ thể của nhà máy đó. Khi góc độ nghiên cứu toàn bộ dây truyền sản xuất thì càng có nhiều chi phí có thể tránh được.

3.2. Phân bổ chi phí chung

Nhiệm vụ nhận diện chi phí thích hợp, cho một quyết định cá biệt thường rất phức tạp, mà kế toán thực hiện về việc phân bổ chi phí phí sản xuất chung vào các bộ phận. Thí dụ, các doanh nghiệp đều đặn phân bổ định phí sản xuất cho khối lượng sản phẩm, vì chúng thường được quy định như vậy nhằm cho mục đích kế toán tài chính và mục đích thuế. Vì sự phân bổ chi phí thường được kết hợp với các báo cáo nội bộ nó có vai trò như một điểm bắt đầu để ra quyết định.

Trong phần trên chúng ta đã nghiên cứu và đã nhấn mạnh đến các căn cứ để ra quyết định là những thông tin hướng đến tương lai. Chúng ta đã biết rằng định phí của một đơn vị là kết quả của quá trình phân bổ chi phí, không có tín hiệu hữu ích trong quá trình dự đoán các chi phí trong tương lai. Như vậy định phí tính cho một đơn vị không thích hợp với quá trình ra quyết định. Theo định nghĩa chung nhất, các chi phí chung có tính không thể tránh được đối với các bộ phận cá thể mà chúng có đặc tính chung. Sự

phân bổ các chi phí này cho các bộ phận cá thể không làm thay đổi tổng số tiền phân bổ có tính có thể tránh được trong tương lai. Như vậy, đối với quá trình ra quyết định một bộ phận, các chi phí chung được phân bổ cho bộ phận đó không có tính thích hợp, các chi phí thích hợp duy nhất là các chi phí mà sẽ làm thay đổi (có tính chênh lệch) nếu một doanh nghiệp chọn một tiến trình hành động này thay vì một tiến trình khác.

Mặc dù có một số khẳng định mạnh mẽ rằng, chi phí được phân bổ có tính không thể tránh được, đôi khi có thể làm giảm chi phí chung nếu một bộ phận đủ lớn bị loại trừ. Thí dụ, giả sử có 20 nhân viên của phòng tiền lương tính lương cho sổ lương công nhân của tất cả 6 phân xưởng của công ty. Nhưng nếu một phân xưởng lớn đóng cửa, phòng tiền lương có thể phân bổ lại công việc và nhân viên bị giảm bớt còn 17 hoặc 18 người, do đó làm giảm một phần chi phí chung. Xác định những loại thay đổi này của chi phí là một phần của việc phân tích chi phí trong quá trình xác định chi phí căn cứ theo hoạt động. Như vậy, phân tích chi phí cho các quyết định đòi hỏi rất nhiều sự cẩn trọng đến từng tình huống cụ thể.

Sự xuất hiện của các chi phí được phân bổ trên các báo cáo bộ phận làm phát sinh một vấn đề quan trọng về cung cấp thông tin trong phạm vi một doanh nghiệp. Hệ thống thông tin phải cung cấp số liệu để lập các báo cáo tài chính, lập các báo thuế và các mẫu báo cáo khác theo yêu cầu của nhà nước và nhà quản trị để ra các quyết định kinh doanh cần thiết. Hệ thống thường được thiết kế chung quanh các nhu cầu của kế toán tài chính và thuế, vì các thông tin cụ thể được yêu cầu cho các mục đích này được biết rõ và được cần đến thường xuyên. Vì hệ thống thông tin và các báo cáo kết quả bộ phận phục vụ một số mục đích nên nhà quản trị sử dụng những báo cáo này phải

Tải xuống tài liệu học tập PDF miễn phí

[sociallocker id=”19555″] Tải Xuống Tại Đây [/sociallocker]

July 18, 2019

Thị trường tiền tệ

Thị trường tiền tệ

Mọi ý kiến đóng góp xin gửi vào hòm thư: [email protected]

Kéo xuống để Tải ngay đề cương bản PDF đầy đủ: Sau “mục lục” và “bản xem trước”

(Nếu là đề cương nhiều công thức nên mọi người nên tải về để xem tránh mất công thức)

Đề cương liên quan: Bài giảng Phân tích Tài chính – Chương 3

[toc]

[pdfviewer width=”800px” height=”1000px” beta=”true/false”]http://hotroontap.com/wp-content/uploads/2019/07/Th%E1%BB%8B-tr%C6%B0%E1%BB%9Dng-ti%E1%BB%81n-t%E1%BB%87.pdf[/pdfviewer]

Tải ngay đề cương bản PDF tại đây: Thị trường tiền tệ

Tuần từ 1/7 –17/7/2012

THỊ TRƯỜNG TIỀN TỆ

LÃI SUẤT

Lãi suất liên ngân hàng giảm nhẹ so với cuối tháng 6 và khá ổn định trong nửa đầu tháng 7 do các ngân hàng lớn đã tăng lượng cung ra thị trường. Cụ thể, lãi suất ở mức 4,5%-5% đối với kỳ hạn qua đêm, 4,7%-5,2% đối với kỳ hạn một tuần và 6%-6,5% đối với kỳ hạn một tháng. Đáng chú ý, NHNN yêu cầu các NHTM hạ lãi suất các khoản vay cũ xuống còn 15% kể từ 15/7 để giảm bớt áp lực trả lãi cho doanh nghiệp. Do trần lãi suất huy động 12% đã áp dụng từ 3 tháng trước nên lãi suất cho vay

mức 15% là có khả năng thực hiện được. Tuy nhiên, các ngân hàng nhỏ sẽ khó đáp ứng yêu cầu này do họ đã huy động vượt trần trong một thời gian dài để giữ khách. Trên thị trường 1, lãi suất huy động VND được duy trì ở mức dưới 9% cho kỳ hạn ngắn và 11% cho các kỳ hạn dài. Hiện tượng vượt trần huy động cho các kỳ hạn dài (12%) không còn diễn ra do áp lực hạ lãi suất cho vay từ

NHNN.

Do lạm phát theo năm vẫn tiếp tục giảm cùng với định hướng nới lỏng tiền tệ của NHNN, lãi suất cho vay được kỳ vọng sẽ giảm về 10-12% trong vòng 3 tháng tới. Lãi suất trên thị trường dân cư giảm xuống sẽ khiến ngân hàng gặp khó khăn trong việc huy động vốn. Theo đó, rất có thể lãi suất liên ngân hàng sẽ có nhiều biến động trong những tháng cuối năm.

Hình 1: Lãi suất liên ngân hàng VND (%)

Thuật ngữ viết tắt

CDS: Hợp đồng bảo hiểm rủi ro tín dụng

CP: Chính Phủ

HNX: Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội

GT: giá trị

KBNN: Kho Bạc Nhà Nước

KL: Khối lượng

LS: Lãi suất

NDF: Hợp đồng kì hạn không chuyển giao

NHCSXH: Ngân hàng chính sách xã hội

NHNN: Ngân hàng Nhà Nước

TCPH: Tổ chức phát hành

MBS: Công ty chứng khoán Thăng Long

USD: Đô la Mỹ

VCB: Ngân hàng Ngoại Thương

VDB: Ngân hàng phát triển Việt Nam

VEC: Tổng công ty Đầu Tư Phát Triển đường cao tốc Việt Nam

Nguồn: MB

TỶ GIÁ VND/USD

Thị trường ngoại hối không có nhiều biến động trong hai tuần gần đây. Tỷ giá VND/USD được duy trì ổn định do cầu về nhập khẩu không lớn, lãi suất VND giảm nhưng vẫn cao hơn khá nhiều so với lãi suất USD, giá vàng trong nước không biến động quá nhiều. Hiện tại, tỷ giá VND/USD tự do và chính thức dao động quanh mức 20.890 và 20.867, giảm khoảng 30 điểm cơ bản so với đầu tháng 7. Tỷ giá được kỳ vọng sẽ không biến động mạnh vượt quá giới hạn cam kết 3% của NHNN.

1	MBS Vietnam: 98 Nguy Nhu Kon Tum,		Sales & Client Trading
	Thanh Xuan, Hanoi, Vietnam		Tran Thi Hue Phuong
	Website: www.mbs.com.vn	E: [email protected]

	Bloomberg: MBSV<GO>

Hình 2: Tỷ giá VND/USD

Nguồn: MB, MBS

HOẠT ĐỘNG THỊ TRƯỜNG MỞ

Giao dịch trên thị trường mở trong nửa đầu tháng 7 diễn ra trầm lắng với tỷ lệ đăng ký/chào thầu ở mức thấp khoảng 15%. Lãi suất OMO cao trong khi thanh khoản hệ thống vẫn khá dồi dào khiến nhu cầu vay của ngân hàng giảm mạnh. Tổng giá trị các ngân hàng đang vay trên thị trường mở xấp xỉ 1 ngàn tỷ đồng và nhiều phiên đấu thầu OMO gần đây không thành công. Không có tín phiếu nào phát hành trong hai tuần gần đây trong khi có hơn 9,3 ngàn tỷ đồng tín phiếu đáo hạn. Theo đó, NHNN đã bơm ròng tổng cộng khoảng 8,4 ngàn tỷ đồng qua OMO và tín phiếu từ ngày 1 đến 16 tháng 7.

Hình 3: Lượng tiền bơm ròng trên OMO (nghìn tỷ đồng)

Nguồn: MB & Bloomberg

THỊ TRƯỜNG TRÁI PHIẾU

Thị trường trái phiếu sơ cấp giao dịch trầm lắng trong hai tuần đầu tháng 7. Số lượng thành viên tham gia các phiên đầu thầu ít và lãi suất kỳ vọng cao khiến cho tỷ lệ trúng thầu rất thấp dưới 30%. Phiên đấu thầu của NHCSXH cũng không thành công với tỷ lệ trúng thầu 0%. Như vậy, có khoảng 1,65 ngàn tỷ đồng TPCP được phát hành thành công trong nửa đầu tháng 7. Lãi suất trúng thầu trái phiếu KBNN tăng nhẹ so với tháng trước, dao động quanh mức 9,5-9,9%. Chúng tôi cho rằng thị trường trái phiếu sơ cấp sẽ tiếp tục ảm đạm cho đến hết quý 3. Dự báo lợi suất trái phiếu sẽ duy trì

2	MBS Vietnam: 98 Nguy Nhu Kon Tum,		Sales & Client Trading
	Thanh Xuan, Hanoi, Vietnam		Tran Thi Hue Phuong
	Website: www.mbs.com.vn	E: [email protected]

	Bloomberg: MBSV<GO>

mức thấp như hiện nay và có thể tăng nhẹ do áp lực phát hành trái phiếu chính phủ trong những tháng cuối năm còn lớn.

Hình 4: Lợi suất trái phiếu CP (%)

Nguồn: Bloomberg

Hình 5: Giá trị TPCP hàng tháng năm 2012 (tỷ đồng)

Nguồn: MBS, Bloomberg

Thị trường trái phiếu trong nước

Bảng 1: Kết quả đấu thầu TPCP gần đây trên HNX

Ngày	TCPH	Kỳ hạn	KL trúng	KL đăng kí	KL chào	LSTT	LS trần
Ngày	TCPH	Kỳ hạn	thầu	KL đăng kí	thầu	LSTT	LS trần
			thầu		thầu

12/7	KBNN	2	300	950	1000	9.5
12/7	KBNN	3	350	1750	2000	9.75
12/7	KBNN	5	500	1600	2000	9.9
6/7	NHCSXH	3	0	500	1000	0
6/7	NHCSXH	5	0	300	1000	0
5/7	KBNN	3	300	1650	2000	9.45
5/7	KBNN	5	200,15	1800,15	2000	9.6
5/7	KBNN	2	0	950	1000	0

Nguồn: HNX

3	MBS Vietnam: 98 Nguy Nhu Kon Tum,		Sales & Client Trading
	Thanh Xuan, Hanoi, Vietnam		Tran Thi Hue Phuong
	Website: www.mbs.com.vn	E: [email protected]

	Bloomberg: MBSV<GO>

Bảng 2: Giao dịch thông thường trên HNX

							GT giao
		Kì hạn					dịch
Ngày	Mã	còn lại	Coupon	KL	Giá	Lợi suất	(tỷ đồng)
			(%)
16/7	TD1114049	1	12,34	2.000.000	97.386	13,90	218.9
16/7	TD1013045	2	10,95	6.000.000	98.31	13,00	597
16/7	QHB1013022	1	11,90	2.000.000	101.835	9,10	209.7
13/7	TD1215032	3	10,80	1.000.000	102.691	9,60	105.4
13/7	TB1013051	1	10,08	1.000.000	100.888	9,02	101.4
13/7	CPB0813005	1	8,50	1.800.000	99.675	8,99	186.9
13/7	TD1214029	2	11,00	2.000.000	102.222	9,50	209.9
13/7	TD1013062	1	9,68	545.44	100.234	9,40	58.6
12/7	TD1113038	1	12,42	800	102.916	9,00	82.9
12/7	CPD0813001	1	8,50	200	99.625	9,09	20.7
12/7	CPB071245	0	8,65	300	99.714	9,12	31.3
12/7	TD1114039	2	12,30	1.000.000	104.895	9,40	105.6
12/7	TD1015044	3	11,33	2.000.000	104.26	9,55	211.1
11/7	CPB0813005	1	8,50	1.800.000	99.57	9,20	186.6
11/7	TB1015036	3	11,50	2.000.000	104.866	9,40	214.5
11/7	TD1217036	5	10,80	80	99.899	10,80	8.2
11/7	TD1215032	3	10,80	1.000.000	103.062	9,45	105.6
11/7	TD1114049	2	12,34	200	105.115	9,45	23.4
10/7	CPB071237	0	8,00	1.000.000	99.63	8,96	105
10/7	TD1113004	1	11,00	1.000.000	100.979	8,87	105.9
10/7	TD1214029	2	11,00	1.000.000	102.402	9,40	105
10/7	TD1215034	3	9,00	2.000.000	99.112	9,35	199.5
10/7	TD1217016	5	11,35	1.000.000	106.563	9,50	110.7
9/7	TD1116026	4	13,20	2.000.000	113.03	9,05	229
9/7	VDB111009	9	11,50	1.000.000	107.377	10,15	111
9/7	TD1113038	1	12,42	200	103.305	8,80	20
9/7	TD1113004	1	11,00	6.000.000	100.437	9,99	628
9/7	TB1015055	3	10,30	600	103.051	9,10	67
6/7	TD1113004	1	11,00	1.000.000	100.696	9,42	105
6/7	CPB071237	0	8,00	1.000.000	99.42	9,60	104
6/7	TD1113038	1	12,42	800	102.64	9,35	82.6
6/7	TD1114059	2	12,10	1.000.000	105.095	9,50	113.1
6/7	TD1217036	5	10,80	1.000.000	104.338	9,60	106.8

Nguồn: HNX

4	MBS Vietnam: 98 Nguy Nhu Kon Tum,		Sales & Client Trading
	Thanh Xuan, Hanoi, Vietnam		Tran Thi Hue Phuong
	Website: www.mbs.com.vn	E: [email protected]

	Bloomberg: MBSV<GO>

Thị trường trái phiếu khu vực

Bảng 3: Lợi suất trái phiếu chính phủ (%) tháng 6 năm 2012

	1N	2N	3N	5N	7N	10N

USA		0.3011	0.3962	0.6878	1.0405	1.5768
Singapore		1.58		0.42		1.58
Vietnam	9.614	10.05	9.7	9.775	9.883	10.05
Indonesia	4.823	6.233	5.222	5.469	5.909	6.233
Malaysia	2.963	3.516	3.076	3.208	3.39	3.516
Philippines	2.6558	5.8942	4	5.1019	5.159	5.8942
Japan	0.102	0.815	0.107	0.215	0.415	0.815
China	2.27	3.34	2.52	2.84	3.12	3.34
Thailand	3.14	3.489	3.228	3.337	3.413	3.489
Hong Kong	0.175	0.998	0.262	0.419	0.707	0.998

Nguồn: Bloomberg

Hình 6: VN CDS 5 năm

Nguồn: Bloomberg

Hình 7: Lợi suất trái phiếu phát hành quốc tế năm 2005 (%)

Nguồn: Bloomberg

5	MBS Vietnam: 98 Nguy Nhu Kon Tum,		Sales & Client Trading
	Thanh Xuan, Hanoi, Vietnam		Tran Thi Hue Phuong
	Website: www.mbs.com.vn	E: [email protected]

	Bloomberg: MBSV<GO>

SẢN PHẨM

Sản phẩm này được phát hành hàng tuần, tập trung vào các vấn đề của thị trường trái phiếu Việt Nam. Trong báo cáo này, chúng tôi gắn kết các thông tin kinh tế vĩ mô và sự thay đổi của thị trường tiền tệ với thị trường trái phiếu. Bình luận được viết bởi Trần Thị Thanh Thảo (Thạc sỹ, Deakin University, Úc). MBS phát hành báo cáo này, nhưng những sai sót nếu có thuộc về tác giả. Chúng tôi cám ơn khách hàng đã đọc và gửi phản hồi về các sản phẩm của chúng tôi.

KHỐI NGHIÊN CỨU

Chúng tôi cung cấp các nghiên cứu kinh tế và cổ phiếu. Bộ phận nghiên cứu kinh tế đưa ra các báo cáo định kỳ về các vấn đề kinh tế vĩ mô, chính sách tiền tệ và thị trường trái phiếu. Bộ phận ngiên cứu cổ phiếu chịu trách nhiệm các báo cáo về công ty niêm yết, báo cáo công ty tiềm năng và báo cáo ngành. Khối Nghiên Cứu cũng đưa ra các bình luận và nhận định về thị trường thông qua bản tin là The Investor Daily

CÔNG TY CỔ PHẦN CHỨNG KHOÁN MB (MBS)

Được thành lập vào năm 2000. MBS là một trong những công ty chứng khoán đầu tiên tại Việt Nam. MBS cung cấp các dịch vụ bao gồm: môi giới, nghiên cứu và tư vấn đầu tư, nghiệp vụ ngân hàng đầu tư, và các nghiệp vụ thị trường vốn. Với trên 400 nhân viên làm việc tại các văn phòng Hà Nội, Hồ Chí Minh, Hải Phòng và các vùng chiến lược khác. MBS hiện là một trong những công ty chứng khoán được biết tới nhiều nhất tại Việt nam. Khách hàng của chúng tôi bao gồm các nhà đầu tư cá nhân và tổ chức, các tổ chức tài chính và các doanh nghiệp. Là thành viên của tập đoàn MB bao gồm Ngân hàng MB, Công ty địa ốc MB, Công ty quản lý tài sản MB và Công ty quản lý quỹ MB Capital. MBS có nguồn lực lớn về con người, tài chính và công nghệ để có thể cung cấp cho các khách hàng các sản phẩm và dịch vụ phù hợp mà rất ít các công ty chứng khoán khác có thể cung cấp. Từ khi được thành lập, MBS đã được nhìn nhận là:

Công ty môi giới hàng đầu, đứng thứ nhất về thị phần môi giới từ năm 2009;

Công ty nghiên cứu có tiếng nói trên thị trường với đội ngũ chuyên gia phân tích có kinh nghiệm, cung cấp các sản phẩm nghiên cứu về kinh tế và thị trường chứng khoán; và

Nhà cung cấp đáng tin cậy các dịch vụ về nghiệp vụ ngân hàng đầu tư cho các công ty quy mô vừa.

VĂN PHÒNG

Trụ sở Công ty: Tầng 5,6,7 Tòa nhà Thăng Long Tower, 98 Ngụy Như Kon Tum, Thanh Xuân, Hà Nội. Điện thoại:

+84(4) 3726 2600. Website: www.MBS.com.vn

Chi nhánh Hồ Chí Minh: Tầng 2, Tòa nhà Petro Việt Nam, 1-5 Lê Duẩn, Quận 1, Hồ Chí Minh. Điện thoại: +84(8) 3910 6411.

QUYỀN TỪ CHỐI

Quan điểm thể hiện trong báo cáo này là của (các) tác giả và không nhất thiết liên hệ với quan điểm chính thức của MBS. Những lập luận thể hiện quan điểm trong báo cáo này cũng có thể thay đổi bất cứ lúc nào mà không cần phải báo trước. Các tác giả đã dựa vào những thông tin từ những nguồn được coi là đáng tin cậy, dù vậy họ cũng không kiểm chứng một cách độc lập các nguồn tin này. Những khuyến nghị trong báo cáo này được hiểu là dành cho những khách hàng hiện tại của MBS. Báo cáo này cũng không nên được coi là cơ sở để đưa ra những khuyến nghị mua, bán hoặc đăng ký đấu giá nào. Báo cáo này cũng không nên được phân phát thêm toàn bộ hoặc từng phần dù với mục đích nào. Không có bất cứ những cân nhắc nào được đưa ra liên quan tới mục tiêu đầu tư, tình hình tài chính hay nhu cầu cụ thể nào đó của người nhận.

6	MBS Vietnam: 98 Nguy Nhu Kon Tum,		Sales & Client Trading
	Thanh Xuan, Hanoi, Vietnam		Tran Thi Hue Phuong
	Website: www.mbs.com.vn	E: [email protected]

	Bloomberg: MBSV<GO>

Tải xuống tài liệu học tập PDF miễn phí

[sociallocker id=”19555″] Tải Xuống Tại Đây [/sociallocker]

July 18, 2019

TÁC ĐỘNG CỦA ĐÒN BẨY TÀI CHÍNH LÊN DÒNG TIỀN TỰ DO TẠI CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

TÁC ĐỘNG CỦA ĐÒN BẨY TÀI CHÍNH LÊN DÒNG TIỀN TỰ DO TẠI CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

Mọi ý kiến đóng góp xin gửi vào hòm thư: [email protected]

Tổng hợp các đề cương đại học hiện có của Đại Học Hàng Hải: Đề Cương VIMARU

Kéo xuống để Tải ngay đề cương bản PDF đầy đủ: Sau “mục lục” và “bản xem trước”

(Nếu là đề cương nhiều công thức nên mọi người nên tải về để xem tránh mất công thức)

Đề cương liên quan: TÀI CHÍNH VI MÔ CỦA NGÂN HÀNG CHÍNH SÁCH XÃ HỘI VỚI CHƯƠNG TRÌNH GIẢM NGHÈO BỀN VỮNG TẠI VIỆT NAM

[toc]

[pdfviewer width=”800px” height=”1000px” beta=”true/false”]http://hotroontap.com/wp-content/uploads/2019/07/T%C3%81C-%C4%90%E1%BB%98NG-C%E1%BB%A6A-%C4%90%C3%92N-B%E1%BA%A8Y-T%C3%80I-CH%C3%8DNH-L%C3%8AN-D%C3%92NG-TI%E1%BB%80N-T%E1%BB%B0-DO-T%E1%BA%A0I-C%C3%81C-C%C3%94NG-TY-NI%C3%8AM-Y%E1%BA%BET-TR%C3%8AN-S%E1%BB%9E-GIAO-D%E1%BB%8ACH-CH%E1%BB%A8NG-KHO%C3%81N-TH%C3%80NH-PH%E1%BB%90-H%E1%BB%92-CH%C3%8D-MINH.pdf[/pdfviewer]

Tải ngay đề cương bản PDF tại đây: TÁC ĐỘNG CỦA ĐÒN BẨY TÀI CHÍNH LÊN DÒNG TIỀN TỰ DO TẠI CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

Tạp chí Kinh tế – Kỹ thuật

TÁC ĐỘNG CỦA ĐÒN BẨY TÀI CHÍNH LÊN DÒNG TIỀN TỰ DO TẠI CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

IMPACT OF FINANCIAL LEVERAGE ON FREE CASH FLOW IN FIRMS LISTED ON HO CHI MINH STOCK EXCHANGE

Bùi Ngọc Toản(*)

TÓM TẮT

Bài nghiên cứu xác định sự tác động c̉a đòn bẩy tài ch́nh lên dòng tiền tự do tại các công ty niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán thành phố H̀ Ch́ Minh. Đòn bẩy tài ch́nh c̉a công ty được đo lừng thông qua hai chỉ tiêu là tỷ lệ nợ trên vốn ch̉ sở hữu và tỷ lệ nợ dài hạn. Tác giả đã sử dụng dữ liệu c̉a 78 công ty phi tài ch́nh trong giai đoạn 2011-2015. Nghiên cứu áp dụng phương pháp b̀nh phương bé nhất tổng quát khả thi (FGLS) đ̉ đảm bảo t́nh vững và hiệu quả c̉a mô h̀nh. Kết quả nghiên cứu cho thấy đòn bẩy tài ch́nh có tác động đến dòng tiền tự do. Ngoài ra, nghiên cứu cũng t̀m thấy sự tác động c̉a năng sinh lợi, cơ hội đầu tư và tăng trưởng trong tương lai c̉a công ty (Tobin’s Q) và tốc độ tăng trưởng c̉a công ty đến dòng tiền tự do.

Từ khóa: Đòn bẩy tài chính, dòng tiền tự do, cấu trúc vốn, công ty niêm yết.

1. ĐẶT VẤN ĐỀ

Lý thuyết về dòng tiền tự do của Jensen (1986) cho rằng các công ty có dòng tiền tự do lớn thường phải đối mặt với những xung đột về mặt lợi ích giữa chủ sở hữu và nhà quản lý. Mục tiêu của các chủ sở hữu là tối đa hóa giá trị doanh nghiệp, nghĩa là tối đa hóa giá trị thị trường của vốn cổ phần và hạn chế rủi ro. Các nhà quản lý lại hướng đến những mục tiêu trong ngắn hạn như tăng doanh số, tăng thị phần, tối đa hóa lợi nhuận,… nhằm tăng mức lương, thưởng hay uy tín của mình đối với công ty. Không chỉ vậy,

ABSTRACT

This paper examines the effect of inancial leverage on free cash low in irms listed on Ho Chi Minh stock exchange. Leverage of the irm is measured by using two ratios including debt to equity ratio and long term debt. The author used panel data of 78 non-inancial irms during 2011-2015. The research employs the Feasible Generalized Least Squares (FGLS) technique to ensure the viability and effectiveness of the research model. The results reveal that inancial leverage are correlated with free cash low. In addition, the author also found out the effect of proit, growth and investment opportunities (Tobin’s Q) and growth on free cash low.

Keywords: Financial Leverage, free cash low, capital structure, irms listed.

việc sử dụng đòn bẩy tài chính cũng tạo nhiều xung đột giữa chủ sở hữu và nhà quản lý vì việc này ảnh hưởng khá nhiều đến dòng tiền tự do của công ty. Qua quá trình lược khảo các nghiên cứu trước, tác giả thấy rằng có khá nhiều nghiên cứu đã tiến hành đánh giá thực trạng về đòn bẩy tài chính cũng như về dòng tiền tự do, nhưng lại có rất ít nghiên cứu thực nghiệm tiến hành xác định sự tác động của đòn bẩy tài chính đến dòng tiền tự do. Do đó, tác giả đã tiến hành nhận dạng và xác định mức độ tác động của đòn bẩy tài chính đến dòng tiền tự do của các công ty phi tài

Giảng viên Khoa Tài ch́nh – Ngân hàng, Trừng Đại ḥc Công nghiệp Tp.HCM. ĐT: 0986.785.984. Email: [email protected].

Tác động của đòn bẩy . . .

chính niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh nhằm đưa thêm bằng chứng thực nghiệm về vấn đề này.

2. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Mô hình nghiên cứu

Dòng tiền tự do là thước đo hoạt động của doanh nghiệp được tính toán bằng hiệu số giữa dòng tiền hoạt động và chi tiêu vốn. Nói cách khác, dòng tiền tự do đại diện cho lượng tiền mặt mà doanh nghiệp có thể tạo ra sau khi để lại một phần để duy trì hoặc mở rộng các tài sản phục vụ cho sản xuất kinh doanh. Sở dĩ dòng tiền tự do quan trọng là bởi vì chỉ tiêu này cho phép doanh nghiệp có thể theo đuổi các cơ hội đầu tư nhằm tối đa hóa giá trị cho các cổ đông. Nếu không có tiền mặt thì doanh nghiệp sẽ gặp khó khăn trong việc phát triển sản phẩm mới, thực hiện các vụ mua lại, chi trả cổ tức và trả nợ.

Sự tác động của đòn bẩy tài chính đến dòng tiền tự do đã được khá nhiều tác giả tiến hành nghiên cứu tại các nền kinh tế và khu vực khác nhau, dưới đây là phần tóm lược nội dung của một số nghiên cứu:

Lingling (2004) đã nghiên cứu sự tác động của đòn bẩy tài chính đến dòng tiền tự do tại các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán tại Nhật Bản. Kết quả cho thấy đòn bẩy tài chính có tác động ngược chiều đến dòng tiền tự do. Ngoài ra, nghiên cứu cũng tìm thấy tốc độ tăng trưởng của công ty có ảnh hưởng đến dòng tiền tự do.

Trong một nghiên cứu khác, McKnight (2008) đã dựa vào lý thuyết của Jensen (1986) để kiểm định sự tác động của đòn bẩy tài chính đến dòng tiền tự do. Kết quả nghiên cứu cho

thấy có sự tác động ngược chiều của đòn bẩy tài chính đến dòng tiền tự do và phù hợp với lý thuyết của Jensen (1986).

Zhang (2009) cũng tìm thấy tác động của đòn bẩy tài chính đến dòng tiền tự do của công ty. Tác giả cho rằng, khi đòn bẩy tài chính gia tăng có thể khiến cho dòng tiền tự do giảm xuống.

Gần đây, Fatma (2011) đã nghiên cứu sự tác động của cơ cấu sở hữu và dòng tiền tự do của công ty. Kết quả cho thấy chính sách vay nợ kiểm soát chủ yếu sự biến động của dòng tiền tự do.

Không chỉ vậy, Khan và các cộng sự (2012) đã kiểm định sự tác động của đòn bẩy tài chính đến dòng tiền tự do tại 54 công ty sản xuất ở Pakistan trong giai đoạn 2006-2010. Kết quả nghiên cứu cho thấy có sự tác động ngược chiều của đòn bẩy tài chính đến dòng tiền tự do. Đòn bẩy tài chính được đo lường thông qua hai chỉ tiêu là tỷ lệ nợ so với vốn chủ sở hữu và tỷ lệ nợ dài hạn. Ngoài ra, nghiên cứu cũng tìm thấy sự tác động của hai biến kiểm soát là khả năng sinh lợi (được đo lường bằng chỉ tiêu lợi nhuận sau thuế trên tổng số cổ phiếu thường đang lưu hành), cơ hội đầu tư và tăng trưởng trong tương lai của công ty (thông qua chỉ tiêu Tobin’s Q).

Căn cứ vào các nghiên cứu trước ta thấy, đòn bẩy tài chính được đo lường thông qua hai chỉ tiêu và có sự tác động ngược chiều của chỉ tiêu này đến dòng tiền tự do. Hai chỉ tiêu phản ánh đòn bẩy tài chính được nêu trong các nghiên cứu trước bao gồm tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu và tỷ lệ nợ dài hạn.

Vậy, mô h̀nh nghiên cứu dự kiến có phương tr̀nh như sau:

FCF_it = β₀ + β₁ DE_it + β₂ LTDR_it + β₃ PRFT_it + β₄ TOBNQ_it + β₅ GROWTH_it + ε_it

Trong đó:

Biến phụ thuộc FCF_it: tỷ lệ dòng tiền tự do của công ty.

Các biến độc lập: tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu (DE_it), tỷ lệ nợ dài hạn (LTDR_it).

Các biến kỉm soát: khả năng sinh lợi (PRFT_it), cơ hội đầu tư và tăng trưởng trong tương lai của công ty (TOBNQ_it), tốc độ tăng trưởng của công ty (GROWTH_it)

Tạp chí Kinh tế – Kỹ thuật

Bảng 1: Các biến sử dụng trong mô h̀nh nghiên cứu

Tên biến	Cách đo lường biến

	Biến phụ thuộc
Tỷ lệ dòng tiền tự do của công ty	Dòng tiền tự do / Tổng tài sản
(FCF_it)	Dòng tiền tự do / Tổng tài sản
(FCF_it)
	Các biến độc lập

Tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu (DE_it)	Tổng nợ / Tổng vốn chủ sở hữu

Tỷ lệ nợ dài hạn (LTDR_it)	Tổng nợ dài hạn / Tổng nợ
	Các biến kiểm soát

Khả năng sinh lợi (PRFT_it)	Lợi nhuận sau thuế / Tổng số cổ phiếu thường đang lưu
Khả năng sinh lợi (PRFT_it)	hành
	hành

Cơ hội đầu tư và tăng trưởng trong	(Giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu + giá trị sổ sách
Cơ hội đầu tư và tăng trưởng trong	của nợ dài hạn + Giá trị sổ sách của nợ ngắn hạn) / Tổng
tương lai của công ty (TOBNQ_it)
tương lai của công ty (TOBNQ_it)	tài sản
	tài sản

Tốc độ tăng trưởng của công ty	(Doanh thu năm t – Doanh thu năm t-1) / Doanh thu năm
(GROWTH_it)	t-1

2.2. Dữ liệu nghiên cứu

Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu từ các báo cáo tài chính đã kiểm toán được công bố trên website của 78 công ty phi tài chính niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh trong giai đoạn 2011-2015. Sau khi dữ liệu được thu thập, tác giả thực hiện bước tiếp theo là tính toán các biến dựa trên số liệu thu thập được từ báo cáo tài chính.

2.3. Phương pháp phân tích

Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng thông qua hồi quy tuyến tính đa biến để lượng hóa sự tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc trong mô hình. Trước tiên, nghiên cứu sẽ kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình thông qua hệ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF), nếu hệ số VIF lớn hơn hoặc bằng 10 thì hiện tượng đa cộng tuyến được đánh giá là nghiêm trọng (Gujrati, 2003). Tiếp theo đó, nghiên cứu tiến hành kiểm định hiện tượng tự tương quan và hiện tượng phương

Nguồn: Tổng hợp c̉a tác giả

sai của sai số thay đổi. Nếu không có hiện tượng tự tương quan và phương sai của sai số thay đổi thì nghiên cứu sẽ sử dụng các phương pháp hồi quy thông thường trên dữ liệu bảng. Tuy nhiên, nếu có hiện tượng tự tương quan và phương sai của sai số thay đổi thì nghiên cứu sẽ chuyển sang phương pháp bình phương bé nhất tổng quát khả thi (Feasible General Least Square – FGLS). Wooldridge (2002) cho rằng, phương pháp này rất hữu dụng khi kiểm soát được hiện tượng tự tương quan và hiện tượng phương sai của sai số thay đổi.

3. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN

Thống kê mô tả

Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ 78 công ty phi tài chính niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh trong giai đoạn 2011-2015 với các biến số được mô tả trong bảng 2 sau đây:

Tác động của đòn bẩy . . .

Bảng 2: Thống kê mô tả các biến

Biến	Số quan sát	Trung bình	Giá trị nhỏ nhất	Giá trị lớn nhất

FCF_it	390	1,0349	0,0159	6,1603
DE_it	390	1,6585	0,1479	6,3208
LTDR_it	390	1,6585	0,0002	0,9139
PRFT_it	390	0,0022	-0,0206	0,0214
TOBNQ_it	390	1,1125	0,3049	9,5349
GROWTH_it	390	1,1925	0,1016	14,0715

Nguồn: Tổng hợp c̉a tác giả

Từ kết quả thống kê mô tả cho thấy, các biến trong mô hình ước lượng đều thu đủ dữ liệu với 309 quan sát.

3.2. Phân tích tương quan

Hệ số tương quan giữa các biến được mô tả ở bảng 3 sau đây:

Bảng 3: Hệ số tương quan giữa các biến

	FCF_it	DE_it	LTDR_it	PRFT_it	TOBNQ_it	GROWTH_it	INF_t
FCF_it	1,0000
DE_it	-0,0012	1,0000
LTDR_it	-0,3631	0,0084	1,0000
PRFT_it	0,1180	-0,2066	-0,0346	1,0000
TOBNQ_it	0,1787	0,0820	-0,0702	-0,1174	1,0000
GROWTH_it	0,0365	-0,1436	-0,0258	0,0550	0,0049	1,0000

Dựa vào bảng 3, ta thấy: biến độc lập DE_it và LTDR_it tác động ngược chiều với FCF_it. Trong khi đó, các biến kiểm soát tác động cùng chiều lên FCF_it. Không có hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng (tự tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình) do các hệ số tương quan

Nguồn: Tổng hợp c̉a tác giả

có giá trị khá thấp (giá trị cao nhất là 0.2066, chuẩn so sánh theo Farrar & Glauber (1967) là 0,8). Kết quả phân tích tương quan trên phù hợp với hầu hết các nghiên cứu trước trên thế giới và phù hợp với kỳ vọng của tác giả trong giai đoạn nghiên cứu này tại Việt Nam.

3.3. Kiểm định giả thuyết nghiên cứu

Bảng 4: Kết quả kỉm định VIF, phương sai c̉a sai số thay đổi và tự tương quan

Kiểm định VIF			Kiểm định phương sai của sai	Kiểm định tự tương
Kiểm định VIF			số thay đổi	quan
			số thay đổi	quan

Biến	VIF	1/VIF	White’s test	Wooldridge test
DE_it	1,07	0,9362
PRFT_it	1,06	0,9449	Chi2 (20) = 33,03	F (1, 77) = 37,217
TOBNQ_it	1,02	0,9769	Chi2 (20) = 33,03	F (1, 77) = 37,217
GROWTH_it	1,02	0,9778
LTDR_it	1,01	0,9927
Giá trị trung bình = 1,04			Prob > chi2 = 0,0335**	Prob > F = 0,000*

Tạp chí Kinh tế – Kỹ thuật

Ghi chú: *, ** và *** có ý nghĩa tương ứng ở mức 1%, 5% và 10%

Nguồn: Kết quả phân t́ch c̉a tác giả

Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến bằng hệ số nhân tử phóng đại phương sai cho kết quả VIF

Vậy, hiện tượng đa cộng tuyến được đánh giá là không nghiêm trọng. Kiểm định White cho thấy mô hình có hiện tượng phương sai của sai số thay đổi với mức ý nghĩa 5%. Trong khi đó, kiểm định Wooldridge cho rằng mô hình có hiện tượng tự tương quan ở mức ý nghĩa 1%.

3.4. Kết quả hồi quy

Kết quả kiểm định cho thấy mô hình nghiên cứu có hiện tượng phương sai của sai số thay đổi và hiện tượng tự tương quan, các hiện tượng này có thể được kiểm soát bằng phương pháp bình phương bé nhất tổng quát khả thi (FGLS) nhằm đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả (Wooldridge, 2002). Do đó, kết quả mô hình nghiên cứu như sau:

Bảng 5: Kết quả mô h̀nh nghiên cứu

FCF_it	Hệ số hồi quy
*Hằng số*	0,9171*

DE_it	-0,0831*
LTDR_it	-0,4439*
PRFT	7,6406***
it
TOBNQ_it	0,1453*
GROWTH_it	0,0630*
Số quan sát	390
F-test	Wald chi2(5) = 169,42
F-test	Prob > chi2 = 0,0000*
	Prob > chi2 = 0,0000*

Ghi chú: *, ** và *** có ý nghĩa tương ứng ở mức 1%, 5% và 10%

Nguồn: Kết quả phân t́ch c̉a tác giả

Với biến phụ thuộc là dòng tiền tự do (FCF_it), sau khi dùng phương pháp FGLS để khắc phục hiện tượng phương sai của sai số thay đổi và hiện tượng tự tương quan, ta có kết quả nghiên cứu như sau: đòn bẩy tài chính tác động ngược chiều

lên dòng tiền tự do (FCF_it). Trong đó, đòn bẩy của công ty được đo lường thông qua hai chỉ tiêu

là tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu (DE_it) và tỷ lệ nợ dài hạn (LTDR_it). Điều này cho thấy rằng, những

công ty sử dụng đòn bẩy tài chính cao thường có tỷ lệ dòng tiền tự do thấp. Ngoài ra, nghiên cứu cũng tìm thấy sự tác động cùng chiều của ba biến kiểm soát: năng sinh lợi (PRFT_it), cơ hội đầu tư và tăng trưởng trong tương lai của công ty (TOBNQ_it) và tốc độ tăng trưởng của công ty (GROWTH_it) đến dòng tiền tự do (FCF_it).

4. KẾT LUẬN

Bài nghiên cứu kiểm định sự tác động của đòn bẩy tài chính đến dòng tiền tự do (FCF) tại 78 công ty phi tài chính niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh. Tác giả đã áp dụng phương pháp hồi quy bình phương bé nhất tổng quát khả thi (FGLS) nhằm đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả. Kết quả nghiên cứu cho thấy hai biến độc lập đại diện cho đòn bẩy tài chính (tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu (DE) và tỷ lệ nợ dài hạn (LTDR)) và ba biến kiểm soát (khả năng sinh lợi (PRFT), cơ hội đầu tư và tăng trưởng trong tương lai của công ty (TOBNQ) và tốc độ tăng trưởng của công ty (GROWTH)) đều tác động đến dòng tiền tự do (FCF). Kết quả nghiên cứu là cơ sở để góp phần giúp các công ty, nhà đầu tư nhận định một cách rõ hơn về sự tác động của đòn bẩy tài chính đến dòng tiền tự do. Kết quả này là bằng chứng thực nghiệm của các công ty phi tài chính niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh, do đó mang lại giá trị thiết thực đối với các doanh nghiệp ở nước ta. Với kết quả này, bài nghiên cứu đã đạt được mục tiêu đề ra. Tuy nhiên, bài nghiên cứu còn gặp hạn chế như số lượng công ty đưa vào nghiên cứu còn ít (chỉ nghiên cứu các công ty phi tài chính niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh), chưa xét đến sự tác động của các biến kiểm kiểm soát đại diện cho yếu tố kinh tế vĩ mô hoặc đặc điểm ngành,… đây cũng là hướng nghiên cứu cho các bài nghiên cứu tiếp theo.

Tác động của đòn bẩy . . .

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Farrar, D. and Glauber, R. (1967). Multicollinearity in Regression Analysis: The Problem Revisited, Review of Economics and Statistics, 49, pp.92-107.
Gujarati, D. (2003). Basic Econometrics (4th edn), New York: McGraw-Hill.
Khan, A., Kaleem, A., Nazir, M. (2012). Impact of Financial Leverage on Agency cost of Free Cash Flow: Evidence from the Manufacturing sector of Pakistan. Journal of Basic and Applied Scientiic Research. ISSN 2090-4304.

Jensen, M. C. (1986). Agency Costs of Free Cash Flow, Corporate Finance, and Takeovers. American Economic Review, 76, 323-329.

Lingling, W. (2004). The Impact of Ownership Structure on Debt Financing of

Japanese Firms With the Agency Cost of Free Cash Flow (January 12, 2004). EFMA 2004 Basel Meetings Paper. Available at SSRN: http://ssrn.com/abstract=488042 or http:// dx.doi.org/10.2139/ssrn.488042

McKnight, J. (2008). Agency costs, corporate governance mechanisms and ownership structure in large UK publicly quoted companies: A panel data analysis. The Quarterly Review of Economics and Finance, 49, 139-158.

Zhang, Y. (2009). Are Debt and Incentive Compensation Substitutes in Controlling the Free Cash Flow Agency Problem? Financial Management, 38(3), 507-541.
Wooldridge, J. (2002). Introductory Econometrics: A Mordern Approach, 2nd Ed., South-Western College.

Tải xuống tài liệu học tập PDF miễn phí

[sociallocker id=”19555″] Tải Xuống Tại Đây [/sociallocker]

July 18, 2019

ẢNH HƯỞNG CỦA CẤU TRÚC VỐN ĐẾN TỶ SUẤT LỢI NHUẬN RÒNG BIÊN TẠI CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM

ẢNH HƯỞNG CỦA CẤU TRÚC VỐN ĐẾN TỶ SUẤT LỢI NHUẬN RÒNG BIÊN TẠI CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM

Mọi ý kiến đóng góp xin gửi vào hòm thư: [email protected]

Tổng hợp các đề cương đại học hiện có của Đại Học Hàng Hải: Đề Cương VIMARU

Kéo xuống để Tải ngay đề cương bản PDF đầy đủ: Sau “mục lục” và “bản xem trước”

(Nếu là đề cương nhiều công thức nên mọi người nên tải về để xem tránh mất công thức)

Đề cương liên quan: Truyền dẫn của chính sách tiền tệ đến tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam

[toc]

[pdfviewer width=”800px” height=”1000px” beta=”true/false”]http://hotroontap.com/wp-content/uploads/2019/07/%E1%BA%A2NH-H%C6%AF%E1%BB%9ENG-C%E1%BB%A6A-C%E1%BA%A4U-TR%C3%9AC-V%E1%BB%90N-%C4%90%E1%BA%BEN-T%E1%BB%B6-SU%E1%BA%A4T-L%E1%BB%A2I-NHU%E1%BA%ACN-R%C3%92NG-BI%C3%8AN-T%E1%BA%A0I-C%C3%81C-NG%C3%82N-H%C3%80NG-TH%C6%AF%C6%A0NG-M%E1%BA%A0I-VI%E1%BB%86T-NAM.pdf[/pdfviewer]

Tải ngay đề cương bản PDF tại đây: ẢNH HƯỞNG CỦA CẤU TRÚC VỐN ĐẾN TỶ SUẤT LỢI NHUẬN RÒNG BIÊN TẠI CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM

Ảnh hưởng của cấu trúc . . .

ẢNH HƯỞNG CỦA CẤU TRÚC VỐN ĐẾN TỶ SUẤT LỢI NHUẬN RÒNG BIÊN TẠI CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM

IMPACT OF CAPITAL STRUCTURE ON THE NET INTEREST MARGIN OF THE COMMERCIAL BANK IN VIETNAM

TÓM TẮT

Bài viết này xem xét tác động c̉a cơ cấu vốn đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên tại các ngân hàng thương mại (NHTM) tại Việt Nam. Số liệu sử dụng cho nghiên cứu được thu thập từ báo cáo tài ch́nh c̉a 19 NHTM Việt Nam giai đoạn 2007 – 2014. Ngoài ra nghiên cứu còn sử dụng tỷ lệ tăng trưởng GDP và tỷ lệ lạm phát được thống kê c̉a World Bank. Nghiên cứu áp dụng các phương pháp h̀i quy trên dữ liệu bảng. Bao g̀m: phương pháp OLS, Fixed effects model (FEM) và Random effects model (REM). Sau đó, nghiên cứu áp dụng phương pháp b̀nh phương bé nhất tổng quát khả thi (Feasible General Least Square – FGLS) để đảm bảo tính vững và hiệu quả của mô hình nghiên cứu. Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ vốn ch̉ sở hữu trên

tổng tài sản (CAP_i,t ), tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản (LOAN_i,t ), tỷ lệ lạm phát hàng năm (CPI_t ) và tỷ lệ tăng trưởng GDP hàng năm (GDP_t ) tác

động có ý nghĩa đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên c̉a NHTM Việt Nam.

Từ khóa: cấu trúc vốn, tỷ suất lợi nhuận ròng biên, ngân hàng thương mại, Việt Nam

Đoàn Thị Thu Trang(*)

ABSTRACT

This paper examines the impact of capital structure on the net interest margin of the Commercial bank in Vietnam. The data used for the research were collected from the inancial reports of 19 Commercial bank in Vietnam during the period 2007-2014. In addition the research also use the economic growth rate (GDP) and the inlation rate (CPI_t ) were the World Bank’s statistics. The research applies the panel data regression models, including the OLS Model, the Fixed Effect Model (FEM) and the Random Effect Model (REM). Next, the research employs the Feasible Generalized Least Squares (FGLS) technique to ensure the viability and effectiveness of the research model. The research result shows that the capital to assets ratio (CAP_i,t ). The loans to assets ratio (LOAN_i,t ), the inlation rate (CPI_t ) and the economic growth rate (GDP_t ) have an impact on the net interest margin of the Commercial bank in Vietnam.

Keywords: capital structure, the net interest margin, commercial bank, Vietnam

GV. Khoa Tài ch́nh – Ngân hàng, trừng Đại ḥc Công nghiệp thành phố H̀ Ch́ Minh. ĐT: 0935 98 98 97. Email: [email protected]

Tạp chí Kinh tế – Kỹ thuật

1. ĐẶT VẤN ĐỀ

Từ khi trở thành thành viên thứ 150 của tổ chức thương mại thế giới WTO năm 2007, Việt Nam đã đón nhận nhiều cơ hội cũng như thách thức cho mọi lĩnh vực ngân hàng – một lĩnh vực hết sức nhạy cảm. Việc mở cửa thị trường tài chính, làm các NHTM Việt Nam phải đối mặt với cạnh tranh cao hơn từ các ngân hàng nước ngoài. Theo báo cáo kinh tế vĩ mô và Ủy ban Giám sát tài chính quốc gia công bố tỷ suất lợi nhuận ròng biên (NIM) của hầu hết các NHTM Việt Nam trong những năm gần đầy đều có xu hướng giảm, đặc biệt là trong hai năm 2013 và 2014.

Chỉ tiêu tỷ suất sinh lợi biên (Net Interest Margin – NIM) được xác định bằng tổng doanh thu từ lãi trừ tổng chi phí trả lãi (thu nhập lãi thuần) trên tổng tài sản có sinh lời bình quân. Trong đó, tổng tài sản có sinh lời bình quân được xác định theo các khoản mục tiền gửi tại NHNN, tại các tổ chức tín dụng, cho vay các tổ chức tín dụng khác, cho vay khách hàng, chứng khoán đầu tư. Thông qua tỷ lệ này, ngân hàng có thể kiểm soát tài sản sinh lời và đánh giá nguồn vốn nào có chi phí thấp nhất.

Ảnh hưởng của cơ cấu vốn đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên của ngân hàng đã là một đề tài tranh luận giữa các nhà nghiên cứu và học giả. Các nghiên cứu khác nhau đã được tiến hành để tìm hiểu tác động của cơ cấu vốn đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên của ngân hàng. Các nghiên cứu đã sử dụng các kỹ thuật khác nhau và các phương pháp và đã có những ý kiến khác nhau về kết quả. Một số nghiên cứu cho thấy rằng có tác động tích cực của cơ cấu vốn đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên của ngân hàng. Mặc dù có một số nghiên cứu định lượng đã được tiến hành nhằm xác định tác động của cấu trúc vốn đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên của ngân hàng ở nhiều nước trên thế giới nhưng theo hiểu biết của các tác giả, chưa có nghiên cứu nào về vấn đề này

được thực hiện tại Việt Nam.

Xuất phát từ tầm quan trọng của việc nâng cao khả năng sinh lời của hệ thống NHTM Việt Nam, tác giả tiến hành nghiên cứu thực nghiệm nhằm tìm ra câu trả lời về mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và tỷ suất lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam trong giai đoạn vừa qua. Dựa vào kết quả này giúp các NHTM có thể xác định cấu trúc vốn hợp lý để góp phần nâng cao khả năng sinh lời của ngân hàng nói riêng và hệ thống NHTM Việt Nam nói chung.

2. CƠ SƠ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC

Tỷ suất lợi nhuận ròng biên là thước đo tính hiệu quả cũng như khả năng sinh lời. Chúng chỉ ra năng lực của hội đồng quản trị và nhân viên ngân hàng trong việc duy trì sự tăng trưởng của các nguồn thu từ lãi (chủ yếu là thu từ cho vay, đầu tư) so với mức tăng trưởng của chi phí lãi (chủ yếu là chi phí trả lãi cho tiền gửi, những khoản vay trên thị trường tiền tệ). Tỷ suất lợi nhuận ròng biên đo lường mức chênh lệch giữa thu từ lãi và chi phí trả lãi mà ngân hàng có thể đạt được thông qua hoạt động kiểm soát chặt chẽ tài sản sinh lời và theo đuổi các nguồn vốn có chi phí thấp nhất. Do vậy nếu có cấu tài sản nợ, tài sản có hợp lý, tối ưu thì sẽ làm cho tỷ lệ này gia tăng qua các năm. (Trịnh Hồng Hạnh, 2015).

Tổng hợp một số nghiên cứu gần đây có liên quan được tóm tắt ở bảng 1 sau đây:

Ảnh hưởng của cấu trúc . . .

Bảng 1: Tổng hợp các nghiên cứu trức

		Biến phụ		Các biến độc lập tác động có ý nghĩa
Tác giả	Dữ liệu nghiên cứu
					Chiều
		thuộc		Tên biến
		thuộc		Tên biến
					tác động
	– Giai đoạn nghiên cứu			Tỷ lệ vốn	(+)

Sehrish Gul		Tỷ suất sinh		Tỷ lệ cho vay trên tổng tài	(+)
	2005-2009			Tỷ lệ cho vay trên tổng tài
	2005-2009			sản
& các cộng	– Dữ liệu 15 NHTM ở	lợi biên		sản
sự (2011)		(NIM)
				Tỷ lệ tăng trưởng GDP	(-)
	Pakistan			Tỷ lệ tăng trưởng GDP	(-)
	Pakistan
				Tỷ lệ lạm phát	(+)

	– Giai đoạn nghiên cứu	Tỷ suất sinh		Tỷ lệ vốn chủ sở hữu	(+)
Bashir	1993 – 1998	Tỷ suất sinh
		lợi biên

(2000)	– Dữ liệu tám quốc gia ở			Tỷ lệ dư nợ cho vay trên
(2000)	– Dữ liệu tám quốc gia ở	(NIM)			(+)
	khu vực Trung Đông	(NIM)
				tổng tài sản
				tổng tài sản

	– Giai đoạn nghiên cứu			Tỷ lệ nợ trên tổng tài sản	(-)
Khalaf Taani	2007-2011	Tỷ suất sinh
Khalaf Taani	2007-2011	Tỷ suất sinh
& các cộng	– Dữ liệu 12 NHTM niêm	lợi biên
sự (2011)	yết trên sàn chứng khoán	(NIM)		Tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu	(-)
	Amman

				Tỷ lệ nợ dài hạn trên Vốn	(-)
	– Giai đoạn nghiên cứu			chủ sở hữu	(-)
Mubeen				chủ sở hữu
		Tỷ suất sinh

	2008-2012			Tỷ lệ nợ ngắn hạn trên Vốn
mụahid &	2008-2012	lợi biên		Tỷ lệ nợ ngắn hạn trên Vốn	(-)
các cộng sự	– Dữ liệu các ngân hàng ở	lợi biên		chủ sở hữu	(-)
các cộng sự	– Dữ liệu các ngân hàng ở	(NIM)		chủ sở hữu
(2014)	Pakistan
(2014)				Tỷ lệ tổng nợ trên Vốn chủ	(-)


				sở hữu
				sở hữu

			Nguồn: Tổng hợp c̉a tác giả

Dựa vào kết quả của các nghiên cứu trước, tác giả tiến hành nghiên cứu định lượng để tìm ra sự tác động của một số yếu tố đến nợ xấu tại các ngân hàng thương mại Việt Nam.

3. MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU

Căn cứ vào kết quả của các bài nghiên cứu trước có liên quan, mô hình nghiên cứu dự kiến có phương trình như sau:

NIM_it = β₀ + β₁CAP_it + β₂ LOAN_it + β₃ INF_t + β₄GDP_t + ε_it

Trong đó:

Biến phụ thuộc NIM_it: Tỷ suất lợi nhuận ròng biên

Các biến độc lập: Tỷ lệ vốn (CAP_it), tỷ lệ cho vay (LOAN_it), tỷ lệ lạm phát (INF_t), tăng trưởng kinh tế (GDP_t).

Tạp chí Kinh tế – Kỹ thuật

Bảng 2: Các biến sử dụng trong mô h̀nh nghiên cứu

	Biến	Ký hiệu		Đo lường	Giả thuyết

Biến phụ thuộc	Tỷ suất lợi nhuận	NIM	i,t	Thu nhập lãi ròng / Tài sản có sinh lãi
	ròng biên		i,t
Biến độc lập	Tỷ lệ vốn	CAP_i,t		Vốn chủ sở hữu / Tổng tài sản	+

Các biến kiểm	Tỷ lệ cho vay	LOAN_i,t		Tỷ lệ cho vay / Tổng tài sản	+
Các biến kiểm	Lạm phát	CPI		Tỷ lệ lạm phát hàng năm	+
soát		t
		t
	Tăng trưởng kinh tế	GDP_t		Tỷ lệ tăng GDP hàng năm	–

4. PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU

4.1. Phương pháp nghiên cứu

Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng thông qua hồi quy tuyến tính đa biến để lượng hóa sự tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc trong các mô hình. Trước tiên, nghiên cứu sẽ kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình thông qua hệ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF), nếu hệ số VIF lớn hơn hoặc bằng 10 thì hiện tượng đa cộng tuyến được đánh giá là nghiêm trọng (Gujrati, 2003). Tiếp theo đó, nghiên cứu tiến hành kiểm định hiện tượng tự tương quan và hiện tượng phương sai của sai số thay đổi. Nếu không có hiện tượng tự tương quan và phương sai của sai số thay đổi thì nghiên cứu sẽ sử dụng các phương pháp hồi quy thông thường trên dữ liệu bảng. Tuy nhiên, nếu có hiện tượng tự tương quan và

Nguồn: Tổng hợp c̉a tác giả

phương sai của sai số thay đổi thì nghiên cứu sẽ chuyển sang phương pháp bình phương bé nhất tổng quát khả thi (Feasible General Least Square – FGLS). Wooldridge (2002) cho rằng, phương pháp này rất hữu dụng khi kiểm soát được hiện tượng tự tương quan và hiện tượng phương sai của sai số thay đổi.

4.2. Dữ liệu nghiên cứu

Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu thu thập được c̉a 19 NHTM Việt Nam trong giai đoạn

2007-2014. Riêng tỷ lệ tăng trưởng GDP và tỷ lệ lạm phát được lấy từ số liệu thống kê của World Bank.

5. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Thống kê mô tả

Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ 19 NHTM trong giai đoạn 2008 – 2014 với các biến số được thống kê mô tả trong bảng 3 sau đây:

Bảng 3: Thống kê mô tả các biến

Biến	Số quan sát	Trung bình	Độ lệch chuẩn	Giá trị nhỏ nhất	Giá trị lớn nhất

^NIMi,t	152	0.0346482	0.0152211	0.008193	0.104947
CAP_i,t	152	0.1267721	0.0900562	0.042556	0.614083
LOAN_i,t	152	0.5298685	0.1369904	0.156097	0.944218
CPI_t	152	0.107225	0.0618049	0.0409	0.2312
GDP_t	152	0.059375	0.0059932	0.0525	0.0713

			Nguồn:	*Kết quả phân t́ch*	*c̉a tác giả*

Ảnh hưởng của cấu trúc . . .

5.2. Phân tích tương quan

Hệ số tương quan giữa các biến được mô tả ở bảng 4 sau đây:

Bảng 4: Hệ số tương quan giữa các biến

	NIM_i,t	CAP_i,t	LOAN_i,t	CPI_t	GDP_t

NIM_i,t	1.0000

CAP_i,t	0.7284	1.0000

LOAN_i,t	0.3494	0.1885	1.0000

CPI_t	0.0887	0.0423	-0.0320	1.0000

GDP_t	-0.1943	-0.0380	-0.0910	0.0045	1.0000

Dựa vào bảng phân tích tương quan trên, ta thấy:

Biến độc lập CAP_i,t tác động cùng chiều đến NIM_i,t.

Các biến kiểm soát LOAN_i,t, INF_t tác động cùng chiều đến NIM_i,t.
Biến kiểm soát GDP_t tác động ngược chiều đến NIM_i,t.

Không có hiện tượng đa cộng tuyến

5.3. Kiểm định các giả thuyết hồi quy

Nguồn: Kết quả phân t́ch c̉a tác giả

nghiêm trọng (tự tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình) do các hệ số tương quan có giá trị khá thấp (cao nhất là 0.1885, chuẩn so sánh theo Farrar & Glauber (1967) là 0.8).

Kết quả tương quan trên phù hợp với hầu hết các nghiên cứu trước trên thế giới và phù hợp với kỳ vọng của tác giả trong giai đoạn nghiên cứu này tại Việt Nam.

Bảng 5: Kết quả kỉm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập

Kiểm định VIF

Biến	VIF	1/VIF

LOAN_i,t	1.05	0.955888
CAP_i,t	1.04	0.961693
GDP_t	1.01	0.991268
CPI_t	1.00	0.996543
	Giá trị trung bình = 1.02

Nguồn: Kết quả phân t́ch c̉a tác giả

Đa cộng tuyến là hiện tượng các biến độc lập trong mô hình tương quan tuyến tính với nhau. Nghiên cứu tiến hành kiểm định giả thuyết không bị hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách

dùng chỉ tiêu VIF. Kết quả cho thấy VIF của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 10 nên hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình được đánh giá là không nghiệm trọng (Gujrati, 2003).

Tạp chí Kinh tế – Kỹ thuật

Bảng 6: Kỉm định phương sai c̉a sai số thay đổi và kỉm định tự tương quan

Kiểm định phương sai của sai số thay đổi	Kiểm định tự tương quan

White’s test	Wooldridge test

Chi2 (14) = 70.80	F (1, 18) = 52.478

Prob > chi2 = 0.0000*	Prob > F = 0.0000*

Ghi chú: *, ** và *** có ý nghĩa tương ứng ở mức 1%, 5% và 10%

Phương sai của sai số thay đổi sẽ làm cho các ước lượng thu được bằng phương pháp OLS vững nhưng không hiệu quả, các kiểm định hệ số hồi quy không còn đáng tin cậy. Từ đó dẫn đến hiện tượng ngộ nhận các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu có ý nghĩa, lúc đó kiểm định hệ số hồi quy và R bình phương không dùng được. Bởi vì phương sai của sai số thay đổi làm mất tính hiệu quả của ước lượng, nên cần thiết phải tiến hành kiểm định giả thuyết phương sai của

sai số không đổi bằng kiểm định White, với giả thuyết H₀: Không có hiện tượng phương sai thay đổi. Với mức ý nghĩa alpha= 1%, kiểm định White cho kết quả là: Prob = 0.0000. Vậy, Prob

01 nên bác bỏ giả thuyết H₀. Tức là có hiện tượng phương sai thay đổi.
- Giữa các sai số có mối quan hệ tương quan với nhau sẽ làm cho các ước lượng thu được bằng phương pháp OLS vững nhưng không hiệu quả, các kiểm định hệ số hồi qui không còn đáng tin cậy. Nghiên cứu tiến hành

kiểm định giả thuyết không bị tự tương quan trên dữ liệu bảng, với giả thuyết H₀: không có sự tự tương quan. Với mức ý nghĩa alpha = 1%,

kiểm định cho kết quả là: Prob = 0.0000. Vậy, Prob < 0.01 nên bác bỏ giả thuyết H₀. Tức là có sự tự tương quan.

Nguồn: Kết quả phân t́ch c̉a tác giả

Tổng hợp kết quả kiểm định

Qua kết quả kiểm định từng phần ở trên, ta thấy: mô hình có hiện tượng đa cộng tuyến được đánh giá là không nghiêm trọng. Tuy vậy, mô hình có sự tự tương quan giữa các sai số và có hiện tượng phương sai thay đổi. Hiện tượng này sẽ làm cho các ước lượng thu được bằng các phương pháp hồi quy thông trường trên dữ liệu bảng không hiệu quả, các kiểm định hệ số hồi qui không còn đáng tin cậy. Do vậy, tác giả dùng phương pháp bình phương bé nhất tổng quát khả thi (Feasible General Least Square – FGLS) để khắc phục hiện tượng tự tương quan giữa các sai số và hiện tượng phương sai thay đổi để đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả (theo Wooldridge (2002)).

5.4. Kết quả hồi quy

Tiếp theo, nghiên cứu áp dụng các phương pháp hồi quy trên dữ liệu bảng, bao gồm: Phương pháp OLS, Fixed effects model (FEM) và Random effects model (REM). Mô hình nghiên cứu có hiện tượng tự tương quan giữa các sai số, hiện tượng này có thể được kiểm soát bằng phương pháp bình phương bé nhất tổng quát khả thi (FGLS) nhằm đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả (Wooldridge, 2002). Kết quả các mô hình nghiên cứu như sau:

Ảnh hưởng của cấu trúc . . .

Bảng 7: Kết quả mô h̀nh nghiên cứu

NPL_it		Hệ số hồi quy

	OLS	FEM		REM		FGLS
	OLS	FEM		REM		FGLS

Hằng số	0.0285146	0.0378517		0.0312934		0.0166779

CAP_i,t	0.1149903*	0.0840991*		0.1084794*		0.0973284*

LOAN_i,t	0.0233054*	0.0163841**		0.0206192*		0.0216005*

CPI_t	0.0165636	0.0179918		0.0167786		0.0293592*

GDP_t	-0.3801066*	-0.4122199*		-0.3894229*		-0.1717714**

R2	60.39%	59.83%		60.36%

	F( 4, 147) =	F(4,129)	=	Wald chi2(4)		Wald chi2(4)
	F( 4, 147) =	13.14		= 142.28		= 99.04
F-test	56.03	13.14		= 142.28		= 99.04
F-test	56.03	Prob > F	=	Prob > chi2	=	Prob > chi2	=
	Prob > F = 0.0000*	Prob > F	=	Prob > chi2	=	Prob > chi2	=
	Prob > F = 0.0000*	0.0000*		0.0000*		0.0000*
		0.0000*		0.0000*		0.0000*

	*Ghi chú:* , * và ***	*có ý nghĩa tương ứng*		*ở mức 1%, 5% và 10%*
				Nguồn: Kết quả phân t́ch c̉a tác giả

Với biến phụ thuộc là NIM_i,t, sau khi dùng phương pháp FGLS để khắc phục hiện tượng tự tương quan giữa các sai số và hiện tượng phương sai thay đổi để đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả, ta có kết quả như sau:

NIM_it = 0.0167 + 0.0973 CAP_it + 0.0216 LOAN_it + 0.0294 INF_t – 0.1718 GDP_t + ε_it

Biến độc lập, tỷ lệ vốn (CAP_i,t) có mối tương quan dương và mạnh nhất (0.0973) với tỷ suất lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu của Sehrish Gul & các cộng sự (2011), Bashir (2000), Khalaf Taani & các cộng sự (2011) và Mubeen mụahid & các cộng sự (2014), và có thể được giải thích rằng, tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản càng cao thì tỷ suất lợi nhuận ròng biên của NHTM càng cao và ngược lại. Điều này chứng tỏ quy mô vốn chủ sở hữu đóng một vai trò rất quan trọng trong việc nâng cao tỷ suất lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam.

Biến kiểm soát, tỷ lệ cho vay (LOAN_i,t) có mối tương quan dương (0.0216) với tỷ suất lợi

nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam và có

nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu của Sehrish Gul & các cộng sự (2011) và Bashir (2000), và có thể được giải thích rằng, các NHTM Việt Nam càng mở rộng quy mô cho vay thì tỷ suất lợi nhuận ròng biên càng tăng. Tại Việt Nam hoạt động truyền thống và chủ yếu của các ngân hàng vẫn là cho vay (chiếm khoản 70 – 80% hoạt động của ngân hàng). Chính vì vậy, đa số các ngân hàng thường có xu hướng tập trung vào hoạt động cho vay, kênh chính để tạo ra lợi nhuận cho ngân hàng.

Biến kiểm soát, lạm phát (INF_t) có mối tương quan dương (0.0294) với tỷ suất lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam và có ý nghĩa

Tạp chí Kinh tế – Kỹ thuật

thống kê với mức ý nghĩa 1%. Thực tế tại Việt Nam giai đoạn 2007 – 2014 cho thấy, khi tỷ lệ lạm phát tăng cao tăng đến 19.89% trong năm 2008 và 18.58% trong năm 2011 và kéo theo sự gia tăng lãi suất cho vay và lãi suất tiền gửi mặc dù với những tỷ lệ khác nhau, với quy định về trần lãi suất huy động đã làm hạn chế gia tăng lãi suất huy động và kết quả là làm hệ số NIM tăng lên.

Biến tăng trưởng kinh tế (GDP_t) có mối tương quan ngược chiều (– 0.1718) với tỷ suất lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%. Thực tế từ năm 2007 – 2014 cho thấy, khi các hoạt động kinh tế tăng sẽ làm tăng giá trị vay của khách hàng (lãi suất huy động được điều chỉnh giảm liên tục từ đó kéo theo lãi suất cho vay cũng giảm đáng kể, do đó làm giảm chênh lệch lãi suất và giảm tỷ suất lợi nhuận ròng biên.

KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ

Bài nghiên cứu kiểm định sự tác động của cấu trúc vốn đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên tại 19 ngân hàng thương mại Việt Nam trong giai đoạn 2007 – 2014. Tác giả đã áp dụng các phương pháp hồi quy trên dữ liệu bảng, bao gồm: Phương pháp OLS, Fixed effects model (FEM), Random effects model (REM), tiếp đó là phương pháp bình phương bé nhất tổng quát khả thi (FGLS) nhằm đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả. Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ suất lợi nhuận ròng biên bị tác động bởi

lập tỷ lệ vốn (CAP_i,t), tỷ lệ cho vay (LOAN_i,t), Lạm phát (INF_t)và tăng trưởng kinh tế (GDP_t).

Kết quả nghiên cứu đã góp phần giúp cơ quan quản lý, các ngân hàng thương mại, nhà đầu tư có cái nhìn toàn diện hơn về tỷ suất lợi nhuận ròng biên và những yếu tố nào tác động đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên tại các ngân hàng thương mại Việt Nam. Từ đó, tác giả đề xuất một số gợi ý nhằm giúp các cơ quan quản

lý, ngân hàng thương mại và nhà đầu tư có kế hoạch cụ thể góp phần giảm thiểu rủi ro, nâng cao chất lượng tín dụng, đảm bảo hiệu quả hoạt động kinh doanh, phát triển ổn định và bền vững. Cụ thể:

Về vấn đề tăng tỷ lệ vốn ch̉ sở hữu: Tỷ lệ vốn chủ sở hữu có tác động cùng chiều mạnh nhất đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam. Tỷ lệ vốn chủ sở hữu càng tăng thì tỷ suất lợi nhuận ròng biên càng tăng. Vì vậy NHTM cần nâng cao hơn nữa tỷ lệ vốn chủ sở hữu. Tại NHTM có rất nhiều cách để tăng vốn chủ sở hữu của mình như: phát hành thêm cổ phiếu ra thị trường, bán cổ phần cho đối tác chiến lược là các ngân hàng trong nước và nước ngoài, các tổng công ty trong nước và nước ngoài, thực hiện chi trả cổ tức bằng cổ phiếu hay sử dụng thặng dư vốn cổ phần của những năm trước để lại để tăng vốn cho năm nay hoặc trích lập các quỹ từ nguồn lợi nhuận năm trước. Tùy theo thế mạnh của từng ngân hàng và tình hình cụ thể trong từng thời kỳ, ngân hàng sẽ có những lựa chọn phương thức tăng vốn chủ sở hữu đảm bảo nguồn vốn bền vững và đảm bảo lợi ích của các cổ đông trong ngân hàng.

Về vấn đề tăng tỷ lệ cho vay : Tỷ lệ cho vay có tác động cùng chiều đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam. Tăng tỷ lệ cho vay sẽ giúp tỷ suất lợi nhuận ròng biên gia tăng. Nhưng khi tăng tỷ lệ cho vay mà không kiểm soát được chặt chẽ thì điều này sẽ ảnh hưởng rất lớn đến mức độ an toàn và hiệu quả hoạt động của ngân hàng ngoài ra còn thúc đẩy lạm phát quốc gia tăng cao. Vì vậy các ngân hàng muốn tăng tỷ lệ cho vay sẽ phải chấp nhận đánh đổi rủi ro, nhưng phải đảm bảo an toàn tín dụng theo quy định của Ngân hàng Nhà nước.

Về vấn đề lạm phát : Lạm phát có tác động cùng chiều đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam. Tuy nhiên, khi tỷ lệ lạm phát gia tăng sẽ kéo theo sự gia tăng lãi suất

Ảnh hưởng của cấu trúc . . .

cho vay và lãi suất tiền gửi với những tỷ lệ khác nhau, điều này có thể làm cho tỷ suất lợi nhuận ròng biên có thể gia tăng hoặc giảm sút. Khi mức lạm phát được kiềm chế, các ngân hàng có thể duy trì mức lãi suất thực dương mà không cần dựa vào các chi phí lãi suất ngầm để thu hút khách hàng, sẽ giúp gia tăng tỷ suất lợi nhuận ròng biên.

Về vấn đề tăng trưởng GDP: Tỷ lệ tăng trưởng GDP có tác động ngược chiều đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam. Bởi vì khi các chủ trương, cơ chế chính sách hỗ

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Bashir, A. (2000), Determinants of proitability and rates of return margins in Islamic banks: some evidence from the Middle East, Grambling State University Mimeo.
Sehrish Gul (2011), Factors affecting bank proitability in Pakistan, The Romanian Economic Journal
Gujarati (2003), Basic Econometrics (4th edn), New York: McGraw-Hill.

trợ, tháo gỡ khó khăn cho sản xuất kinh doanh được ban hành như lãi suất cho vay, hỗ trợ các doanh nghiệp tăng trưởng sản xuất sẽ làm giảm chênh lệch lãi suất cho vay và lãi suất huy động, làm giảm tỷ suất lợi nhuận ròng biên. Vì vậy, khi kích thích tăng trưởng GDP, nhà nước nên lưu ý điều hành linh hoạt, chủ động các công cụ chính sách tiền tệ kết hợp với chính sách tài khóa để điều chỉnh lãi suất ở mức hợp lý và cần đẩy mạnh cải cách hạnh chính, nâng cao hiệu quả quản lý nhà nước, tăng cường chống tham nhũng, lãng phí.

Khalaf Taani (2013), Capital Structure Effects on Banking Performance: A Case Study of Jordan. International Journal of Economics, Finance and Management Sciences. Vol. 1, No. 5, 2013, pp. 227-233.

Mubeen Muajahid (2014), Impact of Capital Structure on Banking Performance, Vol.5, No.19, 2014, pp. 2222-2847

Wooldridge (2002), Introductory Econometrics: A Mordern Approach, 2nd, South-Western College.

Tải xuống tài liệu học tập PDF miễn phí

[sociallocker id=”19555″] Tải Xuống Tại Đây [/sociallocker]

July 18, 2019

Truyền dẫn của chính sách tiền tệ đến tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam

Truyền dẫn của chính sách tiền tệ đến tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam

Mọi ý kiến đóng góp xin gửi vào hòm thư: [email protected]

Kéo xuống để Tải ngay đề cương bản PDF đầy đủ: Sau “mục lục” và “bản xem trước”

(Nếu là đề cương nhiều công thức nên mọi người nên tải về để xem tránh mất công thức)

Đề cương liên quan: Lý thuyết tìm kiếm của người mua nhà Ảnh hưởng của căn nhà đang ở lên quyết định của người mua nhà

[toc]

[pdfviewer width=”800px” height=”1000px” beta=”true/false”]http://hotroontap.com/wp-content/uploads/2019/07/Truy%E1%BB%81n-d%E1%BA%ABn-c%E1%BB%A7a-ch%C3%ADnh-s%C3%A1ch-ti%E1%BB%81n-t%E1%BB%87-%C4%91%E1%BA%BFn-t%C4%83ng-tr%C6%B0%E1%BB%9Fng-kinh-t%E1%BA%BF-%E1%BB%9F-Vi%E1%BB%87t-Nam.pdf[/pdfviewer]

Tải ngay đề cương bản PDF tại đây: Truyền dẫn của chính sách tiền tệ đến tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 49, 02/2019

TRUYỀN DẪN CỦA CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ ĐẾN

TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ Ở VIỆT NAM

MONETARY POLICY TRANSMISSION TO

ECONOMIC GROWTH IN VIETNAM

Hồ Thủy Tiên, Chu Thị Thanh Trang, Hồ Thu Hoài1

Ngày nhận: 11/12/2018 Ngày nhận bản sửa: 30/12/2018 Ngày đăng: 15/02/2019

Tóm tắt

Nghiên cứu truyền dẫn chính sách tiền tệ (CSTT) đến tăng trưởng kinh tế thông qua sử dụng mô hình SVAR, số liệu phân tích được lấy theo quý từ Quý 1/2000 đến Quý 4/2016. Tác giả đã sử dụng kết hợp nhiều phương pháp phân tích để đánh giá cơ chế truyền dẫn từ các biến công cụ và biến trung gian trong cơ chế điều hành CSTT. Kết quả nghiên cứu cho thấy kênh lãi suất là kênh chủ đạo, tác động mạnh đến tăng trưởng kinh tế. Bên cạnh đó, tăng trưởng kinh tế còn phản ứng nhanh trước thay đổi của tỷ giá hối đoái, dự trữ ngoại hối và chỉ số giá chứng khoán. Phân tích phân rã phương sai thông qua các kênh cho thấy tăng trưởng kinh tế có sự khác biệt theo thời gian giữa các kênh.

Từ khóa: Tăng trưởng kinh tế, truyền dẫn chính sách tiền tệ, SVAR.

Abstract

Studying the transmission of monetary policy to economic growth by using the SVAR model, the data is conducted quarterly from Q1/2000 to Q4/2016. The authors uses a combination of analytical methods to evaluate the transmission mechanism from instrument variables and intermediate variables in the monetary policy. The result shows that interest rate channel is the main channel, strongly impact on economic growth. In addition, economic growth has responded quickly to changes in exchange rates, foreign exchange reserves and stock price indices. Analysis of variance decomposition across channels shows that economic growth varies over time between channels.

Key words: Economic Growth, Monetary Policy Transmission, SVAR.

1. Giới thiệu

CSTT là một trong những chính sách vĩ mô quan trọng thúc đẩy kinh tế tăng trưởng, đồng thời kiểm soát lạm phát thông qua các kênh truyền dẫn của CSTT như kênh lãi suất, kênh giá tài sản, kênh tín dụng,… Vì vậy, để có thể

__________________________________________

Trường Đại Học Tài chính – Marketing

vận dụng thành công CSTT qua đó kiểm soát tốt lạm phát thúc đẩy tăng trưởng kinh tế thì các nhà hoạch định chính sách cần hiểu rõ cơ chế truyền dẫn và xem xét các cú sốc của CSTT đến nền kinh tế. Hiểu rõ được tầm quan trọng của CSTT đối với nền kinh tế, trong thời gian

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 49, 02/2019

qua, nhiều các nghiên cứu từ hàn lâm đến thực nghiệm đều xem xét và đo lường riêng lẻ hiệu quả của một số kênh truyền dẫn hoặc là tổng hợp các kênh truyền dẫn của CSTT đến nền kinh tế. Hầu hết kết quả của các nghiên cứu này chỉ ra rằng cú sốc của CSTT tác động rõ rệt đến sản lượng và lạm phát với mức độ và thời gian tác động của từng kênh truyền dẫn trong CSTT là khác nhau. Ở Việt Nam đã có một số các nghiên cứu về truyền dẫn CSTT nhưng tập trung nghiên cứu ở kênh lãi suất và tỷ giá, còn các nghiên cứu tổng hợp các kênh truyền dẫn của CSTT đến nền kinh tế còn khá khiêm tốn và hầu như chỉ nghiên cứu cho giai đoạn trước khủng hoảng tài chính toàn cầu 2008. Trong khi đó, Chính phủ Việt Nam những năm gần đây đặc biệt là sau khủng hoảng tài chính 2008 đã điều hành khá hiệu quả CSTT thông qua tổng hòa các kênh truyền dẫn đã kiểm soát tốt lạm phát và duy trì tăng trưởng. Trong đó kênh truyền dẫn nào có vai trò lớn nhất? Và sự thay đổi trong cấu trúc kênh truyền dẫn hiệu quả của CSTT như thế nào? Nhóm nghiên cứu tiếp tục chọn đề tài Truyền dẫn chính sách tiền tệ đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam giai đoạn 2000

– 2016 để giải quyết các vấn đề đặt ra trên đây.

2. Các nghiên cứu trước đây có liên quan

Chủ đề về các kênh truyền dẫn CSTT tác động đến tăng trưởng kinh tế của một quốc gia đã thu hút khá đông các nhà nghiên cứu quốc tế thực hiện các nghiên cứu thực nghiệm. Có thể kể đến các nghiên cứu như sau:

Borys và Horváth (2008) nghiên cứu ảnh hưởng của CSTT ở Séc. Sử dụng kỹ thuật mô hình VAR, bài nghiên cứu tìm thấy giá cả và sản lượng suy giảm trong khoảng một năm sau

cú sốc thắt chặt CSTT, điều này phù hợp với mục tiêu của ngân hàng Trung ương nước này. Nghiên cứu cũng chỉ ra phản ứng của giá hàng hóa thương mại đối với cú sốc thắt chặt tiền.

Deepak Mohanty (2012) nghiên cứu về kênh truyền dẫn lãi suất ở Ấn Độ. Bằng cách sử dụng mô hình SVAR, nghiên cứu tìm thấy bằng chứng chính sách tăng lãi suất có ảnh hưởng trái chiều đến tăng trưởng sản lượng với độ trễ 2 quý và tác động giảm nhẹ lạm phát với độ trễ 3 quý. Thời gian đạt trạng thái cân bằng kéo dài khoảng 8 – 10 quý.

Theo John H. Cochrane (2014), phân tích về CSTT với việc cho thấy CSTT có thể tác động đến lãi suất danh nghĩa, và điều chỉnh về lạm phát dự tính. Khi giá cả chậm thay đổi thì CSTT cũng có thể tác động lên lãi suất thực và sản lượng, mặc dù khi lãi suất cao hơn thì kéo theo sản lượng tăng cùng với lạm phát. Vì vậy cần sự phối hợp giữa chính sách tài khóa và CSTT. Và từ đó đưa ra những gợi ý kết hợp chính sách tài khóa và tiền tệ một cách tối ưu trong một khung chính sách mới dựa trên những lý thuyết mới của mô hình Keynesian.

Kitamura và các tác giả (2015), nghiên cứu truyền dẫn lãi suất thị trường sang lãi suất cho vay ở các ngân hàng Nhật bản. Các tác giả phân tích các yếu tố trên bảng cân đối kế toán của ngân hàng truyền dẫn đến lãi suất cho vay của ngân hàng thương mại. Kết quả trên mẫu toàn bộ các ngân hàng cho thấy hệ số truyền dẫn nhỏ đối với các ngân hàng có tỷ lệ cho vay doanh nghiệp vừa và nhỏ lớn hơn; hệ số truyền dẫn cũng thấp với các ngân hàng cho mức độ tập trung thị trường lớn hơn. Nghiên cứu này chưa tìm thấy bằng chứng thống kê ảnh hưởng của

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 49, 02/2019

quy mô ngân hàng và hệ số an toàn vốn đến lãi suất cho vay, trong khi tỷ lệ thanh khoản có tác động cùng chiều với lãi suất cho vay của các ngân hàng. Các đặc điểm nợ của ngân hàng như tỷ lệ vay bằng chứng từ thương mại và trái phiếu công ty trên tổng các khoản vay; tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu và hệ số khả năng thanh toán lãi vay có tương quan cùng chiều với lãi suất cho vay của ngân hàng. Trong các nghiên cứu các yếu tố quyết định lãi suất cho vay dựa trên dữ liệu bảng của 122 quốc gia, Perera và Wickramanayake (2016) tìm thấy điều chỉnh lãi suất cho vay liên quan đến các biến kiểm soát kinh tế vĩ mô, hệ thống tài chính ngân hàng cũng như các yếu tố liên quan đến đặc điểm ngân hàng và chất lượng quản trị. Trong các yếu tố, mức độ phát triển của thị trường tài chính, sức mạnh thị trường và minh bạch chính sách của ngân hàng trung ương vẫn là yếu tố kinh tế vĩ mô quan trọng quyết định lãi suất cho vay.

Tại Việt Nam, chủ đề này cũng thu hút sự quan tâm của nhiều nhà nghiên cứu. Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013) sử dụng mô hình SVAR để xác định độ lớn và thời gian CSTT truyền dẫn đến các biến mục tiêu. Kết quả là có một số puzzle (mô tả hiện tượng trái ngược lý thuyết) tồn tại trong đó có price puzzle. Kênh lãi suất phản ứng trễ với biến lạm phát trong khi lạm phát lại có phản ứng tức thì trước cú sốc tỷ giá hối đoái. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nguyễn Hữu Huy Nhựt (2013) tìm thấy hiện tượng bất cân xứng trong truyền dẫn lãi suất ở Việt Nam. Các ngân hàng bị giới hạn về nguồn vốn thì lãi suất cho vay cao đối với nhóm còn lại và truyền dẫn từ lãi suất chính sách sang lãi suất cho vay không rõ ràng. Cao Thị Ý Nhi & Lê

Thu Giang (2015) sử dụng mô hình SVAR để phân tích kênh truyền dẫn CSTT Việt Nam. Kết quả nghiên cứu cho thấy không có price puzzle nhưng lại tồn tại puzzle khác. Cú sốc tăng cung tiền M2 dẫn đến suy giảm sản lượng trong kỳ tiếp theo, tăng nhẹ trong kỳ thứ 2 và sau đó giữ xu hướng giảm các kỳ kế tiếp. Đối với cú sốc tỷ giá, sản lượng tăng trong kỳ đầu và giảm ngay trong kỳ tiếp theo. Nguyễn Duy Sữu & Nghiêm Quý Hào (2016) nghiên cứu kênh tín dụng trong truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Việt Nam cho kết quả mặc dù có sự liên kết mạnh giữa lãi suất cho vay và lãi suất chiết khấu, nhưng sự truyền tải từ lãi suất cho vay đến tín dụng, từ tín dụng đến tăng trưởng kinh tế và lạm phát còn yếu. Nguyễn Phúc Cảnh và cộng sự (2016), nhóm tác giả thu thập dữ liệu về CSTT và thị trường cổ phiếu Việt Nam giai đoạn 2000 – 2013 để nghiên cứu quá trình truyền dẫn của CSTT qua kênh giá tài sản tài chính bằng mô hình tự hồi quy cấu trúc (SVAR). Kết quả tại Việt Nam, CSTT có truyền dẫn mạnh qua thị trường chứng khoán thông qua cung tiền, trong khi đó lãi suất không có tác động lớn đến thị trường chứng khoán ở cả hai chỉ số VN-Index và HNX-Index và làm cho giá cả thay đổi.

Nhìn chung các nghiên cứu trong nước và nước ngoài đều đưa ra các kết quả khác nhau về hiệu lực của các kênh truyền dẫn CSTT đến nền kinh tế của từng quốc gia do đặc thù khác nhau và các giai đoạn nghiên cứu khác nhau. Với đặc thù Việt Nam là một quốc gia có nền kinh tế đang chuyển đổi với qui mô nền kinh tế nhỏ nhưng độ mở lại lớn vì vậy các cú sốc từ bên ngoài chắc chắn có sự tác động rất lớn đến CSTT trong nước vì vậy sẽ không tránh khỏi

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 49, 02/2019

hiệu lực truyền dẫn của CSTT đến nền kinh tế, đặc biệt là giai đoạn những năm gần đây. Cho nên việc thực hiện đề tài trong giai đoạn hiện nay là vẫn cần thiết.

3. Phương pháp nghiên cứu

Đề tài sử dụng chuỗi dữ liệu thời gian đại diện cho các kênh truyền dẫn của CSTT và chuỗi dữ liệu thời gian đại diện cho tăng trưởng kinh tế như sản lượng, chỉ số giá cả,… giai đoạn Quý 1 năm 2000 – Quý 4 năm 2016. Sau khi kiểm tra tính dừng, kiểm tra tính đồng liên kết để xác định mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến, nhóm nghiên cứu sẽ dùng phương pháp SVAR để đo lường phản ứng của nền kinh tế trước những cú sốc của chính sách tiền tệ trong nước cũng như một số các cú sốc ngoại sinh lan truyền đến các công cụ của CSTT ở Việt Nam như thế nào. Phương pháp SVAR được xem là

linh hoạt vì có thể chứa nhiều mối quan hệ giữa các biến số kinh tế vĩ mô dựa trên lý thuyết kinh tế và lần lượt cho phép chúng ta xác định được những cú sốc (shock) tiền tệ trực giao.

Mô hình bao gồm các biến ngoại sinh đại diện cho yếu tố mở của nền kinh tế Việt Nam bao gồm: Biến tăng trưởng kinh tế Mỹ (GDPU_t) là biến đại diện tăng trưởng kinh tế bên ngoài; Biến lãi suất trái phiếu Chính phủ Mỹ (RDU_t) đại diện cho thay đổi CSTT bên ngoài ảnh hưởng đến mục tiêu bên trong của nền kinh tế Việt Nam.

Ba nhóm biến nội sinh bao gồm (i) nhóm biến mục tiêu của chính sách bao gồm GDP_t, CPI_t; (ii) nhóm biến trung gian bao gồm: M2G_t, VNI_t, MIG_t, EXG_t, RLB_t; (iii) nhóm biến đại diện các kênh truyền dẫn bao gồm: RDS_t, EXU_t, RGU_t.

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 49, 02/2019

Mô hình SVAR lý

thuyết

Các kênh truyền

dẫn CSTT

Biến ngoại sinh	Mô hình SVAR
Xt= f(GDPUt,	Yt= f (GDPt, CPIt,
RDUt)	M2Gt, RDSt)

Thêm

biến lãi

suất cho

vay

Mô hình SVAR

Y= f(GDPt, CPIt, M2Gt, RLBt, RDSt)

Thêm

biến tỷ

giá

Mô hình SVAR

Y= f(GDPt, CPIt, M2Gt, RLBt, EXUt, RDSt)

Thêm

biến tăng

trưởng dự

trữ ngoại

hối

Mô hình SVAR

Y= f(GDPt, CPIt, M2Gt, RLBt, EXUt, RGUt,

RDSt)

Thêm

biến chỉ

số giá

chứng

khoán

Mô hình SVAR

Y= f(GDPt, CPIt, VNIt, M2Gt, RLBt, EXUt, RGUt, RDSt)

Truyền dẫn CSTT bao gồm các biến công cụ và biến mục tiêu

Truyền dẫn CSTT

qua kênh lãi suất

Truyền dẫn CSTT

qua kênh tỷ giá

Truyền dẫn CSTT

qua kênh tín dụng

Truyền dẫn CSTT

qua kênh giá cả tài

sản tài chính

Nguồn: Thiết kế của tác giả

Hình 1. Thiết kế mô hình SVAR đo lường truyền dẫn CSTT tại Việt Nam

		Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 49, 02/2019
		Bảng 1. Tóm tắt các biến sử dụng trong mô hình

STT	Biến	Diễn giải	Nguồn

1	GDP_t	Tăng trưởng kinh tế Việt Nam	Quỹ Tiền tệ thế giới IMF

2	CPI_t	Lạm phát giá tiêu dùng, đại diện lạm phát	Quỹ Tiền tệ thế giới IMF, Tổng cục
		tại Việt Nam	Thống kê Việt Nam
3	GDPU_t	Tăng trưởng kinh tế Mỹ	Quỹ Tiền tệ thế giới (IMF)

4	RDS_t	Lãi suất tái cấp vốn, đại diện lãi suất chính	Ngân hàng Nhà nước Việt Nam
		sách tại Việt Nam
5	RLB_t	Lãi suất cho vay bình quân (Bình quân của	Quỹ Tiền tệ thế giới IMF
		NHTM lớn tại Việt Nam: (ACB, VCB,
		STB, CTG, ABI) đại diện lãi suất cho vay
		trên thị trường tài chính Việt Nam
6	M2G_t	Tăng trưởng cung tiền M2	Quỹ Tiền tệ thế giới IMF, Ngân hàng
			Châu Á Thái Bình Dương (ADB)
7	EXU_t	Tỷ giá hối đoái USD/VND	Ngân hàng Nhà nước Việt Nam

8	RGU_t	Tăng trưởng dự trữ ngoại hối	Quỹ Tiền tệ thế giới IMF

9	VNI_t	Chỉ số giá chứng khoán Việt Nam	Sở Giao dịch chứng khoán TP.HCM
			(HOSE)
10	MIG_t	Tăng trưởng nhập khẩu	Quỹ Tiền tệ thế giới (IMF)

11	EXG_t	Tăng trưởng xuất khẩu	Quỹ Tiền tệ thế giới (IMF)

12	RDU_t	Lãi suất trái phiếu Chính phủ Mỹ, đại diện	Quỹ Tiền tệ thế giới (IMF)
		lãi suất chính sách bên ngoài nền kinh tế

4. Kết quả nghiên cứu

Đầu tiên, nhóm tác giả thực hiện các bước kiểm định chuỗi dữ liệu thời gian lần lượt như sau:

Kiểm định tính dừng: Tác giả sử dụng kiểm định Dickey – Fuller để kiểm định nghiệm đơn vị cho thấy 6 chuỗi dữ liệu dừng ở chuỗi gốc và 7 chuỗi dữ liệu dừng ở sai phân bậc 1. Hầu hết các chuỗi dữ liệu đều có mức thống kê 1%. Với kết quả này, các chuỗi dữ liệu hoàn toàn phù hợp với ràng buộc khi ứng dụng mô hình SVAR.

Xác định độ trễ tối ưu: Việc xác định độ trễ tối ưu rất quan trọng trong việc nghiên cứu về sự

Nguồn: Tác giả tổng hợp

tác động CSTT truyền dẫn. Tác giả xác định độ trễ tối ưu được đánh giá nhiều nhất dựa trên các tiêu chuẩn LR, FPE, AIC, SC và HQ. Kết quả cho thấy độ trễ tối ứu được lựa chọn là 4 quý.

Kiểm định đồng liên kết: nhóm kiểm định đồng liên kết bằng kiểm định Johansen (Johansen Cointergation Test) nhằm xác định có hay không mối quan hệ dài hạn giữa các biến. Kết quả kiểm định cho thấy tồn tại 8 đồng liên kết với mức ý nghĩa 5%. Dựa vào kết quả trên, các biến có mối quan hệ dài hạn và tác động mạnh với nhau.

	Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 49, 02/2019
Kiểm định sự phù hợp của mô hình: Kết quả			kiện ổn định của mô hình. Vì thế, kết quả phân
cho thấy các nghiệm đều nằm trong vòng tròn			tích đưa ra đảm bảo độ tin cậy của mô hình
đơn vị. Nghĩa là, kết quả đáp ứng được điều			nghiên cứu.
		Bảng 2. Kết quả hồi quy

	Variables independent	Variable dependent (GDP)

		Coefficient	t-statistics	Probability
		Coefficient	t-statistics	Probability

	GDPU (-1)	0.427751	2.54586	5%

	RDS (-3)	-0.57102	-2.86346	5%

	EXU (-1)	-0.00418	-5.31286	10%

	RGU (-2)	-0.018651	2.53697	5%

	VNI (-3)	0.039182	2.30407	5%

	C	12.36211	3.29503	5%

	R-squared	0.856585	Log likelihood	-56.5653

	Adj. R-squared	0.741854	Akaike AIC	2.673915

	Sum sq. resids	21.94789	Schwarz SC	3.652159

	S.E. equation	0.791885	Mean dependent	6.684747

	F-statistic	7.465988	S.D. dependent	1.558581

Nguồn: Tác giả tổng hợp

Với kết quả hồi quy có được ta thấy GDP chịu tác động thuận từ tăng trưởng kinh tế Mỹ với độ trễ 1 quý, có nghĩa khi nền kinh tế Mỹ tăng trưởng sẽ mang đến thông tin tốt cho nền kinh tế Việt Nam. Tác động từ các chính sách hỗ trợ từ Mỹ sẽ làm cho nền kinh tế Việt Nam tăng trưởng.

Ngoài ra, lãi suất tái cấp vốn (RDS) tăng tác động tiêu cực đến nền kinh tế, làm cho tăng trưởng kinh tế giảm với độ trễ của chính sách là 3 quý. Khi lãi suất tăng, phản ứng ngay lập tức là cầu vốn sẽ giảm. Nhưng một thời gian sau, lãi suất tăng tác động tiêu cực đến nền kinh tế thông qua áp lực lên chi phí vốn các doanh nghiệp, làm cho chi phí đầu vào tăng dẫn đến hiệu quả kinh doanh giảm. Hơn nữa, khi lãi suất tái cấp vốn tăng kéo theo lãi vay các công cụ tài chính khác tăng, do đó làm tăng chi phí đầu vào của doanh nghiệp, doanh nghiệp hạn chế vay

vốn để sản xuất kinh doanh và cuối cùng là làm cho sản lượng giảm trong ngắn lẫn dài hạn.

Tỷ giá hối đoái (EXU), dự trữ ngoại hối (RGU) tăng tác động nghịch với tăng trưởng kinh tế và tác động trễ lần lượt 1 quý, 2 quý. Nền kinh tế Việt Nam trong thời gian qua luôn trong tình trạng nhập siêu, chính vì vậy mà khi tỷ giá tăng tác động mạnh đến chi phí nhập khẩu. Chi phí nhập khẩu tăng làm cho chi phí đầu vào của hoạt động sản xuất tăng và cuối cùng tác động tiêu cực đến tăng trưởng. Đồng thời, mặc dù dự trữ ngoại hối cao sẽ gia tăng mức an toàn vốn quốc gia cao, tuy nhiên trong bối cảnh phát triển kinh tế thị trường, nền kinh tế rất cần một lượng vốn dồi dào để phát triển. Chính vì vậy việc gia tăng dự trữ cao trong giai đoạn này sẽ tác động không tốt đến nền kinh tế, nhất là khi mà đất nước còn phụ thuộc nhiều vào nguồn vốn vay bên ngoài.

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 49, 02/2019

Chỉ số giá chứng khoán (VNI) tăng góp phần làm cho tăng trưởng kinh tế tăng. Có thể nói thị trường chứng khoán Việt Nam những năm gần đây đóng góp rất lớn cho nền kinh tế. Bên cạnh là kênh huy động vốn hiệu quả thì thị trường chứng khoán còn là kênh cung cấp thông tin hữu ích cho nền kinh tế. Hơn nữa, thị trường chứng khoán là nơi tựu trung những công ty có

quy mô vốn lớn, do vậy thị trường tăng trưởng đồng nghĩa với việc các doanh nghiệp ngày càng gia tăng về quy mô lẫn chất lượng.

Tiếp theo, nhóm tác giả sẽ xem xét phản ứng của tăng trưởng kinh tế thông qua các kênh truyền dẫn khác nhau bằng phân tích phản ứng sốc và phân rã phương sai.

Kênh lãi suất

Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.

		Response of GDP_SA to RLB_SA										Response of GDP_SA to GDP_SA
1.6										1.6
1.2										1.2
0.8										0.8
0.4										0.4
0.0										0.0
-0.4							8	9	10	-0.4
1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10

		Response of RLB_SA to RLB_SA										Response of RLB_SA to GDP_SA
1.6										1.6
1.2										1.2
0.8										0.8
0.4										0.4
0.0										0.0
-0.4										-0.4
-0.8										-0.8
1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10

Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.

		Response of GDP_SA to RDS_SA										Response of GDP_SA to GDP_SA
1.5										1.5
1.0										1.0
0.5										0.5
0.0										0.0
-0.5							8	9	10	-0.5								9	10
1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10
		Response of RDS_SA to RDS_SA										Response of RDS_SA to GDP_SA
1.2										1.2
0.8										0.8
0.4										0.4
0.0										0.0
-0.4										-0.4
-0.8										-0.8
1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10

Nguồn: Số liệu được thống kê từ tác giả.

Hình 2. Phản ứng của tăng trưởng trước thay đổi của lãi suất

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 49, 02/2019

Phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc lãi suất tiền gửi bắt đầu tăng nhẹ từ Quý 1 đến Quý 2. Sau đó tăng trưởng đột ngột giảm mạnh hơn 4% và dần ổn định ở các quý sau đó. Kết quả này hoàn toàn phù hợp với lý thuyết CSTT. Nghĩa là, khi ngân hàng Nhà nước tăng lãi suất tiền gửi, nhà đầu tư có xu hướng chọn việc gửi tiền vào ngân hàng thay vì đầu tư vào những khoản rủi ro khác. Thế nhưng, CSTT thắt chặt bằng lãi suất tiền gửi chỉ có tác dụng trong ngắn hạn. Mặt khác, khi tăng lãi suất tái cấp vốn ngân hàng Nhà nước, nền kinh tế Việt Nam phản ứng giảm nhẹ ở những quý đầu và đảo chiều với ghi nhận tại đỉnh hơn 3% ở Quý

Từ sau Quý 3, tăng trưởng kinh tế phản ứng chậm lại và không còn bị tác động bởi lãi suất cho vay bình quân từ Quý 4 trở đi. Tóm lại, tăng trưởng kinh tế chỉ phản ứng trong ngắn hạn trong truyền dẫn kênh giá lãi suất.

Tuy nhiên, cơ chế truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường và cuối cùng là đến tăng trưởng kinh tế cần xem xét nhiều hơn. Phân rã phương sai của lãi suất tái cấp vốn, tăng trưởng kinh tế bắt đầu chịu tác động của cú sốc lãi suất tái cấp vốn và Quý thứ 2 và mạnh nhất là 9.6% tại Quý 8. Đối với lãi suất cho vay bình quân, tăng trưởng kinh tế phản ứng nhanh hơn, nhưng không mạnh bằng lãi suất tái cấp vốn. Phản ứng bắt đầu vào Quý thứ 2 và đạt mức độ cao nhất vào Quý 3 là 4.7%. Kết quả này cho thấy giữa lãi suất tái cấp vốn và lãi suất cho vay, thì tăng trưởng kinh tế còn phụ thuộc vào việc điều hành lãi suất chính sách, trong đó lãi suất tái cấp vốn đóng vai trò quan trọng trong việc điều tiết lãi suất của nền kinh tế.

Kênh tỷ giá

Nguồn: Số liệu được thống kê từ tác giả. Hình 3. Phản ứng của tăng trưởng trước thay đổi của tỷ giá

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 49, 02/2019

Tăng trưởng kinh tế Việt Nam có biến động mạnh trước cú sốc của tỷ giá. Cụ thể, tăng trưởng kinh tế giảm khoảng 3% ở 2 quý đầu và đột ngột tăng mạnh từ Quý 2 đến hơn 7% và bắt đầu điều chỉnh phản ứng trước cú sốc tỷ giá đến hết cuối kỳ 8.

Kết quả của phân rã phương sai cho thấy, tỷ giá ảnh hưởng mạnh nhất đến tăng trưởng kinh tế so với các cú sốc vĩ mô khác, với 7.596% ở Quý 3. Mặt khác cú sốc tăng trưởng nhập khẩu tác động đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam

mạnh hơn cú sốc tăng trưởng xuất khẩu với (7.08% ở quý 20 của nhập khẩu so với 3.105%

Quý 2 của xuất khẩu). Mặc dù nền kinh tế Việt Nam đặt mục tiêu vào xuất khẩu, tuy nhiên tác giả tìm thấy được sự tác động của cú sốc tăng trưởng nhập khẩu ảnh hưởng đến tăng trưởng mạnh hơn cú sốc tăng trưởng xuất khẩu. Vì vậy, kết quả dẫn tới tỷ giá có xu hướng thay đổi theo chu kỳ kinh doanh khiến cho khó có thể tìm được thông tin.

Kênh tín dụng

Hình 4. Phản ứng của tăng trưởng trước thay đổi dự trữ ngoại hối

Tăng trưởng kinh tế Việt Nam phản ứng mạnh nhất trước cú sốc tăng trưởng tổng dự trữ ngoại tệ trong kênh tín dụng so với các kênh truyền dẫn khác. Sự tăng trưởng kinh tế phản ứng ngay từ những quý đầu tiên và đạt 4% ở Quý 3, sau đó trở về mức cân bằng ở Quý 5. Từ những quý sau, cú sốc tăng trưởng tổng dự trữ ngoại tệ tác động vừa phải đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam. Dự trữ ngoại tệ đóng vai trò rất quan trọng trong việc điều tiết nguồn ngoại tệ. Nhưng nếu dự trữ quá mức sẽ tác động đến tiêu cực đến nền kinh tế.

Kết quả phân rã phương sai cho thấy tăng trưởng kinh tế Việt Nam phản ứng mạnh nhất

Nguồn: Số liệu được thống kê từ tác giả.

dưới cú sốc tăng trưởng tổng dự trữ ngoại tệ với 5.9% ở Quý 4. Mặc dù mức độ phản ứng của tăng trưởng trước thay đổi của dự trữ ngoại hối còn thấp so với lãi suất và tỷ giá. Nhưng xét về thời gian phản ứng thì tăng trưởng kinh tế phản ứng trước thay đổi của dự trữ ngoại hối nhanh hơn so với lãi suất (4.7% so với 3.2% tại quí thứ 3). Kết quả này có thể giải thích rằng, dự trữ ngoại hối tác động trực tiếp đến nguồn cung ứng vốn trong nền kinh tế, nhưng vì quy mô dự trữ không cao do vậy mà tác động đến tăng trưởng kinh tế thấp. Trong khi lãi suất tác động hầu hết các thành phần của nền kinh tế.

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 49, 02/2019

Kênh giá cả tài sản

Hình 5. Phản ứng của tăng trưởng trước thay đổi của chỉ số chứng khoán

Chỉ số chứng khoán VN-Index được xem biến đại diện chính cho kênh giá tài sản. Tăng trưởng kinh tế phản ứng sốc trước thay đổi của chỉ số giá chứng khoán, tăng nhẹ đến gần 2% ở Quý 2 và chạm đỉnh ở Quý 5 ở khoảng 6%. Sau đó cú sốc VNI khiến tăng trưởng kinh tế giảm mạnh hơn 3.5%. Kết quả đưa ra trái ngược với lý thuyết Tobin và mô hình chu kỳ sống của Modigliani. Thông thường, thị trường chứng khoán có vai trò quan trọng trong việc dự báo khả năng tăng trưởng của nền kinh tế. Tuy nhiên, kết quả đưa ra có sự biến động trong 1 khoảng thời gian dài. Điều đó có nghĩa, thị trường chứng khoán Việt Nam vẫn còn là thị trường dạng yếu và chưa có thể đánh giá tăng trưởng kinh tế một cách hiệu quả nhất. Thị trường chứng khoán đóng vai trò là kênh huy động vốn dài hạn, tuy nhiên, thực tế cho thấy thị trường chứng khoán Việt Nam chưa phát huy tốt về điều này. Hay nói cách khác TTCK Việt Nam thời gian qua chỉ đáp ứng nhu cầu đầu cơ ngắn hạn, điều này cho thấy thị trường chứng khoán Việt Nam vẫn chưa hiệu quả. Mặc dù

Nguồn: Số liệu được thống kê từ tác giả.

thị trường vẫn cung cấp thông tin cho nền kinh tế, tuy nhiên thông tin đa chiều, chưa đáng tin cậy, hiện tượng thao túng thị trường vẫn diễn ra. Chính những điều trên làm cho chỉ số giá chứng khoán thay đổi thất thường, gây thiệt hại cho nhà đầu tư nhỏ lẻ và và làm cho nền kinh tế khó dự đoán.

Kết luận

Kết quả nghiên cứu là bằng chứng giúp cho việc định hướng chính sách, dự báo tăng trưởng nền kinh tế trong thời gian tới. Từ đó, giúp cho nhà làm chính sách cảnh giác với những biến động bên ngoài trong việc đưa ra cơ chế điều hành phù hợp.

Đối với các kênh truyền dẫn, kênh lãi suất vẫn là kênh chủ đạo, tác động mạnh đến tăng trưởng kinh tế. Không giống như những kênh khác, kênh lãi suất tác động trực tiếp và rõ ràng nhất, trong đó lãi suất tái cấp vốn của ngân hàng Nhà nước là biến tác động rõ ràng đến tăng trưởng. Cơ chế truyền dẫn thông qua lãi suất truyền dẫn nhanh đến các biến vĩ mô như cung

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 49, 02/2019

tiền, tỷ giá, chỉ số giá chứng khoán, từ đó tác động trở lại đến tăng trưởng kinh tế, kết quả trên đồng thuận với Deepak Mohanty (2012), Nguyễn Khắc Quốc Bảo (2013).

Phân tích phản ứng sốc của tăng trưởng kinh tế trước thay đổi của các biến đại diện các kênh trong cơ chế truyền dẫn cho thấy thông qua kênh lãi suất, tăng trưởng kinh tế phản ứng nhanh trước lãi suất tái cấp vốn, nhưng lại phản ứng chậm trước lãi suất cho vay bình quân. Thông qua kênh tỷ giá cho thấy tăng trưởng kinh tế phản ứng nhanh trước tỷ giá, nhưng lại phản ứng chậm trước xuất khẩu và nhập khẩu. Thông qua kênh tín dụng cho thấy tăng trưởng phản ứng nhanh, mạnh trước thay đổi dự trữ ngoại hối. Thông qua kênh giá cả tài sản, tăng

Tài liệu tham khảo

Tiếng Việt

trưởng kinh tế phản ứng nhanh trước thay đổi của chỉ số giá chứng khoán theo hướng tích cực.

Phân tích phân rã phương sai thông qua các kênh cho thấy tăng trưởng kinh tế có sự khác biệt theo thời gian giữa các kênh. Thông qua kênh lãi suất, lãi suất tái cấp vốn vẫn là biến tác động mạnh đến tăng trưởng trong ngắn hạn lẫn dài hạn. Bên cạnh đó, lãi suất cho vay bình quân vẫn đóng góp đáng kể đến tăng trưởng trong ngắn hạn. Thông qua kênh tỷ giá, tỷ giá vẫn là biến giải thích tăng trưởng kinh tế mạnh nhất và đạt mức độ lớn nhất vào quý thứ 3. Kênh tín dụng qua việc phát hiện mới biến dự trữ ngoại hối tác động đến tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn lẫn dài hạn.

Cao Thị Ý Nhi, Lê Thu Giang (2015), Ứng dụng mô hình SVAR nghiên cứu kênh truyền dẫn tiền tệ và gợi ý chính sách tiền tệ ở Việt Nam, Tạp chí kinh tế & phát triển, Đại học kinh tế Quốc dân, 2015.

Nguyễn Khắc Quốc Bảo (2013). Truyền dẫn chính sách tiền tệ Tại VN. Tạp chí Phát triển & hội nhập, 13(23),15-22.

Trần Ngọc Thơ & cộng sự (2013). Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở VN. Tạp chí Phát triển

hội nhập, 10(20), 8-16.

Tiếng Anh

Borys, M. M., & Horvath, R. (2008). The Effects of Monetary Policy in the Czech Republic: An Empirical Studyµ, William Davidson Institute, Working Paper No. 922.

Cochrane, J. H. (2014). Monetary policy with interest on reserves. Journal of Economic Dynamics and Control, 49, 74-108.

Deepak Mohanty. (2012). Evidence of Interest Rate Channel of Monetary Policy Transmission in India. RBI working paper

Kitamura, T., Muto, I., & Takei, I. (2015). How do Japanese banks set loan interest rates?:

Estimating pass-through using bank-level data (No. 15-E-6). Bank of Japan.

Perera, A., & Wickramanayake, J. (2016). Determinants of commercial bank retail interest rate adjustments: Evidence from a panel data model. Journal of International Financial Markets, Institutions and Money, 45, 1-20.

Tải xuống tài liệu học tập PDF miễn phí

[sociallocker id=”19555″] Tải Xuống Tại Đây [/sociallocker]

July 17, 2019

Lý thuyết tìm kiếm của người mua nhà Ảnh hưởng của căn nhà đang ở lên quyết định của người mua nhà

Lý thuyết tìm kiếm của người mua nhà Ảnh hưởng của căn nhà đang ở lên quyết định của người mua nhà

Mọi ý kiến đóng góp xin gửi vào hòm thư: [email protected]

Kéo xuống để Tải ngay đề cương bản PDF đầy đủ: Sau “mục lục” và “bản xem trước”

(Nếu là đề cương nhiều công thức nên mọi người nên tải về để xem tránh mất công thức)

Đề cương liên quan: Các nhân tố bất định ảnh hưởng đến quyết định đầu tư trong dự án FDI không thể hủy ngang tại Việt Nam

[toc]

[pdfviewer width=”800px” height=”1000px” beta=”true/false”]http://hotroontap.com/wp-content/uploads/2019/07/L%C3%BD-thuy%E1%BA%BFt-t%C3%ACm-ki%E1%BA%BFm-c%E1%BB%A7a-ng%C6%B0%E1%BB%9Di-mua-nh%C3%A0-%E1%BA%A2nh-h%C6%B0%E1%BB%9Fng-c%E1%BB%A7a-c%C4%83n-nh%C3%A0-%C4%91ang-%E1%BB%9F-l%C3%AAn-quy%E1%BA%BFt-%C4%91%E1%BB%8Bnh-c%E1%BB%A7a-ng%C6%B0%E1%BB%9Di-mua-nh%C3%A0.pdf[/pdfviewer]

Tải ngay đề cương bản PDF tại đây: Lý thuyết tìm kiếm của người mua nhà Ảnh hưởng của căn nhà đang ở lên quyết định của người mua nhà

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 46, tháng 8/2018

LÝ THUYẾT TÌM KIẾM CỦA NGƯỜI MUA NHÀ:

ẢNH HƯỞNG CỦA CĂN NHÀ ĐANG Ở LÊN QUYẾT ĐỊNH CỦA NGƯỜI MUA NHÀ

SEARCH THEORY IN HOUSING MARKET:

THE IMPACT OF THEIR EXISTING ACCOMODATION ON BUYERS’ DECISIONS Nguyễn Thị Bích Hồng¹, Trương Thành Hiệp¹

Ngày nhận: 19/3/2018 Ngày nhận bản sửa: 28/4/2018 Ngày đăng: 5/8/2018

Tóm tắt:

Một người mua nhà đang đạt được nhiều lợi ích từ căn nhà hiện tại thì thường có tâm lý khó tính hơn trong quyết định mua nhà, họ sẽ dành nhiều thời gian cho việc tìm kiếm một căn nhà mới. Ngược lại, một người đang sống trong căn nhà có nhiều đặc điểm gây bất mãn, nghĩa là lợi ích của căn nhà là thấp, thì sẽ động cơ muốn rút ngắn quá trình tìm kiếm nên sẽ dễ dãi hơn trong quyết định mua nhà. Trong bài nghiên cứu này, tác giả đã xây dựng mô hình lý thuyết chứng minh sự ảnh hưởng của khoảng lợi ích của căn nhà đang ở đối với quyết định mua nhà của người mua. Thông qua đó góp phần giải thích hiện tượng là có một số đặc điểm của căn nhà chỉ có tác động lên giá bán nhà, trong khi một số đặc điểm khác lại có tác động lên cả khả năng bán nhà và thời gian bán của căn nhà (Zuehlke, 1987).

Từ khóa: Thị trường nhà ở; Lý thuyết hành vi của người mua; Lý thuyết tìm kiếm; Lợi ích căn nhà hiện tại; Quyết định mua nhà.

Abstract

person who has a lot of benefits from the existing house is often consider carefully before deciding to buy a new house, so he will spend more time looking for a new house. In contrast, a person who is living in a house with a lot of disadvantages, ie the utility from staying in the house is low; he is impulsed to shorten the process of searching a house, so it is easier for him to decide on the purchase. In this research, the author suggests a theory model to explain how the benefits of the existing house affect the decision of a house-buyer. From the results, the author explains why some features of the house only affect on selling- price while the others affect on both price and the possibility to buy a house and the time to sell the house. (Zuehlke, 1987).

Key words: Housing market; Consumer theory; Search theory; Existing house benefit; Decision of a house-buyer.

Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 46, tháng 8/2018

1. Đặt vấn đề

Theo lý thuyết vị thế – chất lượng của Hoàng Hữu Phê và Patrick Wakely (2000), khi một người sống trong một căn nhà, bên cạnh việc hưởng thụ các đặc điểm của căn nhà, các tiện ích của khu vực xung quanh, người sử dụng cũng đồng thời hưởng thụ những yếu tố thuộc về vị thế của căn nhà đó và thông thường những hưởng thụ này sẽ đem lại lợi ích cho anh ta. Tuy nhiên, đôi khi một số đặc tính nào đó của căn nhà có thể trở nên không còn phù hợp với yêu cầu của người sử dụng. Ví dụ như do sự xuống cấp theo thời gian, sự thay đổi yêu cầu của người sử dụng (có thêm thành viên hoặc thay đổi chỗ làm) hay sự xuất hiện đặc điểm mới từ bên ngoài làm cho đặc điểm cũ trở nên lỗi thời và người sử dụng cảm thấy bị giảm vị thế so với người xung quanh,… việc này làm giảm lợi ích ròng nhận được từ việc sử dụng căn nhà, và khi đó, nhu cầu về một căn nhà khác với lợi ích ròng cao hơn sẽ xuất hiện.

Theo các lý thuyết về tìm kiếm của người mua trên thị trường nhà ở đã được phát triển bởi Courant (1978), Turnbull và Sirmans (1993), Qiu và Tu (2014) và Tu và các đồng sự (2016) thì người mua nhà sẽ đưa ra quyết định mua/không mua phụ thuộc vào kết quả so sánh lợi ích đạt được khi mua và lợi ích khi từ chối. Theo đó, lợi ích người mua đạt được khi mua căn nhà là giá trị lợi ích mà người mua có được từ căn nhà đó thông qua việc hưởng thụ

những đặc tính và vị thế của căn nhà; còn lợi ích mà người mua đạt được khi từ chối mua căn nhà là phần lợi ích kỳ vọng đạt được từ căn nhà sẽ mua sau đó sau khi trừ đi chi phí tìm kiếm.

Tuy nhiên, theo tác giả, khi người mua nhà từ chối mua căn nhà đang xem xét và tiếp tục quá trình tìm kiếm căn nhà tiếp theo thì anh ta vẫn sẽ tiếp tục sinh sống trong căn nhà cũ của mình và hưởng lợi ích mà nó mang lại. Như vậy, lợi ích mà người mua đạt được từ căn nhà đang ở là một cấu thành của lợi ích mà người mua sẽ đạt được khi từ chối mua căn nhà đang xem xét và do đó sẽ có ảnh hưởng lên quyết định mua nhà của người mua. Cụ thể, khi lợi ích này lớn (hàm ý người mua đang hưởng thụ nhiều từ căn nhà này) thì anh ta sẽ có xu hướng khó tính hơn trong việc mua nhà và do đó thời gian mua nhà thường kéo dài. Ngược lại, nếu lợi ích này là nhỏ (hàm ý người mua đang không hài lòng về căn nhà đang ở) thì anh ta thường dễ dãi hơn trong việc mua nhà và do đó thời gian mua nhà thường được rút ngắn.

Hiện tượng này đã được đề cập bởi Zuehlke (1987) khi nghiên cứu về khả năng bán nhà tại Tallahassee, Florida. Ông đã phát hiện ra rằng có một số yếu tố như diện tích khuôn viên nhà, diện tích sàn, số lượng phòng ngủ… có ảnh hưởng mạnh lên giá nhà trong mô hình đánh giá sự hưởng thụ (hedonic model) nhưng lại không có ý nghĩa gì trong khả năng bán

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 46, tháng 8/2018

nhà. Ngược lại, yếu tố nhà để xe và tuổi của căn nhà lại có tác động lên khả năng mua nhà của người mua. Tương tự, Li (2004) cũng phát hiện rằng lượng phòng, lượng toilet, hồ bơi chỉ có tác động làm tăng giá nhà, còn yếu tố giao thông thuận lợi, có hướng Bắc/Nam (không bị ánh nắng trực tiếp) lại tác động rút ngắn thời gian mua nhà của người mua.

Bài nghiên cứu này sẽ phát triển một mô hình lý thuyết về hành vi của người mua dựa trên khung lý thuyết tìm kiếm để trả lời câu hỏi về sự tác động của khoảng lợi ích người mua đạt được từ căn nhà đang ở lên quyết định mua nhà của họ.

2. Một số giả định

Ta bắt đầu mô hình với việc giả sử rằng đang có một lượng đáng kể căn nhà được rao bán một cách ngẫu nhiên trên thị trường. Trong đó, mỗi căn nhà sẽ bao gồm một vector các đặc điểm, Xs, và có mức giá bán là P. Nếu một người (với các đặc điểm cá nhân α, mức thu nhập Y) mua căn nhà thì anh ta sẽ đạt được mức lợi ích ròng từ căn nhà, gọi là v. Đây chính là khoảng hữu dụng mà anh ta đạt được từ việc hưởng thụ các đặc điểm và tiện nghi của căn nhà với hàm hữu dụng u(Xs; α, Y) trừ đi khoản chi phí phải bỏ ra để mua căn nhà

Như vậy, khoảng lợi ích ròng của người mua đạt được từ căn nhà đang xem xét được xác định như sau:

= u(Xs; α, Y) – P

Và với giới hạn về ngân sách nên người mua luôn thích căn nhà có lợi ích ròng cao hơn là những căn nhà có lợi ích ròng thấp vì nó mang lại hiệu quả cao hơn cho người mua.

Giả định mỗi căn nhà được rao bán một cách ngẫu nhiên trên thị trường với khả năng xuất hiện tại mỗi vị trí là như nhau, với hàm mật độ phân phối xác suất luôn dương g(v) và hàm phân phối tích lũy là G(v). Như vậy, khả năng một người mua nhà tìm thấy một căn nhà đang rao bán trên thị trường với lợi ích ròng v, là g(v)² với giá trị v ϵ [-∞, +∞].

Cuối cùng, tác giả giả định rằng mỗi lần tìm kiếm một căn nhà khác thì người mua phải tốn thêm một khoảng chi phí tìm kiếm cố định, gọi là c, đại diện cho những tổn thất về thời gian và tiền bạc mà người mua phải bỏ ra để thực hiện quá trình tìm kiếm một căn nhà rao bán, và đây là một yếu tố ngoại sinh đối với người mua, nghĩa là chi phí tìm kiếm, c ,sẽ không chịu tác động của các yếu tố khác, ví dụ như là phí hoa hồng hay kinh nghiệm trên thị trường nhà ở,…(Tu và các đồng sự, 2016).

Bên cạnh đó, để đơn giản cho việc phân tích, tác giả giả định người mua nhà sẽ không từ bỏ quá trình tìm kiếm cho đến

Theo Turnbull và Sirmans’ (1993) và Qiu và Tu (2014) thì những người mua nhà có nhiều thông tin hơn thì khả năng tìm căn nhà rao bán sẽ tốt hơn so

với g(v) và Qiu và Tu (2014) đặt là ( ) = ∫₀ ¹ ( − ( )) . Trong khuôn khổ mô hình

này của tác giả không xem xét tác động của vấn đề thông tin nên giả định rằng m ọi người mua nhà có mức độ thông tin là như nhau.

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 46, tháng 8/2018

khi mua được căn nhà mới và cuối cùng là giả định rằng không có sự thương lượng lại giữa người mua và người bán nhà. Người mua phải đưa ra quyết định mua hay không mua căn nhà đối với từng căn nhà xem xét và không thể tái thương lượng đối với những căn nhà đã bỏ qua.

3. Mô hình tác động của khoản lợi ích người mua đạt được từ căn nhà đang ở lên quyết định mua nhà

Với một căn nhà i đang được xem xét, người mua luôn có 2 quyết định phải lựa chọn: (1) chấp nhận mua căn nhà và đạt được lợi ích là vi; (2) từ chối mua căn nhà đó, khi đó người mua phải tiếp tục ở lại căn nhà cũ với lợi ích v0, tiếp tục quá trình tìm kiếm căn nhà khác với lợi ích kỳ vọng E(v) với khả năng tìm thấy căn nhà có giá trị v ϵ [-∞, +∞] là g(v), nên E(v) = ∫₋⁺_∞^∞ ( ) , và tốn một khoảng phí tìm

kiếm cố định c.

Như vậy, vấn đề của người mua là sẽ đưa ra quyết định mua/không mua dựa trên so sánh lợi ích của hai trường hợp này:

+∞

max { , ₀ + ∫ ( ) − }

−∞

Theo đó, nến căn nhà i đang xem xét có v_i > v₀ + ∫₋⁺_∞^∞ vg(v)dv − c thì người

mua sẽ chấp nhận mua căn nhà và đạt được lợi ích là vi. Ngược lại, nếu v_i < v₀ + ∫₋⁺_∞^∞ vg(v)dv − c thì người mua sẽ từ chối mua căn nhà và đạt được lợi ích

v₀ + ∫₋⁺_∞^∞ vg(v)dv − c.

	Trong	trường	hợp	v_i =
v + ∫⁺^∞ vg(v)dv − c,			ta gọi	đây là
0	−∞
	−∞

trường hợp người mua bàng quang giữa việc chấp nhận hay từ chối mua căn nhà. Gọi đây là giá trị đặt trước (the reservation value)³, v* và được xác định như sau:

+∞

v^∗ = v₀ + ∫ vg(v)dv − c (1)

−∞

Chú ý rằng, quá trình tìm kiếm căn nhà khác tiếp theo với khả năng tìm được là g(v), người mua có thể gặp được căn nhà với lợi ích (v) tốt hơn hoặc lợi ích (v) tệ hơn so với giá trị đặt trước v*. Do đó, phương trình (1) có thể được viết lại như sau:

+∞

v^∗ = v₀ + ∫ vg(v)dv

v^∗

+ ∫ vg(v)dv − c (2)

−∞

Với trường hợp căn nhà khác tìm được sau đó có lợi ích v nằm trong đoạn [-∞, v*] thì người mua sẽ không chấp nhận khoảng lợi ích v đó mà lại tiếp tục quá trình tìm kiếm căn nhà khác nữa. Do đó, lợi ích mà người mua nhận được trong

trường hợp này vẫn sẽ là

v + ∫⁺^∞ vg(v)dv − c, và theo phương
0	−∞

trình (1) thì đó chính là v*. Như vậy, phương trình (2) được viết lại như sau:

Giá trị đặt trước: trong lý thuyết Job search của McCall, người lao động sẽ có một mức lương đặt trước w*, khi mức lương được đề nghị wt > w* thì người lao động sẽ từ bỏ cuộc đời thất nghiệp của mình để đi làm, Ngược lại nếu wt < w* thì người lao động sẽ từ chối cơ hội việc làm đó.

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 46, tháng 8/2018

+∞

v^∗ = v₀ + ∫ vg(v)dv

v^∗

+ ∫ v^∗g(v)dv − c

−∞

Với 1= ∫₋⁺_∞^∞ g(v)dv với v thuộc đoạn [-∞, +∞].

^óv^∗[∫_v⁺_∗^∞ g(v)dv + ∫₋^v_∞^∗ g(v)dv ] = v₀ + ∫_v⁺_∗^∞ vg(v)dv + ∫₋^v_∞^∗ v^∗g(v)dv − c

^ó∫_v⁺_∗^∞ g(v)dv + v^∗ ∫₋^v_∞^∗ g(v)dv = v₀ + v ∫_v⁺_∗^∞ g(v)dv +

v^∗ ∫₋^v_∞^∗ g(v)dv − c

+∞

→ c − v₀ = (v − v^∗) ∫ f(v)dv (3)

v^∗

Kết luận 1: Mối quan hệ giữa chi phí tìm kiếm của người mua và khoảng giá trị đặt trước.

Từ phương trình (3), lấy đạo hàm 2 vế theo c, ta có:

1 = − ^∂v_∂c^∗ ∫_v⁺_∗^∞ g(v)dv

Với 0 < ∫_v⁺_∗^∞ g(v)dv , nên ta có ^∂v_∂c^∗ <

Như vậy, mối quan hệ nghịch biến giữa chi phí tìm kiếm (c) và giá trị đặt

⁴ Tu, Li and Qiu (2016) đã xây dựng mô hình lý thuyết về tác động của vốn xã hội địa phương của người mua tác động làm thay đổi chi phí tìm kiếm của họ và do đó ảnh hưởng đến hành vi mua nhà của người mua. Theo đó, người mua có vốn xã hội địa phương (b) cao hơn thì sẽ có chi phí tìm kiếm thấp hơn, c = c(-b), và do đó sẽ có mức giá đặt

trước v* cao hơn, ^∗ > 0, nên sẽ khó tính hơn trong các quyết định mua nhà và thời gian gian tìm

kiếm bình quân (T) sẽ kéo dài hơn, ^∗> 0.

trước (v*) vẫn giữ nguyên kết quả so với Fallick (1992) và Qiu và Tu (2014), Tu và các đồng sự (2016).

Kết luận 2: Tác động của khoản lợi ích người mua đạt được từ căn nhà đang ở lên quyết định mua nhà.

Từ phương trình (3), lấy đạo hàm 2 vế theo v0, ta có:

−1 = −	∂v^∗		+∞	g(v)dv
		∫ _∗
		∫ _∗
	∂v₀		v
Với 0 <	+∞		g(v)dv , nên ta có		∂v^∗	>
	∫ ∗
	∫ ∗				∂v₀
	v				∂v₀

Như vậy, với mối quan hệ đồng biến giữa khoản lợi ích từ căn nhà cũ và giá trị

đặt trước khi tìm mua căn nhà mới (^∂v^∗ >

∂v₀

0) đã chứng minh rằng khi một người mua nhà đang ở trong một căn nhà mang lại lợi ích lớn cho anh ta (v0 lớn, nghĩa là những đặc điểm và tiện nghi của căn nhà hiện tại là tốt và đang mang lại mức hữu dụng cao), thì người mua lúc này sẽ khó tính hơn trong các quyết định mua nhà, anh ta sẽ đặt ra mức giá trị đặt trước cao để tìm kiếm căn nhà mang lại cho mình một mức lợi ích cao, và với ^∂v_∂T^∗ > 0 (Tu và các đồng sự, 2016) thì điều này sẽ kéo dài thời gian tìm kiếm của người mua cũng như kéo dài thời gian rao bán của người bán. Nói cách khác, với mức giá bán Pi cho trước thì khả năng căn nhà giao dịch thành công của căn nhà sẽ giảm.

Ngược lại, với một người mua đang sống trong căn nhà có nhiều đặc điểm hay

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 46, tháng 8/2018

tiện nghi không phù hợp với yêu cầu như là giao thông không thuận lợi, bị ánh nắng trực tiếp, nghĩa là giá trị v0 thấp, thì người mua sẽ luôn có nhu cầu nhanh chóng chuyển sang căn nhà mới với các điều kiện phù hợp hơn, nên anh ta sẽ dễ dãi hơn trong việc ra quyết định mua nhà thông qua việc giảm thấp giá trị đặt trước v*, khi đó một căn nhà có mức lợi ích vi tương

Tài liệu tham khảo

đối cũng có thể thu hút người mua, và tất nhiên điều này sẽ rút ngắn thời gian tìm kiếm của người mua cũng như thời gian rao bán của người bán (Tu và các đồng sự

(2016) đã chứng minh ^∂v_∂T^∗ > 0). Nói cách khác, với mức gia bán Pi cho trước thì khả năng căn nhà giao dịch thành công của căn nhà sẽ tăng lên.

Fallick, BK (1992), “Job search in more than one labor market”. Economic Inquiry, 30(4): 742–745;

Hoang H. Phe và P. Wakely, (2000), “Status, Quality and the Other Trade-off: Towards a New Theory of Urban Residential Location”, Urban Studies, Vol. 37, No. 1, 7- 35, 2000;

Li, W.F. (2004), “The Impact of Pricing on Time-on-market in High-rise Multiple-unit Residential Developments”. Pacific Rim Property Research Journal, 10(3), 305–27;

McCall. JJ (1970), “Economics of information and job search”. Quarterly Journal of Economics, 84(1): 113–126;

Qiu, Leiju và Yong Tu, (2014), “Information and Housing Search: Theory and Evidence from China Market”. IRES Working Paper Series, IRES 2014-018;

Tu, Y., Pei Li và Leiju Qiu, (2016), “Housing search and housing choice in urban China”, Urban Studies Journal, Volume: 54 issue: 8, page(s): 1851-1866;

Zuehlke, T.W., (1987), “Duration Dependence in the Housing Market”. Review of Economics and Statistics, 69(4), 701–704.

Tải xuống tài liệu học tập PDF miễn phí

[sociallocker id=”19555″] Tải Xuống Tại Đây [/sociallocker]

July 17, 2019

Các nhân tố bất định ảnh hưởng đến quyết định đầu tư trong dự án FDI không thể hủy ngang tại Việt Nam

Các nhân tố bất định ảnh hưởng đến quyết định đầu tư trong dự án FDI không thể hủy ngang tại Việt Nam

Mọi ý kiến đóng góp xin gửi vào hòm thư: [email protected]

Kéo xuống để Tải ngay đề cương bản PDF đầy đủ: Sau “mục lục” và “bản xem trước”

(Nếu là đề cương nhiều công thức nên mọi người nên tải về để xem tránh mất công thức)

Đề cương liên quan: Tác động của tự do hóa tài chính đến mối quan hệ giữa giới hạn tài trợ và đầu tư

[toc]

[pdfviewer width=”800px” height=”1000px” beta=”true/false”]http://hotroontap.com/wp-content/uploads/2019/07/C%C3%A1c-nh%C3%A2n-t%E1%BB%91-b%E1%BA%A5t-%C4%91%E1%BB%8Bnh-%E1%BA%A3nh-h%C6%B0%E1%BB%9Fng-%C4%91%E1%BA%BFn-quy%E1%BA%BFt-%C4%91%E1%BB%8Bnh-%C4%91%E1%BA%A7u-t%C6%B0-trong-d%E1%BB%B1-%C3%A1n-FDI-kh%C3%B4ng-th%E1%BB%83-h%E1%BB%A7y-ngang-t%E1%BA%A1i-Vi%E1%BB%87t-Nam.pdf[/pdfviewer]

Tải ngay đề cương bản PDF tại đây: Các nhân tố bất định ảnh hưởng đến quyết định đầu tư trong dự án FDI không thể hủy ngang tại Việt Nam

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

CÁC NHÂN TỐ BẤT ĐỊNH ẢNH HƯỞNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƯ TRONG DỰ ÁN FDI KHÔNG THỂ HỦY NGANG TẠI VIỆT NAM

UNCERTAINTIES AFFECTING INVESTMENT DECISION IN FDI-IRREVERSIBLE PROJECTS IN VIETNAM

Lê Quốc Thành1

Ngày nhận: 16/10/2018 Ngày nhận bản sửa: 29/10/2018 Ngày đăng: 5/12/2018

Tóm tắt

Thu hút đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) luôn được ưu tiên bởi Chính phủ và các nhà hoạch định chính sách, đặc biệt với các nước đang phát triển do nhiều lợi ích của FDI mang lại. Quyết định đầu tư của công ty nước ngoài vào các dự án đầu tư tài sản cố định tại Việt Nam luôn đối mặt với nhiều nhân tố bất định. Nghiên cứu này hướng đến việc khám phá các nhân tố bất định tác động đến quyết định đầu tư của công ty nước ngoài. Kết quả nghiên cứu cho thấy có một số nhân tố bất định mới hữu ích cho các nhà hoạch định chính sách, nhà quản trị và các chuyên gia tư vấn trong công tác thu hút đầu tư FDI tại Việt Nam.

Từ khóa: quyết định đầu tư, dự án đầu tư, nhân tố bất định, FDI.

Abstract

Attracting foreign direct investment (FDI) is always given priority of Goverments and policy makers, especially developing countries due to benefits of FDI. Investment decision of foreign companies into fixed asset project is always facing many uncertainties. This study is aming at discovering uncertainties affecting investment decision of foreign companies into fixed asset projects in Vietnam. Research results show that there are several new uncertainies which are useful to policy makers, managers and investment consultant in attracting FDI into Vietnam. Key words: investment decision, investment project, uncertainties, FDI.

1. Giới thiệu

Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) là khái niệm chỉ dòng vốn từ các doanh nghiệp nước ngoài, đa phần là các công ty đa quốc gia (MNE/MNC) vào thị trường nội địa của một quốc gia, chủ yếu là vào các dự án đầu tư tài sản cố định như nhà xưởng máy móc nhằm sản xuất hàng hóa cung cấp dịch vụ. Loại hình đầu tư này đã trở thành một phần quan trọng trong phát triển kinh tế của các quốc gia trên toàn thế giới (UNCTAD, 2004). Nghiên cứu về

__________________________________________

FDI phát triển mạnh từ những năm 1960-1970, Hymer (1960) và Caves (1971) cho rằng FDI là công cụ để khai thác các lợi thế về tài sản cố định của doanh nghiệp tại thị trường nước ngoài, tiếp cận nguồn nguyên liệu dễ dàng, phân công chuyên môn hóa trong chu trình sản xuất trên toàn hệ thống của công ty đa quốc gia. Dunning (1971) phát hiện FDI có vai trò như một bước đi chiến lược có tính chất phòng thủ của doanh nghiệp tránh đầu tư quá tập trung vào quốc gia chính quốc, đa dạng hóa nhằm giảm

Trường Đại Học Tài chính – Marketing

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

rủi ro toàn hệ thống; Watters (1995) chứng minh rằng đầu tư FDI nhằm hạn chế các khó khăn của thị trường nội địa chính quốc nhất là khi thị trường đó ngày càng tiến đến bão hòa. Các nghiên cứu đánh giá lợi ích do FDI mang lại có thể kể đến như sau: (1) gia tăng thu nhập cho người lao động thông qua tiền lương, tăng việc làm (UNCTAD, 2004); (2) sử dụng nguyên vật liệu và nhiều yếu tố đầu vào cho sản xuất từ địa phương, thúc đẩy đầu tư nội địa, (3) tạo hiệu ứng lan tỏa từ doanh nghiệp FDI sang doanh nghiệp nội địa (Javorcik &ctg, 2007; Kneller

Pisu, 2007); (4) chuyển giao công nghệ cho các doanh nghiệp trong nước và góp phần tăng năng suất (Kokko & ctg, 1996; Gorg & Strobl, 2001; UNCTAD, 2004; Potterie & Lichtenberg, 2001); (5) góp phần gia tăng xuất khẩu và ngoại tệ cho quốc gia nhận đầu tư (Nigel Pain & Katharine, 2002); (6) giúp chuyển dịch cơ cấu sản xuất theo hướng công nghiệp hóa ( Dunning

Narula, 2003).

FDI từ các nước phát triển sang các nước đang phát triển tăng mạnh trong thời gian gần đây. Theo Peters (2009) thống kê từ năm 1992-2008, thế giới phương Tây đầu tư ngày càng nhiều ra các nước đang phát triển và nhập khẩu trở lại chính quốc với giá trị tăng gần gấp đôi trong vòng gần 20 năm. Việt Nam hiện là một nước đang phát triển có nhu cầu lớn về thu hút đầu tư FDI, đặc biệt là FDI vào các dự án có giá trị tài sản cố định lớn (hay giá trị đầu tư ban đầu lớn lên đến hàng tỷ USD). Theo dự báo viễn cảnh đầu tư vào hạ tầng thế giới do Trung tâm Hạ tầng toàn cầu (GI Hub – Global Infrastructure Hub) và Oxford Economics dự báo từ 2016 đến 2040 Việt Nam cần đầu tư vào hạ tầng cơ sở khoảng 608 tỷ USD (Global Infrastructure Outlook, 2007 & Oxford Economics).

Các dự án đầu tư tài sản cố định lớn này còn được giới học thuật gọi là dự án đầu tư không

thể hủy ngang/không thể đảo ngược được1, có vốn đầu tư ban đầu lớn, thời gian chuẩn bị đầu tư dài và đến thời điểm ra quyết định đầu tư dự án, doanh nghiệp phải chi một lượng chi phí khá lớn có thể đến 10% tổng vốn đầu tư dự án cho công tác nghiên cứu thị trường, khảo sát thiết kế kỹ thuật, lập báo cáo tiền khả thi và khả thi dự án (Burke, 2003). Các dự án này có thể chia làm 3 loại theo Archibald & Voropaev (2004) bao gồm: (1) Dự án hạ tầng giao thông vận tải, hạ tầng viễn thông; (2) Dự án hạ tầng năng lượng (nhà máy lọc dầu, nhà máy điện các loại); (3) Dự án sản xuất hàng hóa cơ bản của nền kinh tế (sắt thép, nguyên vật liệu, hóa chất…). Có thể thấy ngay các dự án này có tầm quan trọng thiết yếu cho bất kỳ một nền kinh tế mạnh nào trên thế giới. Do vậy, khuyến khích đầu tư vào loại hình dự án luôn là chính sách ưu tiên của các quốc gia, nhất là các quốc gia đang phát triển. Tuy nhiên, FDI vào các dự án không thể hủy ngang tại các nước đang phát triển luôn đi kèm nhiều nhân tố bất định.

Chính vì vậy nghiên cứu về các nhân tố bất định ảnh hưởng đến quyết định đầu tư của doanh nghiệp nước ngoài vào các dự án FDI lớn tại Việt Nam sẽ̃ đem lại nhiều lợi ích, có thể kể đến bao gồm: (1) Nghiên cứu sẽ̃ giúp các nhà hoạch định chính sách am hiểu hành vi đầu tư của doanh nghiệp nước ngoài khi đầu tư vào các dự án FDI lớn tại Việt Nam, nhờ đó công tác thiết kế chính sách và hoạch định các cơ chế thu hút đầu tư nước ngoài tốt hơn; (2) Nghiên cứu sẽ̃ giúp các doanh nghiệp nước ngoài, các nhà quản trị dự án, các chuyên gia tư vấn am hiểu về các nhân tố bất định, cơ chế ảnh hưởng của các bất định đến quyết định đầu tư mà nhờ

“Dự án đầu tư không thể hủy ngang hay không thể đảo ngược được” là các dự án đầu tư vào tài sản cố định lớn/có vốn đầu tư ban đầu lớn (Irreversible project) theo McDonald & Siegel (1986)

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

vậy giúp chủ động nghiên cứu, làm rõ giảm thiểu các tác động tiêu cực từ các bất định này, nâng cao khả năng thành công dự án tại Việt Nam. (3) Nghiên cứu này sẽ̃ góp phần làm giàu kiến thức liên quan đầu tư của doanh nghiệp nước ngoài trong trường hợp bất định nói riêng, góp phần vào công tác đào tạo chuyên ngành cho sinh viên các cấp học khác sau.

2. Tổng quan lý thuyết

Doanh nghiệp được định nghĩa đơn giản nhất là một pháp nhân thành lập theo luật định có mục đích vì lợi nhuận và luôn tối đa hóa lợi nhuận (Chandler, 1992). Mọi hoạt động của doanh nghiệp đều trực tiếp hay gián tiếp hướng đến lợi nhuận trong cả ngắn, trung và dài hạn. Hình thái hiện đại của doanh nghiệp hiện nay là mô hình doanh nghiệp công nghiệp (industrial organization), bắt đầu xuất hiện từ những năm 1880s và ngày càng phát triển (Chandler & Hikino, 2009). Hầu hết các tập đoàn lớn trên thế giới trong danh mục S&P 500 đều là các doanh nghiệp công nghiệp lớn. Bên cạnh việc đóng vai trò nhà sản xuất cung cấp hàng hóa có hàm lượng công nghệ cao ra thị trường, doanh nghiệp công nghiệp còn đóng vai trò nhà đầu tư2 nhằm tìm kiếm lợi nhuận trong trung và dài hạn, duy trì vị thế trên thị trường truyền thống, tìm kiếm thị trường tiềm năng (Carlton & Perloff, 2015). Do vậy, các doanh nghiệp công nghiệp này có xu hướng tập trung tìm kiếm, đánh giá và ra quyết định đầu tư trong các dự án công nghiệp lớn hay còn gọi là dự án đầu tư không thể hủy ngang. Các doanh nghiệp công nghiệp lớn, nhất là các công ty đa quốc gia (MNC/MNE), kể cả doanh nghiệp quản trị bởi gia đình, thông thường được lãnh đạo và quản trị bởi một nhóm các nhà quản

Trong toàn bộ nghiên cứu này, Nhà đầu tư luôn được hiểu là doanh nghiệp công nghiệp đầu tư vào dự án thâm dụng vốn lớn hay còn gọi là “Dự án không thể đảo ngược được” (Irreversible project).

trị có quan hệ chặt chẽ̃ dựa trên các quy định quản trị nội bộ (corporate governance) nhằm đảm bảo mọi hoạt động của doanh nghiệp được quản trị hướng đến tối đa hóa lợi nhuận, hay tối đa hóa cổ tức cho các cổ đông, được thống nhất và tuân thủ triệt để bởi các thành viên hội đồng quản trị (Bernard S. Black, Hasung Jang

Woochan Kim, 2006). Do vậy các quyết định của doanh nghiệp với tư cách nhà đầu tư luôn có xu hướng ra quyết định duy lý (Carlton & Perloff, 2015). Nhà đầu tư duy lý luôn ra quyết định trên cơ sở các thông tin tốt nhất, các bằng chứng đáng tin cậy và lý lẽ̃ phù hợp, hạn chế các quan điểm cảm tính. Do vậy, các nhà đầu tư duy lý luôn có xu hướng nghiên cứu, tìm hiểu làm rõ nhằm làm giảm các nhân tố bất định ảnh hưởng đến dự án mà họ đang cân nhắc ra quyết định đầu tư.

Một đặc tính quan trọng liên quan đến khía cạnh ra quyết định đầu tư của dự án lớn là tính chất không thể đảo ngược/hủy ngang (irreversibility) được McDonald & Siegel (1986) đề cập lần đầu tiên vào năm 1986 và mở ra một nhánh nghiên cứu về việc ra quyết định đầu tư vào loại hình dự án này (Bertola, 1998). Pindyck (1990) cho rằng hầu hết các dự án đầu tư hữu hình lớn đều có 2 đặc tính quan trọng là: (1) Không thể đảo ngược hay hủy ngang là: trong quá trình chuẩn bị đầu tư hay thực hiện đầu tư, nếu nhà đầu tư dừng hay hủy ngang, toàn bộ chi phí tính đến thời điểm dừng sẽ̃ bị mất do kết quả của dự án đến thời điểm hủy ngang không thể sử dụng cho mục đích kinh tế nào khác dẫn đến tình trạng các nhà đầu tư luôn trì hoàn chờ thông tin tốt hơn nhằm giảm các nhân tố bất định về số lượng và cả mức độ bất định; (2) Dự án không thể đảo ngược/hủy ngang có thể được tạm dừng (Wait & See status) theo Bjerksund & Ekern (1990); Stokey (2016) nhằm chờ đợi những thông tin tích cực hơn cho

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

việc ra quyết định đầu tư, như giá cả của sản phẩm dịch vụ dự án sẽ̃ cung cấp tăng, chi phí đầu tư ban đầu giảm, thay đổi chính sách theo hướng tích cực cho dự án.

Đối với doanh nghiệp, ra quyết định đầu tư vào trong các dự án đầu tư không hủy ngang (Dixit & Pindyck, 1994), là một trong các quyết định tài chính chiến lược bên cạnh các quyết định tài chinh quan trọng khác như quyết định phân chia cổ tức (dividend policy), quyết định tài trợ (financing decision). Ngay trong giai đoạn chuẩn bị đầu tư khi doanh nghiệp còn đầu tư rất ít chi phí, nếu phát triển dự án tốt và thực tốt công tác quan hệ công chúng quảng bá, giá trị thị trường của dự án có thể tăng, giúp gia tăng giá trị doanh nghiệp nói chung (Fuss & Vermeulen, 2008).

Nghiên cứu về “Quyết định đầu tư của doanh nghiệp trong trường hợp có nhiều yếu tố bất định3 – Investment decision under uncertainties” là những hướng nghiên cứu hàn lâm điển hình trong giới học thuật trên thế giới, phát khởi từ những năm 1960 (Hirshleifer, 1965), được phát triển bởi một số học giả điển hình như Lucas Jr & Prescott (1971); Abel (1983); Dixit & Pindyck (1994); và Abel & Eberly (1994, 1997); hiện rất phổ biến trên thế giới. Các nghiên cứu này chia làm 2 hướng chính: (1) Phát hiện và khẳng định các nhân tố tác động đến quyết định đầu tư của doanh nghiệp hay đến dòng vốn FDI;

Đo lường tác động của một vài nhân tố lên quyết định đầu tư hay tác động lên các nhân tố khác như vốn, công nghệ hay lao động trong dự án đầu tư. Nghiên cứu này được phát triển theo hướng thứ nhất là phát hiện và khẳng định các nhân tố bất định mới.

Uncertainty được hiểu là tình huống không chắc chắn hay “nhân tố bất định” là nhân tố mà doanh nghiệp chưa có thông tin đầy đủ đáng tin cậy để lượng hóa thành rủi ro hoặc có thể lượng hóa nhưng có sai số rất lớn.

Từ những năm 1970, nhiều nghiên cứu về các nhân tố tác động đến FDI tại các nước phát triển ở cấp độ vĩ mô – quốc gia, cấp độ ngành và cấp độ doanh nghiệp. Các nhân tố có thể được tổng kết như: mức độ phát triển hạ tầng, lãi suất/chi phí vốn tại thị trường nội địa, tỷ giá hối đoái, thuế, thể chế, vị trí của quốc gia nhận đầu tư, mức độ bảo hộ thương mại, tác động của các cam kết thương mại.

Một ví dụ điển hình là nhân tố bất định thuế mà doanh nghiệp FDI phải chi trả. Theo Niemann (2004), sự bất định của thuế suất sẽ̃ ảnh hưởng trực tiếp đến dòng tiền sau thuế và lãi suất của vốn đầu tư. Đối với thuế suất dự kiến trong tương lai không xác định, các nhà đầu tư duy lý thường phải giả định một mức thuế nhất định như họ mong đợi. Một số nghiên cứu về thuế ảnh hưởng đến đầu tư như Alvarez

ctg (1998) phát hiện ra rằng nếu các nhà đầu tư cho rằng thuế suất sẽ̃ giảm, họ có xu hướng đẩy nhanh đầu tư và ngược lại; Hassett & Metcalf (1999) và Agliardi (2001) kết luận rằng những bất định trong chính sách thuế chắc chắn sẽ̃ trì hoãn các dự án đầu tư.

Tại Việt Nam một số nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng đến đầu tư FDI nói chung đã được phát triển, điển hình là nghiên cứu của Nguyễn Thị Liên Hoa & Bùi Bích Phương (2014) và Lê Văn Thắng & Nguyễn Lưu Bảo Đoan (2017). Cả hai nghiên cứu đều áp dụng phương pháp định lượng nhằm khẳng định các nhân tố định lượng có quan hệ với đầu tư FDI vào Việt Nam như GDP, tổng dự trữ ngoại hối, mức độ phát triển hạ tầng, chi phí nhân công lao động, độ mở thương mại quốc gia, chất lượng lao động, mức độ đô thị hóa, mức độ tập trung của các doanh nghiệp trong nước. Các nghiên cứu này có ý nghĩa lớn trong xây dựng chính sách vĩ mô thu hút đầu tư.

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

3. Phương pháp nghiên cứu

Qua phần tổng quan lý thuyết, có thể kết luận rằng có nhiều nhân tố bất định, bao gồm cả định lượng và định tính tác động đến quyết định đầu tư của doanh nghiệp nước ngoài vào các dự án đầu tư tài sản cố định lớn. Theo kết quả khảo cứu tại Việt Nam, hiện chưa có nghiên cứu nào về các nhân tố bất định tác động đến quyết định đầu tư của doanh nghiệp nước ngoài vào các dự án đầu tư tài sản cố định lớn không thể hủy ngang. Một số nghiên cứu gần liên quan đến thu hút FDI của Việt Nam chưa hướng đến phát hiện các nhân tố bất định mới. Thế nên, chúng ta có thể kết luận là hiểu biết của chúng ta về các nhân tố bất định tác động đến quyết định đầu tư của doanh nghiệp nước ngoài vào dự án đầu tư không thể hủy ngang là hết sức hạn chế. Do vậy nghiên cứu này được thiết kế theo hướng nghiên cứu khám phá (exploratory research) theo Strauss & Corbin (1990), sử dụng cách tiếp cận nghiên cưu đinh tinh sư dung công cu phong vân sâu cho phép phat hiên va xac đinh cac nhân tô bất định mới chưa được các nghiên cứu trước đây đề cập. Nhăm đam bao chât lương nghiên cưu đinh tinh, tác giả tuận thủ quy trinh nghiên cưu đinh tinh, sô tay phong vân bao gồm nhưng khuyên cao nhăm đao bao chât lương nghiên cưu đinh tinh theo Lincoln

Guba (1985) va Kvale (1995) sẽ đươc tuân thu triêt đê. Trinh tư thưc hiên nghiên cưu đinh tinh băng phong vân sâu nhiêu vong thiêt kê theo Seidman (2013); Okoli va Pawlowski (2004). Cũng theo (Okoli & Pawlowski, 2004), chất lượng chuyên gia ảnh hưởng lớn đến kết quả nghiên cứu, nên các chuyên gia đang làm việc cho các công ty tư vấn kiểm toán lớn như KPMG, PWC, Ersnt & Young và Deloitte (Big Four)4, hoặc các công ty tư vấn luật quốc tế tại Việt Nam là phù hợp. Sô lương chuyên gia

Xếp hạng theo doanh thu của tổ chức Statista năm 2017: Revenue of the Big Four accounting / audit firms worldwide in 2017 (in billion U.S. dollars). (https://www.statista.com/statistics/250479/big-four-accounting-firms-global-revenue/)

phong vân dư kiên dưới 10 chuyên gia (Crouch

McKenzie, 2006). Phong vân sẽ kêt thuc khi không phat hiên cac nhân tô mơi (có xu hướng bao hoa) trong 2-3 lân phong vân sau cung (Nguyễn Đình Thọ, 2013). Trình tự phỏng vấn các chuyên gia được yêu cầu:

Nghiên cưu cac nhân tố bất định băng ca tiêng Viêt lẫn tiêng Anh, binh luân vê ngư nghia tiêng Viêt cua cac nhân tố bất định trong bôi canh Viêt Nam. Thông qua bươc nay, tên cac nhân tố bất định băng tiêng Viêt sẽ đươc chuân hoa.

Loai bo cac nhân tố bất định ma chuyên gia cho răng không xuât hiên trong bôi canh FDI tai Viêt Nam hoăc co tac đông qua nho đên quyết định đầu tư vào dự án

không hủy ngang.

Bô sung cac nhân tố bất định mơi ma trong danh sach chưa co, giai thich vê nôi dung cua cac nhân tố bất định mơi nay va cơ chế tac đông giưa cac nhân tố bất định nay vơi quyết định đầ tư vào dự án FDI không hủy ngang.

Xêp hang cac nhân tố bất định theo mưc đô tac đông (đươc xac đinh bơi cac chuyên gia) lên quyết định đầu tư vào dự án FDi không hủy ngang.

Sau môi lân phong vân, kêt qua phong vân sẽ đươc tông kêt va gưi đên chuyên gia nhăm khăng đinh lai xem co sư khac biêt trong ghi nhân vê nôi dung phong vân hay không trươc khi sư dung cho phân tich va đơt phong vân kê tiêp. Kết quả phỏng vấn đợt này được cập nhật vào Bảng câu hỏi cũng như Sổ tay phỏng vấn nhằm phục vụ cho lần phỏng vấn kế tiếp.

4. Thảo luận kết quả nghiên cứu

Kết quả nghiên cứu

Sau bảy vòng phỏng vấn, thông tin có xu

hướng lặp lại rõ rệt trong hai lần cuối, do vậy, quá trình phỏng vấn kết thúc (Nguyễn Đình Thọ, 2013). Các nhân tố bất định quan trọng được các chuyên gia đề xuất, khẳng định và xếp hạng được tổng hợp và trình bày trong Bảng 4.1 như sau.

		Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018
	Bảng 4.1 Các nhân tố bất định được phát hiện và khẳng định
STT	Tên nhân tố	Giải thích	Xếp hạng
Nhân	tố bất định cấp độ vĩ mô
1	Tỷ giá hối đoái	Doanh nghiệp đầu tư bằng đồng ngoại tệ, chuyển vào và	3
		chuyển đổi sang đồng Việt Nam. Trong trung và dài hạn,
		khi doanh nghiệp bắt đầu chuyển lợi nhuận ra khỏi Việt
		Nam, chênh lệch tỷ giá hối đoái thời điểm đầu tư và thời
		điểm chuyển lãi có ảnh hưởng đến lợi nhuận chuyển ra của
		doanh nghiệp FDI
2	Ổn định chính	Đây là rủi ro có khả năng/xác xuất xảy ra nhỏ nhưng nếu	6
	trị và quan hệ	xảy ra tổn thất có thể rất lớn và có thể là tổn thất toàn bộ
	ngoại giao	(nếu xảy ra chiến tranh), ảnh hưởng nghiêm trọng đến tình
		hình “sức khỏe tài chính” của cả công ty mẹ. (Trường hợp
		Dự án nhà máy lọc dầu của Mitsui tại Iran khi chiến tranh
		Iran-Iraq xảy ra 1980-1988)
3	Bất định về	Chính sách đầu tư không nhất quán, không rõ ràng, hay	4
	chính sách	thay đổi làm gia tăng chi phí đầu tư ban đầu cũng như gián
	đầu tư	tiếp tăng chi phí hoạt động kinh doanh
4	Bất định về	Một số ngành nhà đầu tư nước ngoài chưa được đầu tư đa	3
	chính sách tiếp	phần vốn để có thể quyết định ứng dụng các quy trình quản
	cận và mở rộng	trị hiện đại, kiểm soát hiệu quả hoạt động kinh doanh, như
	thị trường	cảng biển, viễn thông,… hay ngành điện vẫn phải bán buôn
		điện cho Điện lực Việt Nam. Đây là một số hạn chế tạo nên
		khiến nhà đầu tư nước ngoại thận trọng.
Nhân	tố bất định cấp độ doanh nghiệp – nhà đầu tư
5	Bất định về	Bất định về thuế có ảnh hưởng trực trực tiếp làm giảm lợi	1
	Thuế	nhuận dự án. Các nhà đầu tư luôn cố gắng làm rõ các khoản
		thuế phí phải trả theo luật định cũng như đánh giá khả năng
		chính phủ tăng thuế suất và các sắc thuế mới trong tương
		lai như thuế môi trường, thuế phát thải…
6	Không rõ ràng	Đây là nhân tố được các chuyên gia rất quan tâm do tiến	2
	về các thủ tục	trình này tốn nhiều thời gian, làm nản long nhà đầu tư cũng
	và diễn giải các	như như mất cơ hội đầu tư. Cải cách thủ tục hành chính
	nội dung trong	trong đầu tư cũng như công tác làm rõ các quy trình thủ tục,
	quá trình đầu	mẫu biểu và tài liệu giải trình về cả thể thức nội dung là rất
	tư bao gồm các	cần thiết nhằm giúp các nhà đầu tư làm rõ các thủ tục này.
	giấy phép con
7	Bất định về giá	Dao động về giá bán sản phẩm tại nội địa và xuất khẩu ảnh	3
	bán sản phẩm/	hưởng trực tiếp đến doanh thu dự án. Tuy nhiên, dao động
	dịch vụ	này cũng ảnh hưởng chung lên các đối thủ của dự án FDI.

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

4.2. Thảo luận các kết quả nghiên cứu Tât ca cac chuyên gia tham gia phong vân

đêu nhân định răng “quyết định đầu tư” vào dự án nói chung tại nước ngoài là một hoạt động đầy thách thức cho các doanh nghiệp, bởi một số nguyên nhân :

Xét theo góc độ doanh nghiệp: (1) Quyết định đầu tư là một trong vài loại quyết định chiến lược của doanh nghiệp và dường như các nhà quản trị doanh nghiệp coi là quan trọng nhất vì dự án đầu tư tiêu tốn một lượng vốn lớn và có ảnh hưởng lớn đến lợi nhuận của doanh nghiệp trong trung và dài hạn; (2) Ngay trong thời kỳ nghiên cứu chuẩn bị đầu tư, doanh nghiệp đã phải tiêu tốn một chi phí đang kể và thông tin về tiến độ thực hiện dự án có ảnh hưởng đến giá cổ phiếu của doanh nghiệp; (3) Quyết định đầu tư ra nước ngoài nơi khác biệt hoàn toàn về văn hóa, chính trị, thị trường, môi trường luật pháp,… tạo ra nhiều thách thức cho doanh nghiệp.

Xét theo góc độ nhà quản trị doanh nghiệp: Cá nhân các nhà quản trị được giao nhiệm vụ thay mặt doanh nghiệp thực hiện các công tác chuẩn bị phục vụ cho việc ra quyết định đầu tư có trách nhiệm rất lớn trước hội đồng quản trị doanh nghiệp. Sự nghiệp và con đường phát triển nghề nghiệp của các cá nhân được giao chịu trách nhiệm công việc này phụ thuộc nhiều vào kết quả thành công của dự án đầu tư.
Xét theo tính chất phức tạp và tầm quan trọng của việc ra quyết định đầu tư: Ra quyết định đầu tư liên quan đến rất nhiều nhóm công việc phải thực thi để có cơ sở ra quyết định, bao gồm: (1) Tìm hiểu và phân tích thị trường xác định thị phần làm cơ sở cho một dự án đầu tư; (2) Thực hiện công tác lập dự án đầu tư bao gồm công tác nghiên cứu chi tiết, thiết kế xây dựng tổng mức đầu tư dự án; (3) Đánh

giá các nhân tố bất định và rủi ro. Tất cả các hoạt động trên đều liên quan đến rất nhiều yếu tố ngoài doanh nghiệp, do vậy tính phức tạp và bất định rất cao.

Do vậy, ngoài công tác chuẩn bị dự án, các doanh nghiệp luôn cập nhật thông tin, làm rõ các nhân tố bất định nhằm đủ thông tin và đưa các nhân tố bất định này về thành các rủi ro và nhờ vậy doanh nghiệp có thể áp chi phí để quản trị các rủi ro này và đưa chi phí quản trị rủi ro này vào tính toán các chỉ số tài chính của dự án. Trong trường hợp không đầy đủ thông tin, doanh nghiệp bắt buộc phải áp chi phí quản trị rủi ro với sai số lớn hơn và do vậy ảnh hưởng đến kết quả tính toán các chỉ số tài chính dự án. Các nghiên cứu thực nghiệm về nhân bất định ảnh hưởng đến lợi nhuận dự án đã cho thấy, với dự án điện chạy than, để đảm bảo dự án khả thi, giá điện đã phải tính tăng từ 5 – 10% do bất định về thuế phát thải carbon (William, & ctg, 2007).

Khuyến nghị về chính sách và quản trị Qua kết quả nghiên cứu có thể thấy có nhiều

nhân tố bất định, bao gồm cả cấp độ vĩ mô và cấp độ doanh nghiệp, có ảnh hưởng trực tiếp hay gián tiếp đến lợi nhuận mong đợi của dự án mà doanh nghiệp dự kiến đầu tư và do đó có ảnh hưởng lớn đến hành vi ra quyết định đầu tư vào dự án của doanh nghiệp. Trên cơ sở các nhân tố bất định phát hiện và khẳng định thông qua phỏng vấn chuyên gia, một số đề xuất hoàn thiện chính sách và gợi ý cho nhà quản trị, chuyên gia tư vấn dự án đầu tư FDI vào Việt Nam như sau.

+ Khuyến nghị về mặt chính sách:

Cam kết ổn định luật liên quan đến đầu tư: Chính phủ và các nhà hoạch định chính sách cần xây dựng luật với tầm nhìn trung và dài hạn cũng như việc sửa đổi luật cần thực hiện với sự tham vấn thích đáng của các nhà doanh nghiệp/ nhà đầu tư trong ngành nhằm tránh các sửa đổi

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

ngoài mong đợi. Đồng thời Chính phủ và các cơ quan quản lý chuyên ngành cần có cơ chế phát tín hiệu tích cực với thị trường về sự ổn định hệ thống luật và chính sách dưới luật liên quan đến đầu tư nói chung, các luật chuên ngành và cơ chế dưới luật. Điều này đã được nhiều nghiên cứu khẳng định mà điển hình là nghiên cứu của White & ctg (2013) về bất định trong chính sách năng lượng sạch tại Na Uy đã làm mất niềm tin của nhà đầu tư. Nghiên cứu cũng khẳng định bất định trong chính sách đầu tư rõ ràng tác động tiêu cực đến mức độ đầu tư.

Ổn định vĩ mô: Với các nhà hoạch định chính sách, rõ ràng để thu hút đầu tư cần xây dựng chính sách hướng đến bình ổn kinh tế vĩ mô thông qua ổn định các chỉ số kinh tế vĩ mô như lãi suất cơ bản, tỷ giá hối đoái, lạm phát bình ổn sẽ̃ góp phần thu hút FDI nói chung. Ngoài ra việc cam kết xây dựng và duy trì các luật lệ có ảnh hưởng đến chi phí kinh doanh cần được xây dựng theo quan điểm dài hơi, tạo ổn định lâu dài.

Khuyến nghị về mặt quản trị: Với các nhà quản trị của doanh nghiệp đầu tư nước ngoài, các tư vấn đầu tư cần tập trung vào các nhân tố bất định cấp độ doanh nghiệp như bất định thuế, bất định về khả năng tiếp cận và mở rộng thị trường, bất định về giá bán, cụ thể như sau.

Bất định về thuế: Đây là nhân tố bất định tác động trực tiếp vào lợi nhuận dự án và có

Tai liêu tham khao

tác động lâu dài nếu xảy ra, do vậy, cần tham vấn, phân tích và dự báo trước các loại thuế trong tương lai có thể được áp dụng theo thong lệ quốc tế mà các loại thuế liên quan đến môi trường như thuế phát thải carbon là một ví dụ điển hình. Đây là sắc thuế đã được nhiều quốc gia áp dụng và rất có thể trong tương lai xuất hiện tại Việt Nam theo nhu cầu thực tiễn nâng cao nguồn lực bảo vệ môi trường cũng như thực hiện các cám kết quốc tế như Nghị định thư Kyoto (1997) về chống biến đổi khí hậu.

Bất định về khả năng tiếp cận và mở rộng thị trường cũng như bất định về giá bán: Với một số ngành, nhà đầu tư nước ngoài khi đầu tư vào dự án tại Việt Nam có thể chưa được trực tiếp tiếp cận thị trường trực tiếp và/hoặc bị giới hạn ( như điện, cảng biển, viễn thông,…), và chi phí đầu tư phụ thuộc một phần vào các giấy phép chuyên ngành như xây dựng, môi trường,…, nhà đầu tư cần sử dụng các chuyên gia tư vấn nhiều kinh nghiệm nhằm làm rõ các thủ tục và chi phí này, giảm thiểu nguy cơ chậm trể tiến độ dự án ảnh hưởng đến hiệu quả đầu tư. Ngoài ra cần chú trọng công tác nghiên cứu thị trường, nâng cao mức độ chính xác của dự báo về khách hàng/doanh thu nhằm nâng cao độ tin cậy của các chỉ số tài chính trong thẩm định và ra quyết định đầu tư vào dự án.

Abel, A. B. (1983). “Optimal investment under uncertainty”, American Economic Review, 73, 228-233.

Abel, A. B. and J. C. Eberly (1994). “A unified model of investment under uncertainty”, American Economic Review, 84(5), 1369-1384.

Abel, A.B. & J. C. Eberly (1997). “An exact solution for the investment and value of a firm facing uncertainty, adjustment costs, and irreversibility”, Journal of Economic Dynamics and Control, 21, 831-852.

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

Agliardi,E. (2001).Taxation and investment decisions: a real options approach. Australian Economic Papers 40(1), 44-55.

Alvarez, L. H., Kanniainen, V., & Sodersten, J. (1998). Tax policy uncertainty and corporate investment: A theory of tax-induced investment spurts. Journal of Public Economics 69(1), 17-48.

Andrew B. Abel (1983). Optimal Investment Under Uncertainty (effects of uncertainty on investment). The American Economic Review, Vol. 73, No. 1 (Mar., 1983), pp. 228-233.

Archibald Russell D & Vladimiri Voropaev. (2004). Project catergories and life cycle models: Report on the 2003 IPMA Global Survey, 18th IAPM Project Management World Congress, Budapest, June 18-21, 2004.

Bernard S Black, Hasung Jang & Woochan Kim (2006). Does Corporate Governance Predict Firms’ Market Values? Evidence from Korea, The Journal of Law, Economics, and Organization.

Bertola Giuseppe. (1998). Irreversible investment, Research in Economics (1998) 52, 3–37.

Bjerksund P & S Ekern (1990). Managing Investment Opportunities under Price Uncertainty: From “Last Chance” to “Wait and See”, Strategies- Financial Management, JSTOR.

Carlton DW & Perloff JM. (2015). Modern industrial organization. Pearson Higher Education.

Crouch, M., & McKenzie, H. (2006). The logic of small samples in interview-based qualitative research. Social science information, 45(4), 483-499.

Caves RE (1971). International corporations: The industrial economics of foreign investment, Economica, JSTOR.

Chandler AD Jr. (1992). What is firm? A historical perspective. European Economic Review 36(1992) 483-994 North-Holland.

Chandler AD & Hikino T. (2009). Scale and scope: The dynamics of industrial capitalism, Havard University Press.

Dixit AK. (1992). Investment and hysteresis, Journal of economic perspectives, VOL. 6, NO. 1, WINTER 1992, (pp. 107-132).

Dixit, A. K., & Pindyck, R. S. (1994). Investment under uncertainty. Princeton university press.

Dunning, J. (1971). The Multinational, George Allen & Unwin Ltd, London.

Dunning J.& Narula R. (2003). Foreign direct investment and governments: catalysts for economic restructuring, Routledge Taylor Francis Group.

Fuss, C., & Vermeulen, P. (2008). Firms’ investment decisions in response to demand and price uncertainty. Applied Economics, 40(18), 2337-2351.

Hassett, K. A., & Metcalf, G. E. (1999). Investment with uncertain tax policy: Does random tax policy discourage investment. The Economic Journal, 109(457),372-393.

Harrison, A. (1994). The role of multinationals in economic development: the benefits of FDI. The Columbia Journal of World Business, 29(4), 6-11.

Hirshleifer J. (1965). Investment Decision under Uncertainty: Choice—Theoretic Approaches, The Quarterly Journal of Economics, Volume 79, Issue 4, 1 November 1965, Pages 509–536.

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

Javorcik, Beata Smarzynska & Mariana Spatareanu (2007): “To Share or Not To Share: Does Local Participation Matter for Spillovers from Foreign Direct Investment?”, Journal of Development Economics, forthcoming.

Kokko, A., Tansini, R., & Zejan, M. C. (1996). Local technological capability and productivity spillovers from FDI in the Uruguayan manufacturing sector. The Journal of Development Studies, 32(4), 602-611.

Kneller, I.R., & Pisu, M., (2007). Industrial linkages and export spillovers from FDI. The World Economy, 30(1), 105-134.

Lucas RE Jr & Prescott EC. (1971). Investment under uncertainty, Econometrica: Journal of the Econometric Society, – JSTOR.

Myers, S.C., (1977). The determinants of corporate borrowing. Journal of Financial Economics 5, 147–175.

McDonald R & Siegel D. (1986). The value of waiting to invest. The quarterly journal of economics, Volume 101, Issue 4 (Nov.,1986), 707-728.

Nigel Pain & Katharine Wakelin (2002). Export Performance and the Role of Foreign Direct Investment, The Manschester School, Wiley Online Library.

Niemann, R. (2004). Tax rate uncertainty, investment decisions, and tax neutrality. International Tax and Public Finance, 11(3), 265-281.

Okoli, C., & Pawlowski, S. D. (2004). The Delphi method as a research tool: an example, design considerations and applications. Information & management, 42(1), 15-29.

Peters, G. P., Minx, J. C., Weber, C. L., & Edenhofer, O. (2011). Growth in emission transfers via international trade from 1990 to 2008. Proceedings of the National Academy of Sciences, 108(21), 8903-8908.

Potterie BP & Lichtenberg F, (2001). Does foreign direct investment transfer technology across borders? Review of Economics and Statistics, MIT Press.

Pindyck, R. S. (1990). Irreversibility, uncertainty, and investment (No. w3307). National Bureau of Economic Research.

Reilly FK & Brown KC. (2002). Investment analysis and portfolio management, South-Western Cengage Learning.

Stokey, N. L. (2016). Wait-and-see: Investment options under policy uncertainty. Review of Economic Dynamics, 21, 246-265.

William Blyth, & Richard Bradley & Derek Bunnc, & Charlie Clarked & Tom Wilsond & Ming Yang (2007). Investment risks under uncertain climate change policy. Energy Policy, 35(11), 5766-5773.

White W, Lunnan A, Nybakk E & Kulisic B. (2013). The role of governments in renewable energy: The importance of policy consistency, Biomass and bioenergy, Volume 57, October 2013, Pages 97-105.

Tải xuống tài liệu học tập PDF miễn phí

[sociallocker id=”19555″] Tải Xuống Tại Đây [/sociallocker]

July 17, 2019

Tác động của tự do hóa tài chính đến mối quan hệ giữa giới hạn tài trợ và đầu tư

Tác động của tự do hóa tài chính đến mối quan hệ giữa giới hạn tài trợ và đầu tư

Mọi ý kiến đóng góp xin gửi vào hòm thư: [email protected]

Kéo xuống để Tải ngay đề cương bản PDF đầy đủ: Sau “mục lục” và “bản xem trước”

(Nếu là đề cương nhiều công thức nên mọi người nên tải về để xem tránh mất công thức)

Đề cương liên quan: CHẤT LƯỢNG THỂ CHẾ VÀ PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI CÁC QUỐC GIA ĐANG PHÁT TRIỂN

[toc]

[pdfviewer width=”800px” height=”1000px” beta=”true/false”]http://hotroontap.com/wp-content/uploads/2019/07/T%C3%A1c-%C4%91%E1%BB%99ng-c%E1%BB%A7a-t%E1%BB%B1-do-h%C3%B3a-t%C3%A0i-ch%C3%ADnh-%C4%91%E1%BA%BFn-m%E1%BB%91i-quan-h%E1%BB%87-gi%E1%BB%AFa-gi%E1%BB%9Bi-h%E1%BA%A1n-t%C3%A0i-tr%E1%BB%A3-v%C3%A0-%C4%91%E1%BA%A7u-t%C6%B0.pdf[/pdfviewer]

Tải ngay đề cương bản PDF tại đây: Tác động của tự do hóa tài chính đến mối quan hệ giữa giới hạn tài trợ và đầu tư

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

TÁC ĐỘNG CỦA TỰ DO HÓA TÀI CHÍNH

ĐẾN MỐI QUAN HỆ GIỮA GIỚI HẠN TÀI TRỢ VÀ ĐẦU TƯ

THE IMPACTS OF FINANCIAL LIBERALIZATION ON THE RELATIONSHIP BETWEEN THE FUNDING CONSTRAINTS AND INVESTMENT

Nguyễn Thị Liên Hoa1, Nguyễn Ngọc Thụy Vy2

Ngày nhận: 20/8/2018 Ngày nhận bản sửa: 30/8/2018 Ngày đăng: 5/12/2018

Tóm tắt

Nghiên cứu này được thực hiện nhằm mục đích xem xét tác động của tự do hóa tài chính đến mối quan hệ giữa giới hạn tài trợ và đầu tư tại các doanh nghiệp phi tài chính ở 5 quốc gia Asean bao gồm Indonesia, Malaysia, Philippines, Thái Lan và Việt Nam trong giai đoạn 2006-2016. Phương pháp nghiên cứu được thực hiện thông qua việc xây dựng hàm đầu tư theo phương trình Euler đề xuất bởi Abel (1980), hàm đầu tư được ước lượng bằng mô hình chuyển đổi trong đó trạng thái tài chính và hành vi đầu tư của doanh nghiệp được xác định đồng thời. Kết quả chính yếu cho thấy tự do hóa tài chính có tác động tiêu cực đến các doanh nghiệp bị giới hạn tài trợ, cụ thể tự do hóa tài chính làm tăng mức độ nhạy cảm của đầu tư theo dòng tiền (đại diện cho giới hạn tài trợ). Từ khóa: giới hạn tài trợ, mô hình hồi quy chuyển đổi nội sinh, tự do hóa tài chính.

Abstract

This study was conducted to examine the impacts of financial liberalization on the relationship between funding constraints and investment in non-financial enterprises in five ASEAN countries, including Indonesia, Malaysia and the Philippines, Thailand and Vietnam for the period 2006-2016. The research method was conducted through constructing the investment function by the Euler equation, which was proposed by Abel (1980); the investment function was estimated by the transformation model in which the financial states and investment behaviors of the corporation were defined concurrently. The main outcomes showed that financial liberalization had negative impacts on firms, which were under funding constraints; particularly, financial liberalization would increased the sensitivity of investments followed by the cash flows (representing the funding constraints).

Keywords: funding constraints, endogenous switching regression models, financial liberalization.

1. Giới thiệu

Giới hạn tài trợ là những cản trở về mặt tài chính khiến doanh nghiệp khó tiếp cận các nguồn tài trợ bên ngoài (Ismail và cộng sự, 2010). Giới

hạn tài trợ xuất hiện khi thị trường tài chính tồn tại những bất hoàn hảo (Laeven, 2003), lúc này chi phí của các nguồn tài trợ bên ngoài trở nên đắt đỏ. Sự tồn tại của hạn chế tài chính dẫn đến

__________________________________________

Trường Đại học Kinh tế TP.HCM

Trường Đại học Ngoại thương

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

mối liên hệ giữa tài sản ròng, chi phí tài trợ bên ngoài và mức đầu tư của doanh nghiệp (Laeven, 2003). Như vậy, trong thị trường tài chính bất hoàn hảo, khả năng tiếp cận các nguồn tài trợ bên ngoài của doanh nghiệp là hữu hạn. Do đó doanh nghiệp buộc phải giữ lại phần lớn lợi nhuận và hạn chế chi trả cổ tức để đảm bảo có đủ nguồn tài chính cho các khoản đầu tư trong tương lai. Kết quả đầu tư của doanh nghiệp trở nên nhạy cảm trước các nguồn tài trợ khả dụng nội bộ (chẳng hạn như lợi nhuận giữ lại) hay nói cách khác doanh nghiệp bị giới hạn tài trợ. Tuy nhiên, giới hạn tài trợ không tương đồng giữa các doanh nghiệp mà phụ thuộc vào mức độ hạn chế tài chính của từng doanh nghiệp.

Fazzazi, Hubbard và Petersen (1988) là các nhà nghiên cứu tiên phong tìm hiểu mối quan hệ giữa giới hạn tài trợ và đầu tư của doanh nghiệp trong điều kiện có hạn chế tài chính. Bằng cách sử dụng độ nhạy cảm của đầu tư theo dòng tiền dại diện cho giới hạn tài trợ và tỷ lệ chi trả cổ tức làm đại diện cho hạn chế tài chính, Fazzazi và cộng sự (1988) kết luận về sự khác biệt trong mối quan hệ giữa giới hạn tài trợ và đầu tư tùy thuộc vào “loại hình” doanh nghiệp, cụ thể mức độ nhạy cảm của đầu tư theo dòng tiền cao ở những doanh nghiệp có mức độ hạn chế tài chính lớn (tỷ lệ chi trả cổ tức thấp). Các nghiên cứu tiếp theo của các nhà kinh tế trên thế giới cũng tiếp tục phát triển chủ đề này theo các hướng khác nhau. Tuy nhiên cách tiếp cận của Fazzazi và cộng sự (1988) có một số hạn chế: (i) Hạn chế đầu tiên là tiêu chí phân loại doanh nghiệp bị hạn chế tài chính là ngoại sinh và được giả định không đổi trong suốt thời kỳ nghiên cứu (Farre-Mensa và Ljungqvist, 2016). Nếu những đặc trưng của doanh nghiệp thay đổi theo thời gian thì các chỉ tiêu sử dụng ban đầu sẽ̃ không còn phản ánh chính xác tình trạng tài

chính của doanh nghiệp và kết quả ước lượng hàm đầu tư trong trường hợp này sẽ̃ không còn chính xác. (ii) Về cách đo lường cơ hội đầu tư theo Q, Q không thể đo lường hết cơ hội đầu tư, đặc biệt trong trường hợp thị trường kém hiệu quả, thông tin không được phản ánh đầy đủ vào giá.

Vai trò của tự do hóa tài chính đối với tăng trưởng kinh tế là một lĩnh vực nhận được nhiều sự quan tâm từ giới nghiên cứu. Các nghiên cứu tiên phong ủng hộ tự do hóa tài chính, cho rằng tự do hóa tài chính làm tăng tính hiệu quả của đầu tư (về mặt chất cũng như mặt lượng) qua đó góp phần thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Tác động của tự do hóa tài chính đến tăng trưởng kinh tế thường được phân tích thông qua “kênh” đầu tư của doanh nghiệp (O’Toole và Newman, 2015), tự do hóa tài chính giúp làm giảm giới hạn tài trợ, giúp doanh nghiệp dễ dàng tiếp cận các nguồn vốn và từ đó thúc đẩy tăng trưởng kinh tế (Bumann và cộng sự, 2013), O’Toole và Newman (2015). Tuy nhiên cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu gần đây (2007–2008) đòi hỏi chúng ta phải xem xét lại vai trò của tự do hóa tài chính (Adler, 2014). Stiglitz (2002) lập luận tự do hóa tài chính không giúp giải quyết vấn đề bất cân xứng thông tin và do đó không làm tăng hiệu quả hoạt động của các trung gian tài chính. Về mặt thực nghiệm, Nair (2009) tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ đồng biến giữa tự do hóa tài chính và giới hạn tài trợ. Cụ thể tự do hóa tài chính làm tăng giới hạn tài trợ của doanh nghiệp, đặc biệt ở các doanh nghiệp nhỏ. Lúc này việc huy động vốn đầu tư sẽ̃ trở nên khó khăn hơn và do đó làm giảm mức đầu tư của doanh nghiệp cũng như sản lượng của nền kinh tế. Các nghiên cứu trên thế giới cho đến nay cũng chỉ tập trung vào việc nghiên cứu về vai trò của tự do hóa tài chính đến đầu tư của doanh nghiệp và kết quả nghiên cứu tồn tại khá nhiều

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

bằng chứng trái chiều về vai trò của tự do hóa tài chính đến đầu tư của doanh nghiệp. Riêng tại Việt Nam, chủ đề nghiên cứu về tác động của tự do hóa tài chính đến mối quan hệ giữa giới hạn tài trợ và đầu tư hầu như chưa được các nhà nghiên cứu khai thác.

Trong bối cảnh trên, bài viết này được thực hiện nhằm mục tiêu nghiên cứu tác động của tự do hóa tài chính đến mối quan hệ giữa giới hạn tài trợ và đầu tư của doanh nghiệp. Phạm

nghiên cứu của bài viết giới hạn ở các doanh nghiệp phi tài chính của 5 quốc gia đang phát triển ASEAN bao gồm Indonesia, Malaysia, Philippines, Thái Lan và Việt Nam trong giai đoạn 2006-2016. Trong nghiên cứu này, chúng tôi áp dụng mô hình hồi quy chuyển đổi nội sinh và sử dụng dạng rút gọn của phương trình Euler để nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ giữa đầu tư và giới hạn tài trợ.

2. Tổng quan lý thuyết và các nghiên cứu trước đây

Lý thuyết về tự do hóa tài chính

Tự do hóa tài chính đề cập đến chính sách của Chính phủ nhằm bãi bỏ kiểm soát lãi suất cũng như kiểm soát tín dụng, dỡ bỏ hàng rào gia nhập ngành cho các định chế tài chính nước ngoài, tư nhân hóa các định chế tài chính trong nước và chấm dứt các biện pháp kiểm soát giao dịch tài chính có yếu tố nước ngoài (Bumann và cộng sự, 2013). Như vậy tự do hóa tài chính bao gồm khía cạnh trong nước và khía cạnh quốc tế. Khi xem xét tác động của tự do hóa tài chính dưới góc độ doanh nghiệp, Laeven (2003) với dữ liệu của các doanh nghiệp tại 13 quốc gia đang phát triển trong giai đoạn 1988-1998 kết luận tự do hóa tài chính góp phần làm giảm giới hạn tài trợ tại các doanh nghiệp, đặc biệt là các doanh nghiệp nhỏ. Với giới hạn tài trợ giảm, các doanh nghiệp ít phụ thuộc vào các nguồn tài trợ nội bộ và ít gặp khó khăn trong việc

huy động vốn đầu tư bên ngoài. Forbes (2003), Gelos và Werner (2002), Guermazi (2014), Harris, Schiantarelli và Siregar (1994), Koo và Shin (2004) và O’Toole và Newman (2015) cũng đưa ra kết luận tương tự khi nghiên cứu vai trò của tự do hóa tài chính với dữ liệu vi mô của từng quốc gia riêng lẻ. Bên cạnh các bằng chứng ủng hộ, tự do hóa tài chính cũng gặp không ít bằng chứng phản đối khi xem xét dưới góc độ doanh nghiệp. Bhaduri (2005), Hermes và Lensink (1998), Jaramillo, Schiantarelli và Weiss (1996) và Nair (2009) tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ đồng biến giữa tự do hóa tài chính và giới hạn tài trợ. Cơ sở lý thuyết hiện nay tồn tại khá nhiều bằng chứng trái chiều về vai trò của tự do hóa tài chính đến đầu tư của doanh nghiệp. Thị trường tài chính tại các quốc gia ASEAN thường có quy định giám sát và thực thi ít hiệu quả đồng thời mức độ bảo vệ quyền lợi nhà đầu tư thấp dẫn đến chi phí sử dụng vốn cao (Gochoco-Baustia và cộng sự, 2014), do đó doanh nghiệp tại các quốc gia ASEAN thường gặp khó khăn trong huy động nguồn tài trợ bên ngoài (vốn cổ phần hoặc nợ). Vì lý do này đầu tư của doanh nghiệp tại các quốc gia ASEAN có nhiều khả năng chịu tác động của giới hạn tài trợ và nhạy cảm hơn trước mức độ tự do hóa tài chính. Chỉ số tự do hóa tài chính có thể đo lường theo Abiad và cộng sự (2010) sẽ̃ được trình bày cụ thể trong phần 3.

2.2. Lý thuyết Q về đầu tư

Lý thuyết Q bắt đầu bằng việc kết hợp cho phí điều chỉnh vốn trong mô hình đầu tư. Chi phí điều chỉnh vốn, theo Abel (1983), là phần sản lượng mất đi khi doanh nghiệp phát sinh các khoản đầu tư mới. Theo lý thuyết Q, các khoản đầu tư mới làm phát sinh chi phí điều chỉnh, lúc này doanh nghiệp chỉ có thể tối đa hóa giá trị khi lợi ích biên bằng với chi phí biên. Với cách thiết lập này, tỷ lệ đầu tư sẽ̃ được quyết định bởi q biên (marginal q), giá ẩn của vốn, dòng chiết

Hàm đầu tư có thể dễ dàng sử dụng trong các nghiên cứu thực nghiệm do có thể đo lường một cách đơn giản dựa trên dữ liệu về giá trị thị trường của doanh nghiệp (giá chứng khoán trong trường hợp các doanh nghiệp niêm yết) và giá trị thay thế của vốn (thường dựa trên giá trị sổ sách của doanh nghiệp). Yếu tố kỳ vọng trong mô hình được giải quyết thông qua việc chứng minh biến kỳ vọng tương lai không thể quan sát (q biên) bằng biến có thể quan sát (q trung bình). Trong mô hình đầu tư này, q trung bình đại diện cho tất cả lợi nhuận kỳ vọng tương lai của doanh nghiệp. So với các mô hình đầu tư

khấu của các khoản thu nhập biên trong tương lai của một khoản đầu tư. Dưới một số giả định (Hayashi, 1982), q biên có thể được đại diện bởi q trung bình hay còn gọi là Tobin’s Q được đo lường bằng tỷ số giữa giá trị thị trường của doanh nghiệp và giá trị sổ sách của vốn.

Các mô hình thực nghiệm: v Mô hình Q

Hàm đầu tư có thể viết dưới dạng:

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

K _t

		1	V_t				1	(q_t^A − 1) p_t^I
=				− p_t^I	+ τ _t =
	α		K_t			α

Với Q_t = (q_t^A − 1) p_t^I

				dạng rút gọn, mô hình Q có các ưu điểm nổi bật:
				(i) Có cơ sở lý thuyết vững chắc do được suy
				ra trực tiếp từ bài toán tối đa hóa giá trị doanh
				nghiệp; (ii) Có xét đến yếu tố kỳ vọng hợp lý
				và (iii) Sai số của mô hình đại diện cho cú sốc
				năng suất. Với ưu điểm này mô hình Q được sử
				dụng phổ biến trong dòng lý thuyết kiểm định
				sự tồn tại của giới hạn tài trợ mà chúng ta sẽ̃
		1		thảo luận trong phần 2.2.
+ τ _t =		1	Q_t + τ_t	v Mô hình Abel – Blanchard
+ τ _t =	α		Q_t + τ_t	v Mô hình Abel – Blanchard
	α			Abel và Blanchard (1986) gợi ý ước lượng
				Abel và Blanchard (1986) gợi ý ước lượng

giá trị ẩn của vốn bằng cách sử dụng mô hình kinh tế lượng phụ trợ cụ thể thông qua kết quả dự báo lợi nhuận biên kỳ vọng của vốn từ mô hình VAR. Cách tiếp cận này yêu cầu chúng ta

phải xác định cụ thể dạng hàm cho năng suất biên của vốn, chi phí điều chỉnh biên cũng như hệ số chiết khấu ngẫu nhiên. Mô hình đầu tư trong Abel và Blanchard (1986) vẫn có dạng tuyến tính và do đó phụ thuộc chặt chẽ̃ vào dạng hàm bình phương của chi phí điều chỉnh vốn.

Mô hình Euler equation

Cách tiếp cận Euler Equation đề xuất bởi Abel (1980) có thể nới lỏng giả định về dạng tuyến tính đơn điệu của hàm lợi nhuận và tránh sử dụng dữ liệu giá chứng khoán.

	I _t		+ p_t^I = F_K ( K _t , L_t ;τ _t ) − G_K ( K _t , L_t ;τ _t ) + β (1		^It +1		+ β (1 − δ )E_t p_t^I₊₁
α		⁻ ^ut		− δ )α E_t		⁻ ^ut +1		(2)
	K _t				^Kt +1

Để kiểm định thực nghiệm mô hình đầu tư theo phương trình Euler, chúng ta cần thay thế giá trị kỳ vọng bằng giá trị quan sát cộng với

sai số dự báo. Đặt X_t₊₁ = E_t(X_t₊₁₎) + _t+1 với _t+1 là sai số dự báo và khai triển hàm chi phí điều

chỉnh vốn, chúng ta có:

^I t

= cons + β (1 − δ )

^I t +1

F_K ( K _t , L_t ;τ _t ) +

^It +1

β (1 − δ )

p_t^I₊₁ −

p_t^I + _t ₊₁

(3)

K _t

^K t +1

^Kt +1

Với ∈_t ₊₁ là hằng số và là tổng các sai số dự báo cho đầu tư và chi phí vốn.

Các nghiên cứu thực nghiệm sử dụng phương trình Euler tiêu biểu gồm Whited (1992), Bond và Meghir (1994), Hubbard, Kashyap và Whited (1995) và Laeven (2003).

2.3. Giới hạn tài trợ

Giới hạn tài trợ xuất hiện khi thị trường tài chính tồn tại những bất hoàn hảo (Laeven, 2003). Với sự hiện diện của hạn chế tài chính,

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

chi phí của các nguồn tài trợ bên ngoài trở nên đắt đỏ. Hạn chế tài chính chủ yếu bắt nguồn từ do tình trạng bất cân xứng thông tin giữa các chủ thể tham gia thị trường (Tirole, 2006). Bất cân xứng thông tin dẫn đến việc bên cung cấp vốn đòi hỏi một phần bù (phần bù tài trợ bên ngoài) để bù đắp chi phí xác minh thông tin về bên huy động vốn khiến chi phí tài trợ bên ngoài cao hơn chi phí của nguồn tài trợ nội bộ (Myers và Majluf, 1984). Nguyên nhân thứ hai đến từ vấn đề đại diện giữa chủ sở hữu và người quản lý doanh nghiệp (Oliner và Rudebusch, 1992). Nguyên nhân thứ ba là chi phí giao dịch

liên quan đến việc phát hành cổ phần cũng như phát hành nợ.

Sự tồn tại của hạn chế tài chính dẫn đến mối liên hệ giữa tài sản ròng, chi phí tài trợ bên ngoài và mức đầu tư của doanh nghiệp (Laeven, 2003). Trong mô hình đầu tư tân cổ điển với hạn chế tài chính, một sự suy giảm trong giá trị tài sản ròng (độc lập với cơ hội đầu tư) sẽ̃ làm tăng phần bù tài trợ bên ngoài và qua đó giảm khả năng huy động vốn đầu tư của doanh nghiệp và ngược lại. Tuy nhiên giới hạn tài trợ này không giống nhau giữa các doanh nghiệp mà phụ thuộc vào mức độ hạn chế tài chính của từng doanh nghiệp.

Bất cân xứng thông tin

Vấn đề đại diện

Chi phí giao dịch

HẠN CHẾ	GIỚI HẠN	ĐẦU TƯ
TÀI	TÀI TRỢ	ĐẦU TƯ
TÀI	TÀI TRỢ
CHÍNH

Hình 1. Mối quan hệ giữa hạn chế tài chính, giới hạn tài trợ và đầu tư của doanh nghiệp

Nghiên cứu về sự tồn tại của giới hạn tài trợ và mức độ ảnh hưởng của giới hạn này đến đầu tư là một trong những chủ đề chính trong lĩnh vực nghiên cứu về đầu tư của doanh nghiệp (Bond và Van Reenen, 2007). Đầu tư của doanh nghiệp bị giới hạn hay nói cách khác doanh nghiệp gặp giới hạn tài trợ nếu một sự gia tăng bất ngờ trong nguồn cung vốn nội bộ dẫn đến một sự gia tăng trong chi tiêu đầu tư của doanh nghiệp (Bond và Van Reenen, 2007). Trong mô hình Q, doanh nghiệp không bị giới hạn tài trợ do đầu tư của doanh nghiệp chỉ phụ thuộc vào thu nhập biên hiện tại và tương lai của vốn được phản ánh trong q biên với mức giá và lãi suất cho trước.

Để kiểm định sự hiện diện của giới hạn tài trợ, cơ sở lý thuyết hiện tại đề xuất hai hướng tiếp cận: (i) Kiểm định độ nhạy cảm quá mức của đầu tư theo các biến tài chính – phù hợp với mô hình đầu tư dạng cấu trúc như mô hình Q và

Nguồn: Tác giả tự xây dựng mô hình Euler Equation hơn là mô hình đầu tư dạng rút gọn; (ii) Kiểm định sự khác biệt trong hệ số co dãn của đầu tư theo các biến tài chính giữa các nhóm doanh nghiệp.

Nghiên cứu của Fazzari, Hubbard và Petersen (1988) cho thấy mô hình đầu tư theo q trung bình thường gặp hiện tượng tương quan chuỗi trong phần dư – một dấu hiệu cho thấy mô hình chưa được định dạng phù hợp. Fazzari, Hubbard và Petersen (1988) bổ sung mô hình Q với biến dòng tiền – một biến tài chính và phân loại doanh nghiệp bị hạn chế tài chính dựa trên tỷ lệ chi trả cổ tức. Kết quả cho thấy đầu tư có tương quan dương với dòng tiền ngay cả khi đã kiểm soát q trung bình và hệ số này cao hơn ở nhóm chi trả cổ tức thấp. Các tác giả diễn dịch độ nhạy cảm của đầu tư theo dòng tiền là bằng chứng về sự tồn tại của giới hạn tài trợ và các doanh nghiệp bị hạn chế tài chính có mức độ giới hạn tài trợ cao hơn các

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

doanh nghiệp khác. Cách tiếp cận của Fazzari, Hubbard và Petersen (1988) được các nghiên cứu về sau áp dụng rộng rãi với một vài điều chỉnh. Tiêu chí phân loại doanh nghiệp bị hạn chế tài chính có thể là tỷ lệ chi trả cổ tức; quy mô, thời gian hoạt động và tỷ lệ tăng trưởng (Devereux và Schiantarelli, 1990); xếp hạng tín dụng (Whited, 1992); sự phân tán trong tỷ lệ sở hữu cổ phần (Schaller, 1993); liên kết với tập đoàn lớn (Hoshi, Kashyap và Scharfstein, 1991); liên kết với ngân hàng (Elston, 1993).

Nhược điểm quan trọng của dòng lý thuyết này là chúng ta vẫn chưa xây dựng được một mô hình đầu tư dạng cấu trúc bao gồm giới hạn tài trợ có tính thuyết phục.

2.4. Hạn chế tài chính

Có hai cách tiếp cận về hạn chế tài chính thường được sử dụng trong cơ sở lý thuyết liên quan. Cách tiếp cận đầu tiên dựa trên nghiên cứu của Stiglitz và Weiss (1981), Almeida và Campello (2007) và Whited và Wu (2006) trong đó hạn chế tài chính được định nghĩa là độ cong của đường cung vốn. Doanh nghiệp bị hạn chế tài chính nếu doanh nghiệp phải đối mặt với đường cung vốn có mức độ kém co dãn cao. Khi này doanh nghiệp khó có thể huy động nguồn tài trợ bên ngoài dù doanh nghiệp sẵn sàng chịu mức lãi suất cao. Cách tiếp cận thứ hai, đến từ Fazari, Hubbard và Petersen (1988), xem hạn chế tài chính là chênh lệch giữa chi phí cơ hội của nguồn vốn nội bộ doanh nghiệp và chi phí huy động nguồn tài trợ bên ngoài. Doanh nghiệp bị hạn chế tài chính chỉ có thể huy động nguồn tài trợ bên ngoài tại mức lãi suất cao hơn mức lãi suất phản ánh mức độ rủi ro thực tế của doanh nghiệp. Một số phương pháp đo lường mức độ giới hạn tài trợ phổ biến như chỉ số như KZ (Kaplan and Zingales, 1997), chỉ số SA (Hadlock và Pierre, 2010) và chỉ số WW (Whited và Wu, 2006). Một cách tiếp

cận phổ biến khác dựa trên xếp hạng tín dụng. Doanh nghiệp không có xếp hạng tín dụng được xem là doanh nghiệp bị hạn chế tài chính và ngược lại. Cách tiếp cận trên bắt nguồn từ lập luận doanh nghiệp không có xếp hạng tín dụng không có khả năng tiếp cận thị trường nợ thông qua việc phát hành trái phiếu mà phải huy động từ các trung gian tài chính với các điều khoản kém thuận lợi như lãi suất cao (Faulkender and Petersen 2006).

Cách phân loại mức độ hạn chế tài chính của doanh nghiệp theo các chỉ tiêu KZ, SA và WW trên mang tính ngoại sinh, đòi hỏi chúng ta phải biết trước về tình hình giới hạn tài trợ của doanh nghiệp (Hovakimian và Titman, 2006). Bên cạnh đó Farre – Mensa và Ljungqvist (2016) chứng minh các chỉ số KZ, SA và WW không thực sự đo lường mức độ hạn chế tài chính. Nhằm khắc phục hạn chế về việc phân loại tình hình tài chính doanh nghiệp, Hovakimian và Titman (2006) và Almeida và Campello (2007) đề xuất sử dụng mô hình hồi quy chuyển đổi nội sinh (endogenous switching regression model) trong đó việc phân loại doanh nghiệp không dựa trên các tiêu chí ngoại sinh mà được quyết định nội sinh bởi những đặc trưng của doanh nghiệp. Cách tiếp cận này cho phép chúng ta ước lượng riêng biệt hàm đầu tư khi doanh nghiệp bị hạn chế tài chính và khi không bị hạn chế tài chính mà không cần phân loại trước các doanh nghiệp này.

3. Phương pháp nghiên cứu

Nhằm xem xét tác động của tự do hóa tài chính đến mối quan hệ giữa đầu tư của doanh nghiệp và giới hạn tài trợ, đầu tiên chúng ta xây dựng mô hình hành vi đầu tư của doanh nghiệp trong đó bao gồm giới hạn tài trợ. Do mẫu nghiên cứu bao gồm các quốc gia đang phát triển trong khu vực ASEAN với điều kiện

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

thị trường tài chính kém hiệu quả, chúng ta xây dựng hàm đầu tư theo phương trình Euler đề xuất bởi Abel (1980) thay vì mô hình Q vốn dựa trên giả định thị trường hiệu quả. Sau khi thiết lập hàm đầu tư theo phương trình Euler, chúng ta cho phép tự do hóa tài chính (đại diện bởi chỉ số tự do hóa tài chính theo Abiad và cộng sự, 2010) tương tác với giới hạn tài trợ trong hàm đầu tư trên. Tiếp đến chúng ta sử dụng mô hình hồi quy chuyển đổi nội sinh theo đề xuất của Hovakimian và Titman (2006) và Almeida và Campello (2007) để ước lượng và kiểm định hàm đầu tư. Mô hình hồi quy chuyển đổi nội sinh cho phép xác định đồng thời tình trạng tài chính và hành vi đầu tư của doanh nghiệp trong từng trạng thái tài chính, đồng thời cho phép khắc phục các khuyết tật của mô hình hồi quy. Các chỉ tiêu nhằm xác định nội sinh tình trạng hạn

chế tài chính của doanh nghiệp dựa trên đề xuất của Hovakimian và Titman (2006) và Almeida và Campello (2007). Nhằm đảm bảo tính vững của kết quả hồi quy, chúng ta lần lượt thay thế chỉ số tự do hóa tài chính theo Abiad và cộng sự bằng chỉ số kiểm soát vốn theo Fernandez và cộng sự (2016) và chỉ số độ mở tài chính theo Chinn và Ito (2006). Cũng với mục đích đảm bảo tính vững, bên cạnh mô hình hồi quy chuyển đội nội sinh, hàm đầu tư cũng được ước lượng theo phương pháp System GMM. Lúc này trạng thái tài chính của doanh nghiệp được xác định một cách ngoại sinh dựa trên các chỉ tiêu phổ biến trong cơ sở lý thuyết hiện tại bao gồm quy mô doanh nghiệp và chỉ số KZ.

3.1. Mô hình nghiên cứu

3.1.1. Giới hạn tài trợ

Hàm đầu tư theo phương trình Euler có dạng:

I ²

D ²

= c + α₁

⁺ ^α 2

⁺ ^α 3

⁺ ^α 4

⁺ ^α 5

+ f _i + d_t + ε_it

(4)

K _it

^K it −1

K _it

Trong đó, I_it, K_it, Y_it, CF_it, D_t lần lượt là chi tiêu cho đầu tư, tổng vốn, doanh thu thuần,

dòng tiền hoạt động và nợ của doanh nghiệp i tại thời điểm t; f_i là hiệu ứng cố định theo doanh nghiệp; d_t là hiệu ứng cố định theo thời gian; ε_it là phần dư nhiễu trắng. Biến ^CF_K đại diện cho giới hạn tài trợ của doanh nghiệp là biến giải thích chính chúng ta quan tâm. Biến ^Y_K dùng để

kiểm soát điều kiện cạnh tranh không hoàn hảo.

Biến ^D²thể hiện mối quan hệ mật thiết giữa

quyết định đầu tư và quyết định vay mượn. Để xem xét tác động của tự do hóa tài chính

đến giới hạn tài trợ, chúng ta sẽ̃ điều chỉnh phương trình (22) bằng cách cho biến tự do hóa tài chính FLI tương tác với biến giới hạn tài trợ.

I ²

D ²

(5)

= c + α₁

⁺ ^α 2

⁺ ^α 3

⁺ ^α 4

⁺ ^α 5

FLI_t + α ₆

+ f _i + d_t + ε_it

K _it

^K it −1

K _it

3.1.2. Đo lường tự do hóa tài chính

Cơ sở lý thuyết hiện tại sử dụng 03 nhóm thang đo đo lường tự do hóa tài chính bao gồm:

tự do hóa tài khoản vốn, (ii) tự do hóa thị trường vốn và (iii) tự do hóa khu vực ngân hàng. Ngoài các thang đo riêng biệt, chúng ta còn có các thang đo đa chiều bao gồm tất cả các khía cạnh nêu trên. Thang đo tự do hóa tài chính đa chiều xem xét đồng thời các khía cạnh của

tự do hóa tài chính. Một thang đo đa chiều tiêu biểu đến từ Abiad và cộng sự (2010) với 07 chỉ tiêu liên quan đến tự do hóa tài chính bao gồm:

kiểm soát tín dụng và yêu cầu dự trữ, (ii) kiểm soát lãi suất, (iii) rào cản gia nhập lĩnh vực ngân hàng, (iv) sở hữu nhà nước trong khu vực ngân hàng, (v) kiểm soát tài khoản vốn, (vi) quy định an toàn và giám sát khu vực ngân hàng và

chính sách đối với thị trường chứng khoán.

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

Với mục tiêu đánh giá tác động của tự do hóa tài chính đến mối quan hệ giữa giới hạn tài trợ và đầu tư của doanh nghiệp, nghiên cứu áp dụng phương pháp đo lường tự do hóa tài chính theo Abiad và cộng sự (2010).

3.2. Dữ liệu nghiên cứu

Để phân tích tác động của tự do hóa tài chính đến mối quan hệ giữa giới hạn tài trợ cũng như giới hạn tài sản thế chấp và mức đầu tư của doanh nghiệp tại các nước đang phát triển trong khu vực Asean, chúng ta sử dụng dữ liệu của các doanh nghiệp niêm yết tại 05 quốc gia bao gồm Indonesia, Malaysia, Philippines, Thái Lan và Việt Nam trong giai đoạn 2006-2016. Các doanh nghiệp niêm yết được lựa chọn nghiên

cứu do thông tin kế toán đến từ các doanh nghiệp này có chất lượng tốt hơn các doanh nghiệp không niêm yết. Giai đoạn nghiên cứu được lựa chọn từ năm 2006 nhằm đảm bảo độ cân xứng của dữ liệu. Nếu như thị trường chứng khoán các quốc gia như Indonesia, Malaysia, Philippines và Thái Lan đã hình thành từ những năm 1970 thì thị trường chứng khoán Việt Nam mới chỉ được thành lập năm 2000. Tuy nhiên trong giai đoạn từ năm 2000 đến năm 2005, số lượng doanh nghiệp niêm yết và giá trị vốn hóa thị trường rất hạn chế và chỉ thực sự tăng trưởng mạnh mẽ̃ từ năm 2006 và do đó việc lựa chọn thời gian nghiên cứu từ thời điểm này sẽ̃ giúp đảm bảo tính cân xứng của dữ liệu.

	Bảng 1. Danh sách biến và nguồn dữ liệu
Biến	Định nghĩa	Cách đo lường	Nguồn
Phương trình đầu tư
	Chi phí đầu tư kỳ t		Báo cáo tài chính của
		DEP: khấu hao	các doanh nghiệp niêm
			yếu trong cơ sở dữ liệu
	Tổng lượng vốn kỳ t	Giá trị tài sản cố định thuần	yếu trong cơ sở dữ liệu
			Thompson Reuters
	Giá trị khấu hao kỳ t		Thompson Reuters
	Giá trị khấu hao kỳ t		Datastream
	Sản lượng của doanh	Doanh thu thuần	Datastream
	Sản lượng của doanh	Doanh thu thuần
	nghiệp kỳ t
	Dòng tiền hoạt động	Lợi nhuận sau thuế + Khấu hao
	kỳ t
	Tổng dư nợ kỳ t	Tổng nợ phải trả
	Giới hạn tài sản thế	Tỷ lệ Tài sản cố định hữu hình/Tổng
	chấp kỳ t	tài sản
Phương trình chuyển đổi
	Quy mô doanh	Log (Tổng tài sản)	Báo cáo tài chính của
	nghiệp		các doanh nghiệp niêm
			yếu trong cơ sở dữ liệu
	Tuổi doanh nghiệp	Log(Số năm hoạt động)	yếu trong cơ sở dữ liệu
			Thompson Reuters
	Biến giả chi trả cổ	Nếu doanh nghiệp có chi trả cổ tức	Thompson Reuters
	tức	bằng tiền mặt trong kỳ t. Ngược lại,	Datastream
		DIV_t = 0.
	Nợ ngắn hạn	Tỷ lệ Nợ ngắn hạn/Tổng tài sản
	Nợ dài hạn	Tỷ lệ Nợ dài hạn/Tổng tài sản
	Cơ hội tăng trưởng	MTB – chỉ số giá thị trường trên giá
		sổ sách.
	Thặng dư tài chính	Tỷ lệ Tiền và chứng khoán có tính
		thanh khoản cao/Biến trễ của tổng tài
		sản
	Tài sản cố định	Tỷ lệ Tài sản cố định hữu hình/Tổng
		tài sản

	Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

Biến	Định nghĩa	Cách đo lường		Nguồn
Chỉ số tự	do hóa tài chính
FLI	Chỉ số tự do hóa tài	Tác giả tính toán theo cách tiếp cận	Báo	cáo	thường niên
	chính	của Abiad và cộng sự (2010)	của	Ngân Hàng Trung
			Ương, báo cáo quốc gia
			của World Bank và IMF.
KACON	Chỉ số kiểm soát	Fernandez và cộng sự (2016)	Website		của	Columbia
	vốn		University:
			http://www.columbia.
			edu/~mu2166/fkrsu/
KAOPEN	Chỉ số KAOPEN	Chinn – Ito (2006)	Website		của	Portland
			State University:
			http://web.pdx.edu/~ito/
			Chinn-Ito_website.htm

Dữ liệu trước khi sử dụng để ước lượng và kiểm định mô hình sẽ̃ được lọc bỏ các giá trị dị biệt. Đầu tiên chúng ta lọc bỏ dữ liệu tại phân vị thứ nhất và thứ 99 nhằm kiểm soát tác động của các giá trị dị biệt đến kết quả hồi quy. Tiếp theo, theo Laeven và cộng sự (2003), chúng ta loại trừ các quan sát có giá trị đầu tư và doanh thu nhỏ hơn 0. Cuối cùng chúng ta tiếp tục loại trừ các quan sát có tỷ lệ I/K, Y/K và D/K cao bất thường. Sau khi làm sạch dữ liệu của chúng ta gồm 1,394 quan sát đến từ 493 doanh nghiệp niêm yết tại 05 quốc gia Asean.

4. Kết quả nghiên cứu

4.1. Chỉ số tự do hóa tài chính

Chỉ số tự do hóa tài chính đo lường theo Abiad và cộng sự (2010) cho các quốc gia trong mẫu nghiên cứu giai đoạn 2006 -2016 được trình bày trong Hình 4.1. Bên cạnh chỉ số tự do hóa tài chính FLI, Hình 4.1 đồng thời thể hiện chỉ số kiểm soát vốn KACON theo Frenandez và cộng sự (2016) và chỉ số độ mở tài chính KAOPEN theo Chinn và Ito (2006). Trong 5 quốc gia nghiên cứu, Malaysia và Phillipines là hai quốc gia có mức độ tự do hóa tài chính cao và ổn định nhất do 2 quốc gia này đã sớm thực thi các chính sách tự do hóa tài chính từ cuối những năm 1970 và 1980. Thái Lan tuy tiến

hành tự do hóa tài chính muộn hơn Malaysia và Philippines (cụ thể vào cuối những năm 1990) nhưng quốc gia này có mức độ tự do hóa nhanh và cho đến năm 2016, chỉ số tự do hóa tài chính của Thái Lan tương đương Malaysia (ở mức 0.8). Chỉ số tự do hóa tài chính của Indonesia hiện duy trì ở mức trung bình trên 0.5 sau một thời gian sụt giảm đáng kể do các chính sách kiểm soát vốn ban hành sau cuộc khủng hoảng kinh tế 2008. Việt Nam là quốc gia có mức độ tự do hóa tài chính thấp nhất trong mẫu nghiên cứu. Tuy nhiên chỉ số tự do hóa tài chính của Việt Nam đang có xu hướng tăng từ sau năm 2008 và tính đến năm 2016 chỉ số này của Việt Nam xấp xỉ mức 0.5. Khi xem xét đồng thời chỉ số tự do hóa tài chính FLI và chỉ số kiểm soát vốn theo Fernandez và cộng sự (2016), chúng ta nhận thấy hai chỉ số này có biến động ngược chiều trong hầu hết các trường hợp (trừ Philippines). Khi so sánh chỉ số tự do hóa tài chính FLI và chỉ số độ mở tài chính KAOPEN, chúng ta thấy mức độ dao động trong chỉ số KAOPEN có phần khiêm tốn hơn. Tất cả các quốc gia trừ Việt Nam đều có sự sụt giảm mạnh trong chỉ số KAOPEN giai đoạn sau cuộc khủng hoảng 2008.

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

Hình 2. Chỉ số tự do hóa tài chính cho 5 quốc gia trong khu vực Asean

				Indonesia											Malaysia
.75											.9
.70											.8
.65											.7
.65
.60											.6
.60
.55											.5
.55
											.4
.50											.3
											.3
.45											.2
											.2
.40											.1
06	07	08	09	10	11	12	13	14	15	16	06	07	08	09	10	11	12	13	14	15	16
			FLI		KAOPEN		KCON							FLI		KAOPEN		KCON
														FLI		KAOPEN		KCON

				Philippines											Thailand
.9											.9
.8											.8
.7											.7
.6											.6
.5											.5
.4											.4
.3											.3
.2											.2
.1											.1
06	07	08	09	10	11	12	13	14	15	16	06	07	08	09	10	11	12	13	14	15	16
			FLI		KAOPEN		KCON							FLI		KAOPEN		KCON

Vietnam

1.0

0.9

0.8

0.7

0.6

0.5

0.4

0.3

0.2

0.1

FLI KAOPEN KCON

Ghi chú: Chỉ số tự do hóa tài chính FLI được nhóm tác giả tính toán theo cách tiếp cận của Abiad và cộng sự (2010). Chỉ số kiểm soát vốn KACON đến từ Fernandez và cộng sự (2016). Chỉ số độ mở tài chính KAOPEN đến từ Chinn và Ito (2006).

4.2. Mô tả dữ liệu doanh nghiệp Các dữ liệu trong bài nghiên cứu được trình

bày trong Bảng 2.

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

Bảng 2. Kết quả thống kê mô tả

Chỉ tiêu	I/K	Y/K	CF/K	D/K	MTB	CC	FLI	Số
Chỉ tiêu	I/K	Y/K	CF/K	D/K	MTB	CC	FLI	quan sát
								quan sát
Phần A. Thống kê toàn bộ mẫu

Trung bình	0.40	7.43	0.81	3.68	1.93	0.56		1,394

Trung vị	0.21	3.53	0.41	1.61	1.25	0.49		1,394

Độ lệch chuẩn	0.69	11.58	1.41	6.52	2.14	0.38		1,394

Phần B. Thống kê theo quốc gia

Indonesia	0.27	5.52	0.60	3.03	3.09	0.60	0.59	271

	0.18	3.71	0.35	1.53	2.23	0.52	0.58	271
	0.18	3.71	0.35	1.53	2.23	0.52	0.58	271

Malaysia	0.20	1.63	0.32	1.48	2.96	0.58	0.83	76

	0.17	1.74	0.24	1.45	1.65	0.53	0.84	76
	0.17	1.74	0.24	1.45	1.65	0.53	0.84	76

Philippines	0.52	4.43	0.77	4.24	1.95	0.59	0.69	311

	0.26	2.32	0.37	1.73	1.55	0.54	0.70	311
	0.26	2.32	0.37	1.73	1.55	0.54	0.70	311

Thailand	0.31	5.04	0.57	2.01	2.60	0.83	0.67	161

	0.15	2.40	0.30	1.07	1.67	0.88	0.66	161
	0.15	2.40	0.30	1.07	1.67	0.88	0.66	161

Vietnam	0.46	11.40	1.07	4.45	1.05	0.45	0.40	575

	0.23	6.18	0.58	2.21	0.86	0.35	0.44	575
	0.23	6.18	0.58	2.21	0.86	0.35	0.44	575

Phần C. Thống kê theo quy mô

Lớn	0.41	8.42	0.76	4.46	1.85	0.51		703

	0.21	4.50	0.46	1.98	1.14	0.42		703
	0.21	4.50	0.46	1.98	1.14	0.42		703

Nhỏ	0.40	6.44	0.86	2.90	2.02	0.61		691

	0.20	2.71	0.37	1.46	1.33	0.54		691
	0.20	2.71	0.37	1.46	1.33	0.54		691

Phần D. Thống kê theo thời gian niêm yết

Dài	0.36	5.33	0.61	2.75	2.16	0.62		785

	0.19	2.60	0.35	1.48	1.45	0.55		785
	0.19	2.60	0.35	1.48	1.45	0.55		785

Ngắn	0.46	10.14	1.07	4.88	1.63	0.48		609

	0.46	10.14	1.07	4.88	1.63	0.48		609
	0.46	10.14	1.07	4.88	1.63	0.48		609

Phần E. Thống kê theo chỉ số KZ

KZ thấp	0.53	11.26	1.34	5.39	2.10	0.44		692

	0.26	6.19	0.78	2.01	1.34	0.35		692
	0.26	6.19	0.78	2.01	1.34	0.35		692

KZ cao	0.28	3.67	0.30	2.00	1.76	0.68		702

	0.17	1.98	0.24	1.48	1.15	0.61		702
	0.17	1.98	0.24	1.48	1.15	0.61		702

Phần F. Thống kê theo chỉ số SA

SA thấp	0.37	5.14	0.67	2.73	2.29	0.64		703

	0.20	2.43	0.34	1.45	1.56	0.58		703
	0.20	2.43	0.34	1.45	1.56	0.58		703

SA cao	0.44	9.77	0.96	4.65	1.56	0.48		691

	0.23	5.30	0.52	2.11	1.03	0.38		691
	0.23	5.30	0.52	2.11	1.03	0.38		691

Ghi chú: phần B, C, D, E, F thể hiện giá trị trung bình và trung vị (số in nghiêng) của các biến.

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

Trong phần phân tích về tác động của tự do hóa tài chính đến giới hạn tài trợ và giới hạn tài sản thế chấp, bên cạnh việc sử dụng mô hình chuyển đổi nội sinh nhằm xác định trạng thái tài chính của doanh nghiệp, chúng ta cũng phân loại tình trạng tài chính của doanh nghiệp theo các thang đo phổ biến trong cơ sở lý thuyết hiện tại như quy mô doanh nghiệp (đại diện bởi giá trị tổng tài sản) và chỉ số KZ. Các doanh nghiệp quy mô nhỏ thường có mức độ hạn chế tài chính cao hơn các doanh nghiệp quy mô lớn (Laeven, 2003 và Nam Hoai Tran và Chi Dat Le, 2017). Trong phân tích của chúng ta, các doanh nghiệp được xem có quy mô nhỏ khi giá trị tổng tài sản nhỏ hơn giá trị trung vị mẫu. Chỉ số KZ là thang đo mức độ hạn chế tài chính phổ biến nhất hiện tại theo số lượng trích dẫn trên Google Scholar. Các doanh nghiệp có chỉ số KZ cao đồng nghĩa với doanh nghiệp có mức độ hạn chế tài chính cao (Lamont, Polk và Saa-Requejo, 2001). Chúng ta quy ước doanh nghiệp có chỉ số KZ cao khi chỉ số này lớn hơn giá trị trung vị mẫu. Khi so sánh giữa nhóm doanh nghiệp bị hạn chế tài chính (quy mô nhỏ hoặc chỉ số KZ cao) và nhóm không bị hạn chế tài chính (quy mô lớn hoặc chỉ số KZ thấp), chúng ta thấy các doanh nghiệp không bị hạn chế tài chính có tỷ lệ đầu tư, tỷ lệ doanh thu và tỷ lệ dòng tiền trên tổng lượng vốn cao hơn các doanh nghiệp vị hạn chế.

4.3. Tự do hóa tài chính và giới hạn tài trợ Kết quả ước lượng hàm đầu tư với giới hạn tài trợ (4) và (5) theo mô hình hồi quy chuyển đổi được trình bày lần lượt trong Bảng 3 – Phần A. Mô hình hồi quy chuyển đổi nội sinh giúp chúng ta xác định đồng thời hàm đầu tư cho các doanh nghiệp bị hạn chế tài chính và các doanh nghiệp không bị hạn chế tài chính. Bên cạnh đó mô hình còn giúp xác định các yếu tố có ảnh hưởng quan trọng đến tình trạng hạn chế

tài chính của doanh nghiệp. Kết quả ước lượng phương trình chuyển đổi được trình bày trong Bảng 3 – Phần B.

Một cách tổng quát hành vi đầu tư của các doanh nghiệp thuộc hai trạng thái tài chính có sự tương đồng trong cách thức phản ứng với mức đầu tư trong quá khứ. Hệ số co dãn của tỷ lệ đầu tư theo biến trễ của tỷ lệ đầu tư được ước lượng khoảng 0.43 cho các doanh nghiệp không bị hạn chế tài chính và 0.25 cho các doanh nghiệp bị hạn chế tài chính. Hệ số này cho thấy hành vi đầu tư của doanh nghiệp có quán tính đáng kể. Một mức đầu tư cao trong quá khứ hàm ý mức đầu tư cao trong tương lai. Kết quả về quán tính của đầu tư phù hợp với giả định xem vốn hữu hình là một yếu tố sản xuất bán cố định. Tỷ lệ doanh thu trên tổng lượng vốn đại diện cho cơ hội tăng trưởng chỉ tương quan với tỷ lệ đầu tư trong trường hợp doanh nghiệp không bị hạn chế tài chính thể hiện qua hệ số của dương và có ý nghĩa thống kê. Đối với các doanh nghiệp bị hạn chế tài chính, doanh thu không giúp giải thích hành vi đầu tư. Mối quan tâm chính yếu của chúng ta trong kết quả hồi quy phương trình (4) và (5) là hệ số co dãn của đầu tư theo dòng tiền đại diện cho giới hạn tài trợ. Chúng ta không tìm thấy bằng chứng ủng hộ sự hiện diện của giới hạn tài trợ trong cả hai trường hợp doanh nghiệp niêm yết và không niêm yết. Cụ thể hệ số co dãn của đầu tư theo dòng tiền của các doanh nghiệp không bị hạn chế tài chính không có ý nghĩa thống kê trong khi hệ số này tại các doanh nghiệp bị hạn chế tài chính, hệ số này có ý nghĩa thống kê nhưng mang dấu âm. Mối quan hệ nghịch biến giữa đầu tư và dòng tiền cũng đã được Bushman và cộng sự (2011) lưu ý khi các tác giả phân tích độ nhạy cảm của đầu tư theo dòng tiền với các biến đại diện dòng tiền khác nhau.

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

Bảng 3. Phần A – Giới hạn tài trợ

Kết quả hồi quy hàm đầu tư theo mô hình chuyển đổi nội sinh với FLI

Phần A: Hàm đầu tư	(I)		(II)
*Biến phụ thuộc*	*Doanh nghiệp không*	*Doanh nghiệp*	*Doanh nghiệp không*	*Doanh nghiệp*
	*hạn chế tài chính*	*hạn chế tài chính*	*hạn chế tài chính*	*hạn chế tài chính*
	0.429	0.284	0.431	0.231

	(3.88)***	(3.62)***	(3.90)***	(2.66)***

	-0.024	-0.041	-0.024	-0.027

	(0.99)	(1.84)*	(1.00)	(1.11)

	0.012	-0.002	0.013	0.000

	(3.79)***	(0.57)	(3.87)***	(0.01)

	-0.009	-0.110	-0.072	-0.409

	(0.43)	(2.12)**	(0.85)	(2.01)**

	0.000	0.002	0.000	0.001

	(0.66)	(4.78)***	(0.33)	(1.81)*

			0.125	0.888

			(0.77)	(2.62)***

Constant	0.253	0.093	0.251	0.051
	(1.25)	(0.77)	(1.24)	(0.47)


Industry fixed effects	Có	Có	Có	Có
Year fixed effects	Có	Có	Có	Có
Số quan sát	764	764	764	764

Ghi chú: Phần A Bảng 4.2 thể hiện kết quả hồi quy theo mô hình chuyển đổi nội sinh lần lượt cho hai hàm đầu tư:

^I1it ⁼ ^Xit ^α1 ⁺ ^ε1it
I_2it = X_itα₂ + ε_2it lần lượt cho hai hàm đầu tư:
y*	= Z	itφ	+ u	it
it

I ²

D ²

(I)

= c + α₁

⁺ ^α 2

⁺ ^α 3

⁺ ^α 4

⁺ ^α 5

+ f _i + d_t + ε_it

it −1

^K it −1

K _it

(II)

I ²

D ²

= c + α₁

+ α ₂

⁺ ^α 3

⁺ ^α 4

⁺ ^α 5

FLI_t + α ₆

+ f _i + d_t + ε_it

^K it −1

K _it

Phương trình chuyển đổi nội sinh cho phép xác định một cách nội sinh tình trạng tài chính của doanh nghiệp giữa không bị hạn chế và bị hạn chế. Mẫu dữ liệu bao gồm các doanh nghiệp phi tài chính tại Indonesia, Malaysia, Philippines, Thái Lan và Việt Nam trong giai đoạn 2007-2016. Giá trị thống kê t được thể hiện trong ngoặc đơn dưới hệ số ước lượng. ***, ** và * lần lượt thể hiện mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.

Về tác động của tự do hóa tài chính đến giới	chí tự do hóa tài chính còn có khả năng trầm
hạn tài trợ thể hiện qua biến , tự do hóa tài chính	trọng hóa giới hạn tài trợ tại các doanh nghiệp
không giúp làm giảm giới hạn tài trợ tại các	này. Tác động của tự do hóa tài chính đến giới
doanh nghiệp không bị hạn chế tài chính thậm	hạn tài trợ tại các doanh nghiệp bị hạn chế tài

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

chính thể hiện rõ nét qua hệ số dương có độ lớn đáng kể và có ý nghĩa thống kê. Hệ số của trong trường hợp doanh nghiệp bị ràng buộc tài chính là 0.89. Điều này có nghĩa 1% gia tăng trong mức độ tự do hóa tài chính có thể khiến giới hạn tài trợ hay nói cách khác hệ số co dãn của đầu tư theo dòng tiền tăng 0.89%. Kết quả này đi ngược với luận điểm ủng hộ tự do hóa tài chính khi cho rằng tiến trình tự do hóa tài chính có thể giúp các doanh nghiệp dễ dàng tiếp cận thị trường vốn trong nước cũng như quốc tế trong Laeven (2003), Forbes (2003), Gelos và Werner (2002), Harris, Schiantarelli và Siregar

(1994), Koo và Shin (2004) và Koo và Maeng

(2005). Điều này có thể được giải thích theo Chan và cộng sự (2012) cho rằng tự do hóa tài chính không khắc phục tình trạng bất cân xứng thông tin giữa loại hình doanh nghiệp này và bên cung cấp vốn. Do đó các doanh nghiệp nhỏ khó có thể hưởng lợi từ quá trình tự do hóa tài chính. Bhaduri (2005), Hermes và Lensink (1998), Jaramillo, Schiantarelli và Weiss (1996) và Nair (2009) cung cấp bằng chứng ủng hộ mối quan hệ đồng biến giữa tự do hóa tài chính và giới hạn tài trợ.

						Bảng 3. Phần B – Giới hạn tài trợ
		Kết quả hồi quy hàm đầu tư theo mô hình chuyển đổi nội sinhvới FLI (tiếp theo)

	Phần B – Phương trình chuyển đổi						Hàm đầu tư (I)	Hàm đầu tư (II)
						SIZE	0.060	0.039
							(2.47)**	(1.57)
						AGE	0.057	0.122
							(0.80)	(1.73)*
						DIV	-0.883	-0.628
							(3.54)***	(2.38)**
						STD	0.623	0.543
							(3.08)***	(2.86)***
						LTD	1.057	0.873
							(3.57)***	(2.63)***
						GRO	-0.054	-0.036
							(3.59)***	(2.01)**
						FSK	-0.525	-0.467
							(5.01)***	(4.37)***
						TAN	0.314	0.227
							(3.01)***	(2.18)**
						Constant	-0.214	-0.259
							(0.61)	(0.74)

						Số quan sát	764	764
	Ghi chú: Phần B Bảng 4.2 thể hiện kết						quả ước lượng hàm chuyển	đổi trong mô hình chuyển đổi
y*		= Z	itφ	+ u	it	nội sinh lần lượt cho hai hàm đầu tư (I) và (II).
	it		itφ		it
y^*_it		được quy ước bằng 0 khi doanh nghiệp không bị hạn chế tài chính và bằng 1 khi doanh nghiệp bị

hạn chế tài chính, bao gồm các biến quy mô (SIZE), số năm niêm yết (AGE), biến giả chi trả cổ tức (DIV), tỷ lệ nợ ngắn hạn (STD), tỷ lệ nợ dài hạn (LTD), cơ hội tăng trưởng (MTB), thặng dự tài chính (FSK) và tỷ lệ tài sản cố định (TAN). Hệ số dương (âm) hàm ý doanh nghiệp có nhiều khả năng không bị giới hạn tài chính khi giá trị của biến giải thích trong hàm chuyển đổi cao (thấp) hơn.

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

Kết quả ước lượng phương trình chuyển đổi thể hiện trong Bảng 3 Phần B cho thấy hầu hết các biến trong phương trình lựa chọn có vai trò quan trọng trong việc xác định tình trạng tài chính và do đó tác động đến hành vi đầu tư của doanh nghiệp. Theo đó các doanh nghiệp có quy mô lớn, được niêm yết lâu năm, có mức độ thặng dư tài chính thấp và có ít cơ hội đầu tư và có giá trị tài sản hữu hình cao thường được xem là những doanh nghiệp không bị hạn chế tài chính. Kết quả trên phù hợp với suy luận thông thường đồng thời phù hợp với các nghiên cứu với cách tiếp cận tương tự như Hovakimian và Titman (2006) và Almeida và Campello (2007). Trái với các doanh nghiệp không bị hạn chế tài chính, các doanh nghiệp bị hạn chế tài chính thường là các doanh nghiệp nhỏ, thời gian niêm

yết ngắn, có mức độ thặng dư. Bên cạnh việc xem xét tác động của tự do hóa tài chính đến giới hạn tài trợ thông qua mô hình hồi quy chuyển đổi nội sinh, chúng ta cũng ước lượng hệ số này theo cách tiếp cận phổ biến trong cơ sở lý thuyết hiện tại. Đầu tiên các doanh nghiệp sẽ̃ được phân loại thành doanh nghiệp bị và không bị hạn chế tài chính dựa trên tiêu chí về quy mô hoặc chỉ số KZ. Sau đó phương pháp System GMM được sử dụng để ước lượng mô hình đầu tư cho từng nhóm doanh nghiệp hoặc với biến giả xác định tình hình tài chính của doanh nghiệp. Kết quả hàm đầu tư ước lượng theo System GMM thể hiện trong Bảng 4. Các doanh nghiệp có quy mô nhỏ hoặc có chỉ số KZ cao được xem là các doanh nghiệp bị hạn chế tài chính.

Bảng 4 – Giới hạn tài trợ – Kết quả hồi quy hàm đầu tư theo mô hình System GMM

*Biến phụ thuộc*		(I)			(II)
*Biến phụ thuộc*	(I.1)	(I.2)	(I.3)	(II.1)	(II.2)	(II.3)
	(I.1)	(I.2)	(I.3)	(II.1)	(II.2)	(II.3)
	0.340	0.296	0.326	0.406	0.409	0.387
	(2.45)**	(2.28)**	(2.45)**	(3.10)***	(3.40)***	(3.08)***
	-0.024	-0.019	-0.018	-0.032	-0.036	-0.024
	-0.90	-0.76	-0.67	-1.24	-1.48	-0.96
	0.034	0.027	0.028	0.034	0.017	0.027
	(3.00)***	(2.35)**	(2.73)***	(3.25)***	(1.74)*	(2.77)***
	0.004	0.198	0.005	-0.240	-0.976	-0.240
	-0.15	0.98	-0.20	0.40	(3.24)***	(2.44)**
	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000
	-0.60	-0.42	-0.89	-0.93	-0.19	-0.87
		-0.188			-1.295
		(2.15)**			(4.30)***
			-0.595			-0.840
			(2.30)**			-0.73
				0.471	1.700	0.499
				(2.49)**	(2.92)***	(2.70)***
					2.361
					(4.08)***
						0.467
						-0.25

Industry fixed effects	Có	Có	Có	Có	Có	Có
Year fixed effects	Có	Có	Có	Có	Có	Có
Số quan sát	764	764	764	764	764	764

Ghi chú: Bảng 4 thể hiện kết quả hồi quy theo mô hình System GMM lần lượt cho hai hàm đầu tư. Biến giả Small và HighKZ được sử dụng để xác định ngoại sinh tình trạng hạn chế tài chính của doanh nghiệp. Small bằng 1 cho các doanh nghiệp có quy mô nhỏ hơn giá trị trung vị mẫu và HighKZ bằng 1 cho các doanh nghiệp có chỉ số KZ cao hơn trung vị mẫu. Mẫu dữ liệu bao gồm các doanh nghiệp phi tài chính tại Indonesia, Malaysia, Philippines, Thái Lan và Việt Nam trong giai đoạn 2007-2016.

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

Kết quả mô hình System GMM căn bản khẳng định kết quả mô hình hồi quy chuyển đổi nội sinh: Tự do hóa tài chính làm gia tăng giới hạn tài trợ của tất cả các doanh nghiệp và đặc biệt trầm trọng hóa tình trạng này tại các doanh nghiệp bị hạn chế tài chính thể hiện qua hệ số dương và có ý nghĩa thống kê của các

biến (CF/K)_it × FLI_t, (CF/K)_it × FLI_t × Small_it và (CF/K)_it × FLI_t × HighKZ_it.

Bảng 5 thể hiện kết quả ước lượng mô hình hồi sinh chuyển đổi cho hàm đầu tư (23) khi thay thế chỉ số tự do hóa tài chính xây dựng theo Abiad và cộng sự (2011) bằng chỉ số kiểm soát vốn KACON theo Fernandez và cộng sự (2016) và chỉ số độ mở tài chính KAOPEN theo Chinn và Ito (2006). Do chỉ số kiểm soát vốn có hàm ý ngược với tự do hóa tài chính, chúng

ta kỳ vọng hệ số của chỉ số kiểm soát vốn sẽ̃ mang dấu âm. Hệ số âm hàm ý việc gia tăng các hình thức kiểm soát vốn sẽ̃ làm giảm giới hạn tài trợ trong khi việc nới lỏng các biện pháp kiểm soát vốn sẽ̃ làm tăng giới hạn tài trợ. Như thể hiện trong Bảng 5 – Phần A, hệ số của biến (CF/K)_it × KACON_t đều nhỏ hơn không trong cả hai trường hợp doanh nghiệp bị và không bị hạn chế tài chính. Kết quả này một lần nữa khẳng định kết quả thu được từ mô hình hồi quy chuyển đổi.Các yếu tố xác định tình trạng tài chính của doanh nghiệp thể hiện trong mô hình chuyển đổi cũng có dấu và độ lớn tương tự khi chúng ta hồi quy với FLI. Điều này có nghĩa các doanh nghiệp trẻ, có quy mô nhỏ và có nhiều cơ hội đầu tư thường là những doanh nghiệp chịu ràng buộc về mặt tài chính.

Bảng 5. Phần A – Giới hạn tài trợ

Kết quả hồi quy hàm đầu tư theo mô hình chuyển đổi nội sinh với KACON và KAOPEN


Phần A –	KACON		KAOPEN
Hàm đầu tư	KACON		KAOPEN
Hàm đầu tư
*Biến phụ*	*Doanh nghiệp không*	*Doanh nghiệp*	*Doanh nghiệp không*	*Doanh nghiệp*
*thuộc*	*hạn chế tài chính*	*hạn chế tài chính*	*hạn chế tài chính*	*hạn chế tài chính*
	0.422	0.283	0.430	0.289
	(3.80)***	(3.62)***	(3.90)***	(3.62)***
	-0.023	-0.040	-0.024	-0.051
	-0.950	(1.84)*	-1.000	(2.17)**
	0.012	-0.002	0.013	-0.003
	(3.75)***	-0.590	(4.04)***	-0.670
	-0.110	0.164	0.088	0.327
	-0.630	-0.420	-1.450	1.13
	0.000	0.002	0.000	0.002
	-0.730	(4.77)***	-0.100	(5.65)***
	-0.115	-0.063
	-0.590	-0.140
			-0.265	-0.524
			(1.70)*	-1.490
Constant	0.259	0.091	0.262	0.076
	-1.280	-0.750	-1.300	-0.630

Industry fixed	Có	Có	Có	Có
effects	Có	Có	Có	Có
effects
Year fixed	Có	Có	Có	Có
effects	Có	Có	Có	Có
effects
Số quan sát	764	764	764	764

Ghi chú: Phần A Bảng 5 thể hiện kết quả hồi quy theo mô hình chuyển đổi nội sinh. Trong đó chỉ số tự do hóa tài chính FLI lần lượt được thay thế bằng chỉ số kiểm soát vốn KACON theo Fernandez và cộng sự (2016) và chỉ số độ mở tài chính theo Chinn và Ito (2006). Phương trình chuyển đổi nội sinh cho phép xác định một cách nội sinh tình trạng tài chính của doanh nghiệp giữa không bị hạn chế và bị hạn chế. Mẫu dữ liệu bao gồm các doanh nghiệp phi tài chính tại Indonesia, Malaysia, Philippines, Thái Lan và Việt Nam trong giai đoạn 2007–2016.

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

Bảng 5. Phần B – Kết quả hồi quy hàm đầu tư theo mô hình chuyển đổi nội sinh với KACON và KAOPEN (tiếp theo)

Phần B – Hàm chuyển đổi	Hàm đầu tư với KACON	Hàm đầu tư với KAOPEN
SIZE	0.061	0.051
	(2.47)**	(1.98)**
AGE	0.059	0.070
	-0.810	-0.950
DIV	-0.877	-0.860
	(3.49)***	(3.47)***
STD	0.620	0.664
	(3.06)***	(3.24)***
LTD	1.049	1.067
	(3.49)***	(3.50)***
MTB	-0.053	-0.049
	(3.35)***	(3.18)***
FSK	-0.523	-0.520
	(4.99)***	(4.96)***
TAN	0.313	0.323
	(3.01)***	(3.12)***
Constant	-0.226	-0.174
	-0.630	-0.490

Số quan sát	764	764

Ghi chú: Phần B Bảng 5 thể hiện kết quả ước lượng hàm chuyển đổi y^*_it= Z_itφ + u_it trong mô hình hồi quy theo mô hình chuyển đổi nội sinh. Trong đó chỉ số tự do hóa tài chính FLI lần lượt được

thay thế bằng chỉ số kiểm soát vốn KACON theo Fernandez và cộng sự (2016) và chỉ số độ mở tài chính theo Chinn và Ito (2006). y*_it được quy ước bằng 0 khi doanh nghiệp không bị hạn chế tài chính và bằng 1 khi doanh nghiệp bị hạn chế tài chính. Z_it bao gồm các biến quy mô (SIZE), số năm niêm yết (AGE), biến giả chi trả cổ tức (DIV), tỷ lệ nợ ngắn hạn (STD), tỷ lệ nợ dài hạn (LTD), cơ hội tăng trưởng (MTB), thặng dự tài chính (FSK) và tỷ lệ tài sản cố định (TAN). Hệ số dương (âm) hàm ý doanh nghiệp có nhiều khả năng không bị giới hạn tài chính khi giá trị của biến giải thích trong hàm chuyển đổi cao (thấp) hơn.

Về tác động của tự do hóa tài chính đến giới hạn tài trợ thể hiện qua biến (CF/K)_it × FLI_t, tự do hóa tài chính không giúp làm giảm giới hạn tài trợ tại các doanh nghiệp không bị hạn chế tài chính thậm chí tự do hóa tài chính còn có khả năng trầm trọng hóa giới hạn tài trợ tại các doanh nghiệp này. Tác động của tự do hóa tài chính đến giới hạn tài trợ tại các doanh nghiệp bị hạn chế tài chính thể hiện rõ nét qua hệ số dương có độ lớn đáng kể và có ý nghĩa thống

kê. Hệ số của (CF/K)_it × FLI_t trong trường hợp doanh nghiệp bị ràng buộc tài chính là 0.89. Điều này có nghĩa 1% gia tăng trong mức độ tự do hóa tài chính có thể khiến giới hạn tài trợ hay nói cách khác hệ số co dãn của đầu tư theo dòng tiền tăng 0.89%. Kết quả này đi ngược với luận điểm ủng hộ tự do hóa tài chính khi cho rằng tiến trình tự do hóa tài chính có thể giúp các doanh nghiệp dễ dàng tiếp cận thị trường vốn trong nước cũng như quốc tế trong Laeven

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

(2003), Forbes (2003), Gelos và Werner (2002), Harris, Schiantarelli và Siregar (1994), Koo và Shin (2004) và Koo và Maeng (2005).

Một giải thích khả dĩ cho tác động gia tăng giới hạn tài trợ của tự do hóa tài chính đến từ Chan và cộng sự (2012). Chan và cộng sự (2012) trong khi nghiên cứu mối quan hệ giữa cải cách tài chính và giới hạn tài trợ cũng tìm thấy bằng chứng về tác động tiêu cực của tự do hóa tài chính đến giới hạn tài trợ. Các tác giả cho rằng quá trình tự do hóa tài chính làm giảm vai trò của hoạt động cho vay dựa trên quan hệ (relationship-based lending) giữa doanh nghiệp và ngân hàng. Do vậy các doanh nghiệp lớn thường mất dần ưu đãi từ các ngân hàng trong hoạt động cho vay dẫn đến khó khăn trong quá trình huy động vốn. Đối với các doanh nghiệp nhỏ, Chan và cộng sự (2012) cho rằng tự do hóa tài chính không khắc phục tình trạng bất cân xứng thông tin giữa loại hình doanh nghiệp này và bên cung cấp vốn. Do đó các doanh nghiệp nhỏ khó có thể hưởng lợi từ quá trình tự do hóa tài chính. Bhaduri (2005), Hermes và Lensink (1998), Jaramillo, Schiantarelli và Weiss (1996) và Nair (2009) cung cấp bằng chứng ủng hộ mối quan hệ đồng biến giữa tự do hóa tài chính và giới hạn tài trợ.

Kết luận

Nghiên cứu này được thực hiện nhằm mục đích xem xét tác động của tự do hóa tài chính đến giới hạn tài trợ và đầu tư của các doanh nghiệp niêm yết phi tài chính tại 05 quốc gia Asean bao

Tài liệu tham khảo

gồm Indonesia, Malaysia, Philippines, Thái Lan và Việt Nam trong giai đoạn 2006-2016. Kết quả chính yếu cho thấy tại 05 quốc gia Asean thuộc mẫu nghiên cứu tự do hóa tài chính có tác động tiêu cực đến giới hạn tài trợ và giới hạn tài sản thế chấp tại các doanh nghiệp bị hạn chế tài chính. Cụ thể tự do hóa tài chính làm tăng mức độ nhạy cảm của đầu tư theo dòng tiền (đại diện cho giới hạn tài trợ) tại các doanh nghiệp này. Một nguyên nhân có thể giải thích cho sự tác động không mong muốn của tự do hóa tài chính đến đầu tư của doanh nghiệp tại các quốc gia đang phát triển trong khu vực Asean là trình độ phát triển của thị trường tài chính tại các quốc gia này. Trong điều kiện thị trường tài chính phát triển ở trình độ thấp với chất lượng thể chế chưa cao và cơ chế quản trị kém hiệu quả, tự do hóa tài chính làm gia tăng tình trạng bất cân xứng thông tin trong khi làm giảm chất lượng mối quan hệ tín dụng giữa doanh nghiệp và bên cung cấp tài chính. Khi này doanh nghiệp có thể gặp khó khăn trong việc huy động vốn tài trợ đầu tư. Kết quả về tác động tiêu cực của tự do hóa tài chính đến đầu tư của doanh nghiệp trong nghiên cứu này gợi ý các chính sách tự do hóa tài chính nên được đánh giá cẩn trọng trước khi áp dụng nhằm tránh gây bất lợi cho đầu tư của doanh nghiệp trong nước đặc biệt là các doanh nghiệp hiện đang trong tình trạng hạn chế tài chính. Tự do hóa tài chính chỉ có thể phát huy tác dụng trong trường hợp thị trường tài chính trong nước có sự vững mạnh nhất định.

Abel A. B. (1983). Optimal Investment under Uncertainty.American Economic Review, 73, 228– 233.

Abel, A. B. (1980). Empirical investment equations: An integrative framework. In: Brunner, K., Meltzer, A.(Eds.), On the State of Macroeconomics. In: Carnegie–Rochester Conference Series, vol. 12, pp. 39–93.

Abel, A. B. and Blanchard, O.J. (1986). The Present Value of Profiits and Cyclical Movements in Investment.Econometrica 54, 249–273.

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

Abiad A., Detragiache E. and Tressel T. (2010). A New Database of Financial Reforms. IMF Staff Papers, Palgrave Macmillan, vol. 57(2), pages 281-302, June.

Adler D. (2014). The New Economics of Liquidity and Financial Frictions. The CFA Institute Research Foundation: www.cfapubs.org.

Almeida, H. and M. Campello (2007). Financial Constraints, Asset Tangibility and Corporate Investment.The Review of Financial Studies, 20 (5): 1429-1460.

Bhaduri, N. S. (2005). Investment, Financial Constraints and Financial Liberalization: Some Stylized Facts from a Developing Economy, India. Journal of Asian Economics, 16 (2005) 704–718.

Bond, S. and C. Meghir (1994). Dynamic Investment Models and the Firm’s Financial Policy.

Review of Economic Studies, 61, 197-222.

Bond, S., and van Reenen, J. (2007). Microeconometric Models of Investment and Employment.In James Heckman and Edward Leamer (Eds.), Handbook of Econometrics, vol. 6A. Amsterdam: Elservier.

Bumann S., Hermes, N. and Lensink R. (2013). Financial Liberalisation and Economic Growth: A Meta-Analysis. Technical report. Journal of International Money and Finance, 33 (2013) 255–281 Financial liberalization Campbell, J.Y., Kyle, A.S. (1993).Smart money, noise trading and stock-price behaviour.Review of Economic Studies, 60, 1–34.

Bushman, Robert M. and Smith, Abbie J. and Zhang, Frank (2011). Investment Cash Flow Sensitivities Really Reflect Related Investment Decisions. Available at http://dx.doi.org/10.2139/ ssrn.842085.

Chan, Kenneth S.; Dang, Vinh Q. T. and Yan, Isabel K.M. (2012). Financial reform and financing constraints: Some evidence from listed Chinese firms. China Economic Review, Vol. 23, No. 2, 06.2012, p. 482-497.

Chinn, Menzie D. and Hiro Ito (2006). What Matters for Financial Development? Capital Controls, Institutions, and Interactions. Journal of Development Economics, Volume 81, Issue 1, Pages 163-192 (October).

Devereux, M. and F. Schiantarelli (1990). Investment, Financial Factors, and Cash Flow: Evidence from U.K. Panel Data. In R. G. Hubbard (Ed.), Asymmetric information, corporate finance, and investment. Chicago: University of Chicago Press.

Elston, J. (1993). Firm ownership structure and investment: Theory and evidence from German manufacturing. WZB Discussion Paper no. FS IV 93-28. Berlin.

Farre-Mensa J. and Ljungqvist A. (2016). Do Measures of Financial Constraints Measure Financial Constraints? The Review of Financial Studies, Volume 29, Issue 2, 1 February 2016, Pages 271–308, https://doi.org/10.1093/rfs/hhv052.

Faulkender, M., Petersen, M. (2006). Does The Source of Capital Affect Capital Structure.Volume 19, Issue 1, 1 March 2006, Pages 45–79.

Fazzari, S. M., Hubbard, R. G. and Petersen, B. C. (1988). Financing Constraints and Corporate Investment.Brookings Papers on Economic Activity, 1, 141–195.

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

Fernandez, A., Klein M., Rebucci A., Schindler M., and Uribe M. (2016). Capital Control Measures:

A New Dataset.IMF Economic Review, 64, 2016, 548-574.

Forbes, K. J. (2003). One cost of the Chilean capital controls: Increased financial constraints for smaller trade firms. NBER Working Paper 977.

Gelos, R. G., and A. M. Werner (2002). Financial Liberalization, Credit Constraints, and Collateral: Investment in the Mexican Manufacturing Sector. Journal of Development Economics, 67, 1–27.

Gochoco-Bautista, M.S., Sotocinal, N.R. and Wang, J. (2014). Corporate investments in Asian markets: financial conditions, financial development, and financial constraints. World Development, Vol.57(C), pp. 63–78.

Guermazi A. (2014). Financial Liberalization, Credit Constraints and Collateral: The case of Manufacturing Industry in Tunisia. Procedia Economics and Finance, 13 (2014), 82 – 100.

Hadlock, C. J., and Pierce Joshua R. (2010). New Evidence on Measuring Financial Constraints:

Moving Beyond the KZ Index. The Review of Financial Studies, 23 (5): 1909-1940.

Harris, J., F. Schiantarelli and M. Siregar (1994). The Effect of Financial Liberalization on Firms’ Capital Structure and Investment Decisions: Evidence from aPanel of Indonesian Manufacturing Establishments, 1981–1988. World Bank Economic Review, 8, 17–47.

Hayashi F. (1982). Tobin’s Marginal q and Average q: A Neoclassical Interpretation. Econometrica, Vol. 50, No. 1. (Jan., 1982), pp. 213-224.

Hermes, N. and R. Lensink (1998). Financial Reform and Informational Problems in Capital Markets: An Empirical Analysis Of The Chilean Experience, 1983–1992. Journal of Development Studies, 34, 27–43.

Hoshi, T., Kashyap, A.K., Scharfstein, D. (1991). Corporate structure, liquidity and investment:

Evidencem from Japanese industrial groups. Quarterly Journal of Economics, CVI, 33–60.

Hovakimian, G. and S.Titman (2006). Corporate Investment with Financial Constraints: Sensitivity of Investment to Funds from Voluntary Asset Sales. Journal of Money, Credit and Banking, Vol. 38, No. 2 (Mar., 2006), pp. 357-374.

Hubbard R. G, Kashyap A. K. and Toni M. Whited (1995). Internal Finance and Firm Investment.

Journal of Money, Credit and Banking, Vol. 27, No. 3 (Aug., 1995), pp. 683-701.

Ismail M. A, Ibrahim H. M., Yusoff M. and Zainald M-P (2010). Financial Constraints and Firm Investment in Malaysia: An Investigation of Investment-Cash Flow Relationship. International Journal of Economics and Management, 4(1): 29 – 44 (2010).

Jaramillo, F., F. Schiantarelli and A. Weiss (1996). Capital market imperfections before and after financial liberalization: An Euler Equation Approach to Panel data for Ecuadorian Firms. Journal of Development Economics, 51, 367–386.

Kaplan N. S. and Zingales L. (1997). Do Investment-Cash Flow Sensitivities Provide Useful Measures of Financing Constraints? The Quarterly Journal of Economics, Vol. 112, No. 1 (Feb., 1997), pp. 169-215.

Koo, J. and K. Maeng (2005). The effect of financial liberalization on firm’s investments in Korea.

Journal of Asian Economics, 16, 281–297.

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 48, 12/2018

Koo, J. and S. Shin (2004). Financial Liberalization and Corporate Investments: Evidence from Korean Firm Data. Asian Economic Journal, 18, 277–292.

Laeven, L. (2003). Does Financial Liberalization Reduce Financial Constraints? Financial Management, 32, 5-34.

Lamont O., Polk C. and Saa-Requejo J. (2001). Financial Constraint and Stock Returns. The Review of Financial Stuties, Vol. 14, No.2, pp. 529-554.

Mensa J. F., and Ljungqvist A. (2016). Do Measures of Financial Constraints Measure Financial Constraints? The Review of Financial Studies, 29 (2): 271-308. DOI: https://doi.org/10.1093/ rfs/hhv052.

Myers, S. C. and N. S. Majluf (1984). Corporate Financing and Investment Decisions When Firms Have Information That Investors Do Not Have. Journal of Financial Economics, 13, 187–221.

Nair V. R. P. (2009). Does Financial Liberalisation Reduce Credit Constraints: A Study of Firms in The Indian Private Corporate Sector.Proceedings of FIKUSZ ’09 Symposium for Young Researchers, 2009, 147-160. Hungary: Budapest.

Nam Hoai Tran and Chi Dat Le (2017). Financial conditions and corporate investment: evidence from Vietnam. Pacific Accounting Review, Vol. 29 Iss 2.

O’Toole C. and Newman C. (2015). Investment Financing and Financial Development: Evidence from Viet Nam. Review of Finance, 2015, 1–36.

Oliner, S. D. and G. D. Rudebusch (1992). Sources of the Financing Hierarchy for Business Investment.Review of Economics and Statistics, 74, 643–654.

Schaller, H. (1993). Asymmetric Information, Liquidity Constraints, and Canadian Investment.

Canadian Journal of Economics, 26, 552–574.

Stiglitz, J. and A. Weiss (1981). Credit Rationing in Markets with Imperfect Information.American Economic Review, 71, 393–410.

Stiglitz, J. E. (2002). Globalization and Its Discontents. New York: W.W. Norton.

Tirole, J. (2006). The Theory of Coprorate Finance. New Jersey: Princeton University Press.

Whited, T. M, and Wu G. (2006). Financial Constraints Risk.Review of Financial Studies, 19, 531–559.

Whited, T. M. (1992). Debt, Liquidity Constraints, and Corporate Investment: Evidence from Panel Data. Journal of Finance, 47, 1425–1460.

Tải xuống tài liệu học tập PDF miễn phí

[sociallocker id=”19555″] Tải Xuống Tại Đây [/sociallocker]

July 17, 2019