CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN CẤU TRÚC VỐN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP TƯ NHÂN TẠI VIỆT NAM

UHD-CTU ANNUAL ECONOMICS AND BUSINESS CONFERENCE PROCEEDINGS – 2017 ISSN: 2472-9329 (Print) 2472-9310 (Online) (VIETNAMESE) EDITORS: Vo Thanh Danh Truong Dong Loc Nguyen Tuan Kiet JANUARY 13-14, 2017 COLLEGE OF BUSINESS, UNIVERSITY OF HOUSTON-DOWNTOWN AND COLLEGE OF ECONOMICS, CAN THO UNIVERSITY CAN THO, VIET NAM THE UHD-CTU ANNUAL ECONOMICS AND BUSINESS CONFERENCE PROCEEDINGS - 2017 ISSN: 2472-9329 (Print) and 2472-9310(Online) http://sareb-journal.org MỤC LỤC 48 CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN CẤU TRÚC VỐN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP TƯ NHÂN TẠI VIỆT NAM 621-632  Đoàn Vinh Thăng   49 PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH TÁI SỬ DỤNG DỊCH VỤ VẬN TẢI HÀNH KHÁCH THEO TUYẾN TẠI THÀNH PHỐ CẦN THƠ 633-647  Ngô Mỹ Trân Lê Thị Hồng Vân   50 NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN THƯƠNG MẠI SONG PHƯƠNG GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC ĐỐI TÁC THƯƠNG MẠI BẰNG MƠ HÌNH LỰC HẤP DẪN 648-662  Phan Anh Tú Phạm Thị Như Hảo 51 ẢNH HƯỞNG CỦA ĐÒN BẨY TÀI CHÍNH VÀ KINH DOANH ĐA NGÀNH ĐẾN HIỆU QUẢ KINH DOANH CỦA CÁC HỢP TÁC XÃ NÔNG NGHIỆP Ở VIỆT NAM 663-670  Đoàn Vinh Thăng   52 PHÂN TÍCH VÀ ĐÁNH GIÁ VỊ TRÍ HỆ THỐNG CỬA HÀNG BÁN LẺ TẠI CẦN THƠ QUA VIỆC ỨNG DỤNG HỆ THỐNG THÔNG TIN ĐỊA LÝ 671-684  Lưu Tiến Thuận, Lê Thị Kiều Linh Trần Thị Kim Hồng   53 GIẢI PHÁP NÂNG CAO NĂNG SUẤT LAO ĐỘNG NÔNG NGHIỆP Ở ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG: NGHIÊN CỨU TRƯỜNG HỢP TẠI XÃ VĨNH THANH, HUYỆN PHƯỚC LONG, TỈNH BẠC LIÊU 685-697  Nguyễn Cơng Tồn   54 TRÁCH NHIỆM XÃ HỘI CỦA DOANH NGHIỆP– TỔNG KẾT MỘT SỐ VẤN ĐỀ LÝ LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT HƯỚNG NGHIÊN CỨUTRONG TƯƠNG LAI 698-712  Lê Phước Hương Lưu Tiến Thuận   55 ĐÁNH GIÁ ẢNH HƯỞNG CỦA GIÁ TRỊ KHÁCH HÀNG ĐẾN HÀNH VI MUA LẠI CỦA KHÁCH HÀNG TẠI CÁC SIÊU THỊ ĐIỆN THOẠI TRÊN ĐỊA BÀN TP CẦN THƠ 713-726  Lưu Tiến Thuận, Trần Thị Mỹ Nương Nguyễn Thu Nha Trang   56 TÁC ĐỘNG CỦA SỞ HỮU CỔ ĐÔNG LỚN ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC DOANH NGHIỆP ĐƯỢC NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM 727-741  Dương Kha, Lê Thị Phương Vy Hoàng Thị Phương Anh   57 CÁC YẾU TỐ KHOẢNG CÁCH QUỐC GIA ẢNH HƯỞNG NHƯ THẾ NÀO ĐẾN XUẤT KHẨU CỦA NỀN KINH TẾ VIỆT NAM? 742-754  Võ Văn Dứt   58 MỘT SỐ THỰC TRẠNG VÀ GỢI Ý GIẢI PHÁP CHO NGÀNH LÚA GẠO CỦA ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG THỜI HỘI NHẬP 754-767  Nguyễn Đức Lộc Mai Quang Hợp   College of Business, University of Houston-Downtown and College of Economics, Can Tho University January 13-14, 2017 CAN THO, VIETNAM THE UHD-CTU ANNUAL ECONOMICS AND BUSINESS CONFERENCE PROCEEDINGS - 2017 ISSN: 2472-9329 (Print) and 2472-9310(Online) http://sareb-journal.org 59 CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN XUẤT KHẨU GẠO VIỆT NAM SANG THỊ TRƯỜNG ASEAN: KẾT QUẢ PHÂN TÍCH BẰNG MƠ HÌNH TRỌNG LỰC 768-778  Trần Thị Bạch Yến, Trương Thị Thanh Thảo 60 QUYẾT ĐỊNH SỬ DỤNG BẢO HIỂM Y TẾ CỦA NGƯỜI DÂN Ở VIỆT NAM 779-788  Phạm Minh Ngọc Phan Đình Khơi  61 ĐỊNH GIÁ NHU CẦU CỦA DU KHÁCH ĐỐI VỚI CÁC TOUR THAM QUAN CHỢ NỔI CÁI RĂNG 789-799  Huỳnh Việt Khải Lê Thị Thúy Kiều   62 CÁC YẾU TỐ NÀO ẢNH HƯỞNG ĐẾN SỰ PHÁT TRIỂN CỦA THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHỐN CÁC QUỐC GIA ĐƠNG NAM Á? 800-807  Lê Long Hậu, Trần Lê Lam Uyên Lê Tấn Nghiêm   63 NHU CẦU CỦA NÔNG DÂN ĐỐI VỚI BẢO HIỂM NI TƠM TẠI BẠC LIÊU 808-816  Phan Đình Khơi Huỳnh Việt Khải   64 PHÂN TÍCH ĐĨNG GÓP CỦA TFP TRONG TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ KHU VỰC CÔNG NGHIỆP – XÂY DỰNG CỦA TỈNH KIÊN GIANG TRONG GIAI ĐOẠN 2001–2015 817-825  Nguyễn Hữu Đặng 65 TÁC ĐỘNG CỦA FDI ĐẾN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI CỦA VIỆT NAM: TIẾP CẬN BẰNG MƠ HÌNH LỰC HẤP DẪN 826-835  Lê Văn Thứ Nguyễn Hữu Đặng   66 KHẢ NĂNG ĐIỀU CHỈNH KHE HỞ LÃI SUẤT CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM 836-852  Chu Văn Nguyên 67 MỨC ĐỘ CẠNH TRANH, MỨC ĐỘ TẬP TRUNG VÀ MỐI QUAN HỆ GIỮA CHÚNG TRONG HỆ THỐNG NHTM VIỆT NAM 853-865  Huỳnh Việt Khải, Cao Văn Tài Phạm Lê Đơng Hậu   68 TĂNG PHÍ DỊCH VỤ CÓ ẢNH HƯỞNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH SỬ DỤNG DỊCH VỤ NGÂN HÀNG ĐIỆN TỬ?: NGHIÊN CỨU TẠI THÀNH PHỐ CẦN THƠ 866-874  Nguyễn Tuấn Kiệt, Hà Thị Thanh Trúc 69 TÁC ĐỘNG TỪ CÁC HÌNH THỨC CAN THIỆP CỦA CHÍNH PHỦ ĐẾN CHÍNH SÁCH TÀI CHÍNH CỦA DOANH NGHIỆP TẠI VIỆT NAM 875-886  Lương Thị Thảo Phạm Văn Đoàn   70 ẢNH HƯỞNG CỦA MỨC ĐỘ CẠNH TRANH NGÂN HÀNG LÊN SỰ TRUYỀN DẪN CỦA CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ THƠNG QUA KÊNH CHO VAY NGÂN HÀNG: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TỪ CÁC NGÂN HÀNG VIỆT NAM 887-897  Vũ Minh Hà, Đinh Thị Thu Hà Hoàng Thị Phương Anh   College of Business, University of Houston-Downtown and College of Economics, Can Tho University January 13-14, 2017 CAN THO, VIETNAM THE UHD-CTU ANNUAL ECONOMICS AND BUSINESS CONFERENCE 2017 ISSN: 2472-9329 (Print) and 2472-9310(Online) http://sareb-journal.org CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN CẤU TRÚC VỐN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP TƯ NHÂN TẠI VIỆT NAM Đoàn Vinh Thăng Khoa Kinh tế - QTKD - Trường Đại học An Giang Email: dvthang@agu.edu.vn TÓM TẮT Bài viết nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp tư nhân (DNTN) Việt Nam Kết ước lượng cho thấy có bốn nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn DNTN, hai nhân tố có tương quan nghịch (Khả sinh lợi; Cấu trúc tài sản) hai nhân tố có tương quan thuận (Sự tăng trưởng; Quy mô doanh nghiệp) Kết phù hợp với giải thích lý thuyết POT Ngồi ra, kết nghiên cứu cho thấy có khác biệt cấu trúc vốn DNTN thuộc khu vực Thương mại-Dịch vụ so với ngành kinh doanh khác Trong đó, nhân tố Khả sinh lợi có ảnh hưởng đáng kể đến khác biệt Từ Khóa: Lý thuyết trật tự phân hạng, cấu trúc vốn, doanh nghiệp tư nhân, thương mại dịch vụ, Việt Nam DETERMINANTS OF CAPITAL STRUCTURE OF VIETNAMESE PRIVATE ENTERPRISE ABSTRACT This paper aims at studying determinants of capital structure of Vietnamese private enterprise The results are consistent with the explainations of the perking order theory and indicate that there are four determinants of capital structure of private enterprise Two factors (i.e Profitability, Asset Structure) have negative relationship with capital structure and the remains factors (i.e Growth and Size of firm) have positive impact on capital structure Moreover, the study also shows the difference of capital structure of commercial and service firms in comparison with capital structure of other category private enterprises, by which, Profitability has significant effect on the divergence Keywords:Perking Order Theory, capital structure, private enterprise, commerce and service, Viet Nam GIỚI THIỆU Việc hội nhập quốc tế ngày sâu rộng Việt Nam, thông qua hiệp định thương mại tự do, từ WTO AEC TPP, mang lại nhiều hội thách thức cho doanh nghiệp nội địa Do đó, để hoạt động sản xuất kinh doanh đạt hiệu cao mang lại lợi nhuận cho doanh nghiệp, nhà quản trị phải cân nhắc để đưa nhiều định quản trị kinh doanh, đó, định Cấu trúc vốn định quan trọng có ảnh hưởng đáng kể lên hiệu kinh doanh nâng cao giá trị công ty (Modigliani & Miller, 1963) Một số lý thuyết đời với nỗ lực giải thích định cấu trúc vốn doanh nghiệp Trong đó, lý thuyết Trật tự phân hạng (Pecking Order Theory – POT) cấu trúc vốn công ty, xây dựng Myers & Majluf (1984), thu hút nhiều quan tâm học nhà quản trị doanh nghiệp (Chen & Chen, 2011) Lý thuyết không đưa định nghĩa cấu trúc vốn tối ưu Với giả định bất cân xứng thông tin nhà quản lý nhà đầu tư giả định nhà quản lý ưu tiên lợi ích nhà đầu tư có so với lợi ích nhà đầu tư mới, lý thuyết POT cho nhà quản lý ưu tiên sử dụng vốn nội vốn bên ưu tiên sử dụng nợ phát hành cổ phần (Myers, 1984) Nhiều nghiên cứu thực nghiệm cấu trúc vốn áp dụng lý thuyết POT (Shyam-Sunder & Myers, 1999; Fama & French, 2002; Frank & Goyal, 2003; Frank & Goyal, 2008; Chen & Chen, 2011; Đặng Thị Quỳnh Anh & Quách Thị Hải Yến, 2014) Tuy nhiên, nghiên cứu tập trung vào nhóm cơng ty College of Business, University of Houston-Downtown and College of Economics, Can Tho University 621 | Page THE UHD-CTU ANNUAL ECONOMICS AND BUSINESS CONFERENCE 2017 ISSN: 2472-9329 (Print) and 2472-9310(Online) http://sareb-journal.org lớn niêm yết thị trường chứng khoán Theo hiểu biết chúng tơi, chưa có nghiên cứu áp dụng lý thuyết doanh nghiệp tư nhân (DNTN) Việt Nam, doanh nghiệp có đóng góp đáng kể đến GDP nước ta Bên cạnh đó, nghiên cứu Đặng Thị Quỳnh Anh & Quách Thị Hải Yến (2014) lý thuyết POT công ty cổ phần niêm yết Sở Giao dịch chứng khoán TP.HCM chưa xem xét liệu lý thuyết có giải thích công ty thuộc ngành công nghiệp khác Do đó, nghiên cứu bổ sung cho khoảng trống tri thức TỔNG QUAN TÀI LIỆU Cấu trúc vốn hỗn hợp nợ vốn cổ phần mà công ty sử dụng để tài trợ cho hoạt động đầu tư kinh doanh (Nguyễn Minh Kiều, 2009) Lý thuyết M&M, đề xuất Modigliani & Miller (1958), xem lý thuyết khởi đầu cho việc nghiên cứu cấu trúc vốn doanh nghiệp Lý thuyết này, dựa giả định thị trường hồn hảo, thuế chi phí giao dịch không, cho cấu trúc vốn không ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp Tuy nhiên, xem xét mơi trường có thuế, Modigliani & Miller (1963) lại kết luận cấu trúc vốn có ảnh hưởng tích cực lên giá trị cơng ty, khuyến khích doanh nghiệp nên gia tăng mức sử dụng nợ vay để gia tăng giá trị cơng ty Trong đó, lý thuyết đánh đổi (Tradeoff Theory) đưa đề xuất cấu trúc vốn dựa cân lợi ích chi phí nợ vay (Myers, 1984) Trong đó, doanh nghiệp nên hướng đến cấu trúc vốn tối ưu (Myers, 1984; Chen & Chen, 2011) Được xây dựng Myers & Majluf (1984), lý thuyết Trật tự phân hạng (POT), dựa giả định bất cân xứng thông tin nhà quản lý nhà đầu tư, không hướng đến cấu trúc vốn tối ưu Lý thuyết cho rằng, nhà quản lý ưu tiên sử dụng vốn nội (thu nhập giữ lại) vốn bên ngoài, cần thiết phải sử dụng vốn bên ngoài, nhà quản lý thích sử dụng nợ vay so với huy động vốn từ cổ đông (Myers, 1984) Lý thuyết POT giải thích định cấu trúc vốn doanh nghiệp dựa số đặc điểm doanh nghiệp Khả sinh lợi, Sự tăng trưởng, Thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp hiệu lực, Cấu trúc tài sản, Quy mô doanh nghiệp (Chen & Chen, 2011; Frank & Goyal, 2008) Khả sinh lợi: Lý thuyết POT cho có mối quan hệ ngược chiều khả sinh lợi cấu trúc vốn (Myers & Majluf, 1984) doanh nghiệp có khả sinh lợi cao có nhiều lợi nhuận giữ lại (Myers, 1984) Do đó, khơng phải phụ thuộc nhiều vào nguồn tài trợ từ bên Frank & Goyal (2008) giải thích rằng, doanh nghiệp ưu tiên nguồn tài trợ nội bên ngồi với nhu cầu đầu tư cổ tức cố định, doanh nghiệp có khả sinh lợi cao sử dụng đòn bẩy tài thấp Nhiều nghiên cứu thực nghiệm (Đặng Thị Quỳnh Anh & Quách Thị Hải Yến, 2014; Chen & Chen, 2011; Vasiliou et al., 2009; Frank & Goyal, 2008; Trương Đông Lộc & Võ Kiều Trang, 2008; Daskalakis & Psillaki, 2008; Coleman, 2006) cho thấy mối quan hệ ngược chiều Khả sinh lợi cấu trúc vốn doanh nghiệp Sự tăng trưởng: Nhu cầu tài trợ gia tăng công ty có tăng trưởng Tuy nhiên, khả tài trợ phụ thuộc vào nguồn thu nhập giữ lại (Chen & Chen, 2011) Vasiliou et al (2009) cho để nắm bắt hội tăng trưởng, cơng ty tìm kiếm thêm nguồn vốn tài trợ từ bên Chen & Chen (2011) tranh luận rằng, tăng trưởng gây áp lực lên nguồn vốn nội thúc đẩy cơng ty vay nợ Nếu cơng ty hoàn toàn phụ thuộc vào thu nhập giữ lại, dự án tiềm bị bỏ qua hạn chế tăng trưởng Lý thuyết POT tranh luận có mối quan hệ tích cực Sự tăng trưởng cấu trúc vốn doanh nghiệp (Frank & Goyal, 2008) Nghiên cứu thực nghiệm Trương Đông Lộc & Võ Kiều Trang (2008); Eriotis (2007); Bevan & Danbolt (2002); Michaelas, Chittenden & Poutziousris (1999) ủng hộ cho lý thuyết POT Trong đó, Trương Đơng Lộc & Võ Kiều Trang (2008), dựa vào tranh luận Myers (1977), giải thích cơng ty có hội tăng trưởng thường gia tăng nợ vay để tận dụng hội tăng trưởng Cấu trúc tài sản: Lý thuyết POT tranh luận doanh nghiệp có nhiều tài sản cố định cấu tài sản có bất cân xứng thơng tin giảm chi phí đại diện Harris & Ravis (1991) tranh luận bất cân xứng thơng tin thấp giúp chi phí sử dụng vốn tự có thấp hơn, kết doanh nghiệp giảm mức sử dụng nợ vay tỉ trọng tài sản cố định tổng tài sản cao (Frank & Goyal, 2008) College of Business, University of Houston-Downtown and College of Economics, Can Tho University 622 | Page THE UHD-CTU ANNUAL ECONOMICS AND BUSINESS CONFERENCE 2017 ISSN: 2472-9329 (Print) and 2472-9310(Online) http://sareb-journal.org Thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp hiệu lực: Thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp hiệu lực sử dụng để đo lường thuế suất thuế thu nhập thực phải nộp doanh nghiệp Lư thuyết POT khơng đưa giải thích mối quan hệ Thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp hiệu lực cấu trúc vốn Tuy nhiên, MacKie-Mason (1990) thay đổi tỉ lệ thuế thu nhập ảnh hưởng đến định tài Modigliani & Miller (1963) khuyên doanh nghiệp nên sử dụng nhiều nợ tốt để gia tăng lợi ích chắn thuế Nghiên cứu thực nghiệm Chen & Chen (2011) cho thấy mối quan hệ chiều Thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp hiệu lực cấu trúc vốn Quy mô doanh nghiệp: Coleman & Cohn (2000) lưu ý lý thuyết POT đặc biệt phù hợp cho DNTN, đặc biệt DNTN có quy mơ nhỏ, bất cân xứng thơng tin nhóm lớn Daskalakis & Psillaki (2008) cho Lý thuyết POT dễ dàng ứng dụng cho doanh nghiệp có quy mơ nhỏ doanh nghiệp vay mượn theo nhu cầu đầu tư nỗ lực để đạt cấu trúc vốn tối ưu Chen & Chen (2011) tranh luận công ty nhỏ điều hành số nhà quản lý chủ sở hữu, mà mục tiêu họ hạn chế quyền kiểm sốt, đó, họ thường ưu tiên sử dụng vốn nội Trong đó, Frank & Goyal (2008) cho rằng, công ty lớn thường biết đến cách rộng rãi nên giảm bất cân xứng thơng tin Do đó, dễ dàng huy động vốn góp so với doanh nghiệp nhỏ Giải thích lý thuyết POT mối quan hệ Quy mô doanh nghiệp cấu trúc vốn mơ hồ (Frank & Goyal, 2008) Nhiều nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ thuận chiều Quy mô doanh nghiệp cấu trúc vốn (Hardiyanto et al, 2013; Okuda & Nhung, 2010; Trương Đông Lộc & Võ Kiều Trang, 2008; Friend & Lang, 1988; Marsh, 1982) Trong đó, Trương Đơng Lộc & Võ Kiều Trang (2008) giải thích rằng, cơng ty lớn có uy tín thường dễ tiếp cận nguồn vốn vay so với cơng ty nhỏ Ngồi nhân tố trên, Nguyen Thi Canh & Nguyen Thanh Cuong (2011); Frank & Goyal (2008) rằng, ngành kinh doanh khác có cấu trúc vốn khác Nghiên cứu thực nghiệm Trương Đông Lộc & Võ Kiều Trang (2008), dựa mẫu quan sát gồm 56 cơng ty niêm yết Sở giao dịch chứng khốn TP.HCM giai đoạn 2003-2006, chứng minh có khác biệt cấu trúc vốn doanh nghiệp thuộc ngành Thương mại-Dịch vụ so với ngành kinh doanh khác Tuy nhiên, nghiên cứu Trương Đông Lộc & Võ Kiều Trang (2008) chưa nhân tố gây khác biệt Vì vậy, nghiên cứu bổ sung cho khoảng trống tri thức nêu DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.1 Dữ liệu định nghĩa biến mô hình Nghiên cứu xem xét mẫu quan sát gồm 12.184 DNTN Việt Nam, trích liệu Điều tra Doanh nghiệp Việt Nam năm 2010, thực Tổng cục Thống kê Các thông tin Quy mô doanh nghiệp, Nợ phải trả, Vốn chủ sở hữu, Cấu trúc vốn, Khả sinh lợi, Sự tăng trưởng, Cấu trúc tài sản Thuế hiệu lực tính cho năm tài 2009 (xem Bảng 2) College of Business, University of Houston-Downtown and College of Economics, Can Tho University 623 | Page THE UHD-CTU ANNUAL ECONOMICS AND BUSINESS CONFERENCE 2017 ISSN: 2472-9329 (Print) and 2472-9310(Online) http://sareb-journal.org Bảng 1: Định nghĩa đo lường biến Tên biến Cấu trúc vốn Ký hiệu Leverage Cách đo lường Tổng nợ/Tổng tài sản Nguồn tham khảo Giả thuyết Chen & Chen (2011) Hardiyanto et al (2013) Chen & Chen (2011) Khả sinh lợi Profitability Lợi nhuận sau thuế/Tổng tài sản Nguyen Thi Canh & Nguyen Thanh Cuong (2011) - Đặng Thị Quỳnh Anh & Quách Thị Hải Yến (2014) Myers (1977) Sự tăng trưởng Growth (Tổng tài sản năm 2009 – Tổng tài sản năm 2008)/ Tổng tài sản năm 2008 Ward (1999) Pontoh & Ilat (2013) + Đặng Thị Quỳnh Anh & Quách Thị Hải Yến (2014) Chen & Chen (2011) Cấu trúc tài sản Tài sản cố Fixed_Asset định/Tổng tài sản Nguyen Thi Canh & Nguyen Thanh Cuong (2011) - Hardiyanto et al (2013) Thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp hiệu lực Tax Thuế thu nhập doanh nghiệp/Lợi nhuận trước thuế Chen & Chen (2011) Đặng Thị Quỳnh Anh & Quách Thị Hải Yến (2014) + Chen & Chen (2011) Quy mô doanh nghiệp Ngành kinh doanh Size Sector Logarithm Tổng tài sản 1: DNTN thuộc ngành Thương mạiDịch vụ; Hardiyanto et al (2013) + Đặng Thị Quỳnh Anh & Quách Thị Hải Yến (2014) Trương Đông Lộc & Võ Kiều Trang (2008) + 0: trường hợp khác College of Business, University of Houston-Downtown and College of Economics, Can Tho University 624 | Page THE UHD-CTU ANNUAL ECONOMICS AND BUSINESS CONFERENCE 2017 ISSN: 2472-9329 (Print) and 2472-9310(Online) http://sareb-journal.org Tên biến, ký hiệu biến, cách đo lường, nguồn tham khảo kỳ vọng dấu trình bày chi tiết Bảng Trong đó, biến phụ thuộc cấu trúc vốn (Leverage), biến độc lập gồm: Khả sinh lợi (Profitability); Sự tăng trưởng (Growth); Cấu trúc tài sản (Fixed_Asset); Thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp hiệu lực (Tax); Quy mô doanh nghiệp (Size) Ngoài ra, để xem xét khác biệt yếu tố ảnh hưởng đến khác biệt cấu trúc vốn DNTN thuộc ngành Thương mại-Dịch vụ so với ngành khác, nghiên cứu tạo thêm biến phân loại Ngành Thương mại-Dịch vụ (Sector) Biến Sector nhận giá trị DNTN kinh doanh ngành thuộc khu vực Thương mại-Dịch vụ theo Chuẩn phân ngành kinh tế Việt Nam (VSIC 2007), nhận giá trị trường hợp ngành kinh doanh DNTN thuộc ngành khác (Trương Đông Lộc & Võ Kiều Trang, 2008) 3.2 Phương pháp nghiên cứu Để kiểm định giải thích lý thuyết POT cấu trúc vốn DNTN Việt Nam, mơ hình hồi quy tuyến tính ước lượng theo phương pháp bình phương bé (OLS) xây dựng sau: Mơ hình 1: Kiểm định giải thích lý thuyết POT cấu trúc vốn DNTN Việt Nam: Leveragei = ß0 + ß1*Profitabilityi + ß2*Growthi + ß3*Fixed_Asseti + ß4*Taxi + ß5*Sizei + ui (1) Mơ hình 2: Các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn DNTN thuộc ngành Thương mại-Dịch vụ Leveragei = ɸ0 + ɸ1*Profitabilityi + ɸ2*Growthi + ɸ3*Fixed_Asseti + ɸ4*Taxi + ɸ5*Sizei + ui (2) Mơ hình 3: Các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn DNTN thuộc ngành kinh doanh khác Leveragei = ω0 + ω1*Profitabilityi + ω2*Growthi + ω3*Fixed_Asseti + ω4*Taxi + ω5*Sizei + ui (3) Mơ hình 4: Kiểm định yếu tố ảnh hưởng đến khác biệt cấu trúc vốn DNTN ngành Thương mại-Dịch vụ so với ngành khác Leveragei = £0 + £1*Profitabilityi + £2*Growthi + £3*Fixed_Asseti + £4*Taxi + £5*Sizei + £6*Sectori + b1*Sectori*Profitabilityi + b2*Sectori*Growthi + b3*Sectori*Fixed_Asseti + b4*Sectori*Taxi + ui (4) Trong đó, Leveragei, Profitabilityi, Growthi, Fixed_Asseti, Taxi, Sizei, Sectori cấu trúc vốn, Khả sinh lợi, Sự tăng trưởng, Cấu trúc tài sản, Thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp hiệu lực, Quy mô Ngành kinh doanh DNTN i Việt Nam vào năm 2009; ß, ɸ, ω, £, b hệ số hồi quy; ui sai số Do hạn chế liệu sẵn có, mẫu quan sát bao gồm thông tin cấu trúc vốn, Khả sinh lợi, Sự tăng trưởng, Cấu trúc tài sản, Thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp hiệu lực, Quy mô Ngành kinh doanh DNTN Việt Nam vào năm tài 2009 Phương pháp ước lượng bình phương bé (OLS) sử dụng để đánh giá yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn DNTN Để đảm bảo độ phù hợp mơ hình, ước lượng có sử dụng sai số chuẩn điều chỉnh White (White robust standard error) Bên cạnh đó, ma trận tương quan hệ số phóng đại phương sai (VIF) xem xét để kiểm tra tượng đa cộng tuyến College of Business, University of Houston-Downtown and College of Economics, Can Tho University 625 | Page THE UHD-CTU ANNUAL ECONOMICS AND BUSINESS CONFERENCE 2017 ISSN: 2472-9329 (Print) and 2472-9310(Online) http://sareb-journal.org KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN Thơng tin tổng qt mẫu nghiên cứu trình bày chi tiết Bảng Trong tổng số 12.184 DNTN mẫu quan sát, có 6.809 DNTN kinh doanh ngành Thương mại-Dịch vụ (TM-DV), chiếm khoảng 56% Quy mô tài sản, Nợ phải trả Vốn chủ sở hữu trung bình DNTN Việt Nam năm 2009 5,7 tỉ đồng, 3,2 tỉ đồng 2,5 tỉ đồng, đó, DNTN thuộc ngành TM-DV có quy mơ trung bình nhỏ đáng kể so với DNTN kinh doanh lĩnh vực khác Kết thống kê cho thấy Tổng tài sản năm 2009 có tăng trưởng đáng kể so với năm 2008, tương ứng với mức tăng trưởng trung bình đạt 52% khả sinh lợi trung bình DNTN năm 2009 5,19% Nguyên nhân điều khủng hoảng kinh tế giới 2007/2008 ảnh hưởng nặng nề đến doanh nghiệp Việt Nam nói chung DNTN nói riêng, buộc nhiều doanh nghiệp phải thu hẹp hoạt động kinh doanh năm 2008 Bước sang năm 2009, kinh tế hồi phục (Ngân hàng Nhà nước, 2010) nên có nhiều doanh nghiệp đầu tư để mở rộng lại hoạt động sản xuất kinh doanh Tuy nhiên, có phần DNTN tŕ thu hẹp hoạt động kinh doanh năm này1 Các số liệu thống kê rằng, DNTN thuộc ngành TM-DV có tỉ lệ nợ cao so với DNTN thuộc ngành khác Nguyên nhân DNTN thuộc ngành TM-DV có khả sinh lợi tỉ trọng tài sản cố định thấp hơn, tăng trưởng thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp hiệu lực cao hơn, có mức sử dụng nợ cao DNTN kinh doanh ngành khác Kết phù hợp với giải thích lý thuyết POT (Frank & Goyal, 2008; Myers, 1984) Bảng thể ma trận tương quan biến giải thích Kết cho thấy hệ số tương quan cặp biến giải thích nhỏ Bên cạnh đó, với hệ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF) nhỏ 10, ta kết luận khơng có tượng đa cộng tuyến hồn hảo biến giải thích (Mai Văn Nam et al., 2006) Các mơ hình hồi quy xây dựng mục 3.2 trình bày chi tiết Bảng Nghiên cứu sử dụng kiểm định Breusch-Pagan để kiểm tra vi phạm giả định đồng phương sai Kết cho thấy mơ hình có tượng phương sai sai số thay đổi Do đó, để đảm bảo đồng phương sai sai số, mơ hình (1), (2), (3), (4) ước lượng lại với sai số chuẩn điều chỉnh White (White robust standard error) Trong tổng số 12.184 DNTN mẫu quan sát, có 2023 DNTN, chiếm khoảng 16,6%, thu hẹp hoạt động kinh doanh năm 2009 Số DNTN mở rộng hoạt động 9.977 doanh nghiệp, chiếm 81,9% Còn lại 184 DNTN trì hoạt động năm trước, chiếm khoảng 1,5% College of Business, University of Houston-Downtown and College of Economics, Can Tho University 626 | Page THE UHD-CTU ANNUAL ECONOMICS AND BUSINESS CONFERENCE 2017 ISSN: 2472-9329 (Print) and 2472-9310(Online) http://sareb-journal.org Bảng 2: Mô tả mẫu nghiên cứu Ngành kinh doanh Thương mại Dịch vụ Trung bình (1) Tổng Các ngành khác Nhỏ Lớn Độ lệch (3) (4) (5) chuẩn Trung bình Nhỏ Lớn (7) (8) Độ lệch Khác biệt Trung bình Nhỏ Lớn (11) (12) (13) Độ lệch chuẩn chuẩn (9) (10)=(6)(2) (2) (6) (14) Số quan sát 6.809 5.375 Tổng tài sản (triệu đồng) 4.942 100 283.693 12.151 6.714 100 389.187 16.110 1.772*** 5.724 100 389.187 14.063 Nợ phải trả (triệu đồng) 2.785 240.004 8.921 3.757 328.124 11.743 972*** 3.214 328.124 10.273 Vốn chủ sở hữu (triệu đồng) 2.157 12 199.765 5.433 2.956 37 218.165 6.477 799*** 2.510 12 218.165 5.930 Tỉ lệ nợ/Tổng tài sản (%) 39,25 0,00 94,79 29,60 39,01 0,00 94,86 27,77 -0,24* 39,14 0,00 94,86 28,81 Khả sinh lợi (%) 5,07 0,01 89,95 7,92 5,34 0,01 81,87 9,25 0,27* 5,19 0,01 89,95 8,53 Sự tăng trưởng tổng tài sản (%) 55,82 84,56 74,09 15,96 47,78 92,68 60,48 13,69 -8,04*** 52,27 92,68 74,09 15,01 Tài sản cố định/Tổng tài sản (%) 35,70 0,05 95,00 27,40 38,70 0,03 95,00 26,15 3,00*** 37,02 0,03 95,00 26,90 Thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp hiệu lực(%) 16,49 0,00 50,00 8,96 14,32 0,00 50,00 10,06 -2,17*** 15,53 0,00 50,00 9,52 12.184 Ghi chú: ***, **, * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% 10% Nguồn: Tính tốn từ liệu gồm 12.184 Doanh nghiệp tư nhân Việt Nam College of Business, University of Houston-Downtown and College of Economics, Can Tho University 627 | Page THE UHD-CTU ANNUAL ECONOMICS AND BUSINESS CONFERENCE 2017 ISSN: 2472-9329 (Print) and 2472-9310(Online) http://sareb-journal.org Kết Bảng cho thấy phù hợp hai giả thuyết H1b H2b tác động can thiệp nhà nước tới tỷ lệ tiền mặt nắm giữ Tương tự kết nghiên cứu trước, DN có chi tiêu vốn ít, đòn bẩy tài thấp dòng tiền dồi thường nắm giữ nhiều tiền mặt Đồng thời, kết nghiên cứu mối tương quan nghịch can thiệp nhà nước thông qua sở hữu tỷ lệ tiền mặt nắm giữ DN Những DN có tỷ lệ SHNN cao thường có quỹ tiền mặt nhỏ DN thuộc quản lý quyền trung ương nắm giữ tiền mặt DN thuộc quản lý quyền địa phương Các DN vùng KTTĐ nắm giữ tiền mặt nhiều DN vùng KTTĐ Như vậy, chiều tác động can thiệp nhà nước trực tiếp việc nắm giữ tiền mặt DN trái ngược với tác động can thiệp gián tiếp Theo kết Bảng tác động can thiệp nhà nước tới định đầu tư phù hợp với nghiên cứu trước ra, DN lớn, tăng trưởng nhanh, có vốn ln chuyển thường chi tiêu nhiều vốn Các DN có nguy kiệt quệ tài thấp chi tiêu nhiều vốn Sự can thiệp trực tiếp nhà nước tương quan thuận với chi tiêu vốn Tác động can thiệp từ quyền trung ương chứng minh mạnh so với tác động can thiệp từ quyền địa phương Phù hợp với lý thuyết trước, kết nghiên cứu cho thấy DN vùng chế phát triển chi tiêu nhiều vốn Bảng 6: Tác động can thiệp nhà nước lên định đầu tư hiệu hoạt động DN Bảng A: Quyết định đầu tư (Hồi quy LSDV với CAPEX biến phụ thuộc) (1) GOWN (2) 0,003** (2,340) (3) (4) (5) 0,021** (2,320) 0,015* (1,700) GTW GLC -0,019** (-2,490) KER 0,120** (2,730) DIS PCI SIZE GRO NWC DIVP DISTR Số quan sát R2 (6) 0,007** (2,320) 0,003** (2,120) -0,081*** (-6,060) -0,003 (-0,420) -0,011** (-2,280) 1917 0,1340 0,007** (2,360) 0,003** (2,281) -0,081*** (-6,080) -0,003 (-0,380) -0,012** (-2,330) 1917 0,1341 0,007** (2,290) 0,003** (2,310) -0,080*** (-5,980) -0,004 (-0,460) -0,012** (-2,370) 1917 0,1357 0,007** (2,410) 0,003** (2,550) -0,078*** (-5,840) -0,004 (-0,400) -0,011** (-2,1800) 1917 0,1368 0,007*** (2,270) 0,003* (1,960) -0,081*** (-6,060) -0,003 (-0,400) -0,011** (-2,250) 1917 0,2362 0,015* (1,890) 0,007*** (2,320) 0,003** (2,500) -0,081*** (-6,040) -0,003 (-0,420) -0,012** (-2,270) 1917 0,2354 Bảng B: Hiệu hoạt động (Hồi quy LSDV với PRO biến phụ thuộc) -0,029*** (5,340) GOWN -0,037*** (6,620) 0,930 (1,450) GTW GLC -0,026*** (-3,570) KER 0,296*** (3,820) DIS PCI SIZE GRO 0,013*** (4,690) 0,005* (1,940) 0,011*** (4,080) 0,004** (2,240) 0,011*** (4,000) 0,005* (1,780) 0,013*** (4,850) 0,003** (2,210) 0,013*** (4,560) 0,004* (1,950) 0,005 (0,860) 0,013*** (4,630) 0,005** (2,150) College of Business, University of Houston-Downtown and College of Economics, Can Tho University 883 | Page THE UHD-CTU ANNUAL ECONOMICS AND BUSINESS CONFERENCE 2017 ISSN: 2472-9329 (Print) and 2472-9310(Online) http://sareb-journal.org NWC 0,015 0,017 0,014 0,019 0,019 0,016 (1,050) (1,130) (1,000) (1,260) (1,070) (1,070) DIVP -0,202*** -0,204*** -0,212*** -0,203*** -0,203*** -0,200*** (-13,160) (-13,400) (-13,890) (-13,240) (-13,270) (-12,920) DISTR -0,027*** -0,022*** -0,023*** -0,026*** -0,026*** -0,027*** (-2,840) (-4,830) (-4,960) (-5,740) (-5,780) (-2,870) Số quan sát 1917 1917 1917 1917 1917 1917 R2 0,2401 0,2515 0,2597 0,2452 0,2460 0,2404 Tất hồi quy bao gồm véc tơ Tác động cố định theo ngành; sai số chuẩn hiệu chỉnh theo không gian thời gian Giá trị t-statistics thể ngoặc đơn *, **, *** thể mức ý nghĩa 10%, 5% 1% Bảng cho thấy tác động can thiệp nhà nước tới hiệu hoạt động DN phù hợp với nghiên cứu trước ra, can thiệp nhà nước dù với hình thức làm giảm hiệu hoạt động DN Ngồi ra, DN khơng tình trạng kiệt quệ tài có hiệu hoạt động tốt Như vậy, giả thuyết nêu Bước hợp lý Để làm rõ tác động đồng thời hai hình thức can thiệp trên, mẫu nghiên cứu tiếp tục chia thành hai mẫu nhỏ: mẫu bao gồm DN vùng KTTĐ (270 DN) mẫu bao gồm DN vùng KTTĐ (45 DN) sau đó, thực hồi quy tương tự phần cho hai mẫu nhỏ Kết Bảng cho thấy, DN vùng KTTĐ chịu tác động từ SHNN so với DN vùng KTTĐ Bảng 7: Tác động đồng thời can thiệp trực tiếp gián tiếp LEV Bảng A: DN vùng KTTĐ 0,018** GOWN (2,450) 0,011*** GTW (2,540) 0,006*** GLC (2,730) Bảng B: DN vùng KTTĐ 0,031** GOWN (2,650) 0,056*** GTW (2,190) DMAT CASH CAPEX PRO 0,030** (2,150) 0,012** (2,100) 0,008 (1,760) -0,068** (2,250) -0,005* (1,900) 0,022 (1,005) 0,006* (1,870) 0,013 (1,250) 0,004* (1,882) 0,031* (2,110) 0,122 (1,150) -0,773 (0,102) 0,026** (2,100) 0,050*** (2,800) -0,023* (1,550) -0,009* (1,770) 0,007** (2,262) 0,013* (1,850) -0,223* (1,870) -0,072* (1,750) 0,100*** 0,011 0,005* -0,001 0,012*** GLC (2,600) (2,700) (0,083) (1,910) (1,210) Tất hồi quy bao gồm véc tơ Tác động cố định theo ngành; sai số chuẩn hiệu chỉnh theo không gian thời gian Giá trị t-statistics thể ngoặc đơn *, **, *** thể mức ý nghĩa 10%, 5% 1% Bảng cho thấy, thị trường TPDN khởi sắc từ năm 2009 góp phần hạn chế tác động từ SHNN lên đòn bẩy tài kì hạn nợ DN Mặt khác, thị trường TPDN tác động lên nhóm DN có phát hành trái phiếu mạnh so với DN không phát hành trái phiếu mức bình quân DN từ năm 2009 Thị trường TPDN cung cấp nguồn tài trợ thay qua giúp DN linh hoạt việc tìm kiếm nguồn tài trợ giảm lệ thuộc vào nhà nước College of Business, University of Houston-Downtown and College of Economics, Can Tho University 884 | Page THE UHD-CTU ANNUAL ECONOMICS AND BUSINESS CONFERENCE 2017 ISSN: 2472-9329 (Print) and 2472-9310(Online) http://sareb-journal.org Bảng 8: Sự can thiệp nhà nước điều kiện thị trường trái phiếu DN hình thành (1) GOWN BOND BOND GOWN SIZE DISTR LEV Toàn mẫu 0,042** (2,860) -0,008* (-1,900) -0,525*** (-2,590) 0,034*** (6,310) -0,016 (-1,490) LEV (2) DN có TPDN 0,015** (2,090) -0,010* (-1,660) -0,049 (-1,220) 0,086* (1,700) -0,116 (-1,370) (3) DN không TPDN 0,046*** (2,890) -0,009* (-1,660) -0,021** (-2,130) 0,031*** (5,500) -0,005 (-0,400) (4) DMAT (5) Toàn mẫu 0,051** (2,150) -0,004** (-2,280) -0,033** (-2,080) 0,054*** (6,020) 0,019 (1,170) DN có TPDN 0,181* (1,720) 0,065 (1,030) -0,240*** (-2,950) 0,145* (1,900) -0,145 (-1,080) (6) DN không TPDN 0,053** (2,180) -0,002 (-0,120) -0,016 (-1,050) 0,044*** (4,810) 0,022 (1,250) -0,185*** (-3,860) -0,927*** (-4,270) -0,074 (-1,570) 0,021*** 0,034*** 0,030*** (4,330) (3,020) (4,010) PRO -0,170*** -0,481*** -0,141*** (-7,440) (-3,990) (-6,140) NWC -0,436*** -0,298*** -0,461*** (-29,610) (-7,250) (-28,890) CAPEX 0,007 -0,014 -0,002 (0,410) (-0,240) (-0,140) TAX -0,002 0,013 -0,002 (-0,310) (0,450) (-0,470) Số quan sát 2201 217 1984 2201 217 1984 R2 0,2430 0,7795 0,2668 0,1806 0,4758 0,2035 Hồi quy 2SLS tác động thị trường trái phiếu DN lên Đòn bẩy tài Kì hạn nợ Tất hồi quy bao gồm véc tơ Tác động cố định theo ngành; sai số chuẩn hiệu chỉnh theo không gian thời gian Giá trị t-statistics thể ngoặc đơn, *, **, *** thể mức ý nghĩa 10%, 5% 1% TANG Kết luận Nghiên cứu phân tích tác động can thiệp nhà nước đến CSTC DN niêm yết Việt Nam Kết cho thấy, định tài DN Việt Nam bị chi phối với tính chất khác từ hai hình thức can thiệp nhà nước Nếu hình thức can thiệp trực tiếp thông qua SHNN tăng khiến DN sử dụng đòn bẩy tài cao hơn, kì hạn nợ dài nắm giữ tiền mặt hình thức can thiệp gián tiếp thơng qua lựa chọn vùng KTTĐ lại có tác động ngược lại Bài nghiên cứu đến kết luận rằng, can thiệp từ SHNN trung ương có tác động mạnh so với can thiệp từ sở hữu địa phương hai hình thức can thiệp làm giảm hiệu hoạt động DN Bài nghiên cứu có số phát nghiên cứu định đầu tư nắm giữ tiền mặt DN Các DN Việt Nam có rủi ro dòng tiền cao nắm giữ tiền mặt nhiều DN khơng tình trạng kiệt quệ tài có hiệu hoạt động tốt Ngoài ra, chi tiêu vốn DN Việt Nam vùng KTTĐ thấp so với DN vùng KTTĐ Ngoài ra, kết nghiên cứu cho thấy, hình thức can thiệp gián tiếp nhà nước Việt Nam góp phần làm giảm tác động từ can thiệp trực tiếp kết hồi quy ra, DN gần vùng KTTĐ chịu tác động từ SHNN so với DN khác Cuối cùng, tác động thị trường TPDN Việt Nam dẫn đến phát quan trọng việc cung cấp thêm nguồn tài trợ cho DN thị trường TPDN giúp DN giảm bớt ảnh hưởng từ can thiệp nhà nước định đòn bẩy tài kì hạn nợ Nghiên cứu cung cấp sở khoa học cho Chính phủ Việt Nam việc thực chủ trương tái cấu, xếp lại DNNN có bước hợp lý việc phát triển thị trường TPDN Việt Nam, qua đạt mục tiêu kinh tế vĩ mô quan trọng mà không làm ảnh hưởng xấu đến tình hình tài DN nói chung DNNN nói riêng Bên cạnh đó, kết nghiên cứu sở để DN xây dựng CSTC phù hợp với chế quản lý nhà nước nhằm đạt hiệu hoạt động cao College of Business, University of Houston-Downtown and College of Economics, Can Tho University 885 | Page THE UHD-CTU ANNUAL ECONOMICS AND BUSINESS CONFERENCE 2017 ISSN: 2472-9329 (Print) and 2472-9310(Online) http://sareb-journal.org Tài liệu tham khảo Almazan, A., Motta, A.D., Titman, S and Uysal, V (2010) Financial structure, Liquidity and firm locations Journal of Finance, 65, pp 529-563 Bates, T.W., Kahle, K.M and Stulz, R.M (2009) Why U.S firms hold so much more cash than they used to? Journal of Finance, 64, pp 1985-2021 Caprio, L., Faccio, M., & McConnell, J J (2013) Sheltering corporate assets from political extraction Journal of Law, Economics, and Organization, 29(2), 332-354 Chen, D., Khan, S., Yu, X and Zhang, Z (2013) Government intervention and investment comovement: Chinese evidence Journal of Business Finance & Accounting, 40, pp 564-587 Chen, S., Sun, Z., Tang, S and Wu, D (2011) Government intervention and investment efficiency: Evidence from China Journal of Corporate Finance, 17, pp 259-271 Diamond, D.W (1991) Debt maturity structure and liquidity risk Quarterly Journal of Economics, 106, pp 709-737 Fama, E.F and French, K.R (1997) Industry costs of equity Journal of Financial Economics, 43, pp 153-193 Gul, F.A (1999) Government share ownership, investment opportunity set and corporate policy choices in China Pacific-Basin Finance Journal, 7, pp 157-172 Hadlock, C.J and Pierce, J.R (2010) New evidence on measuring financial constraints: Moving beyond the KZ index Review of Financial Studies, 23, pp 1909-1940 10 Kang, Y and Kim, B (2012) Ownership structure and firm performance: Evidence from Chinese corporate reform China Economic Review, 23, pp 471-481 11 Li, K., Yue, H and Zhao, L (2009) Ownership, institutions, and capital structure: Evidence from China Journal of Comparative Economics, 37, pp 471-490 12 Myers, S and Majluf, N (1984) Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors not have Journal of Financial Economics, 5, pp 187-221 13 Pessarossi, P and Weill, L (2013) Choice of corporate debt in China: The role of state ownership China Economic Review, 26, 1-16 14 Petersen, M.A (2009) Estimating standard errors in finance panel data sets: Comparing approaches Review of Financial Studies, 22 15 Shao, Y., Liu, P and Hernández, R (2014) Government intervention and corporate policies: Evidence from China, Journal of Business Research 16 Shleifer, A and Vishny, R.W (1994) Politicians and firms Quarterly Journal of Economics, 109, 995-1025 17 Shleifer, A and Vishny, R.W (1986) Large shareholders and corporate control Journal of Political Economy, 94, pp 461-488 18 Sun, Q., Tong, W.H.S and Tong, J (2002) How does government ownership affect firm performance? Evidence from China's privatization experience Journal of BusinessFinance and Accounting, 29, 1-27   College of Business, University of Houston-Downtown and College of Economics, Can Tho University 886 | Page THE UHD-CTU ANNUAL ECONOMICS AND BUSINESS CONFERENCE 2017 ISSN: 2472-9329 (Print) and 2472-9310(Online) http://sareb-journal.org ẢNH HƯỞNG CỦA MỨC ĐỘ CẠNH TRANH NGÂN HÀNG LÊN SỰ TRUYỀN DẪN CỦA CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ THÔNG QUA KÊNH CHO VAY NGÂN HÀNG: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TỪ CÁC NGÂN HÀNG VIỆT NAM Vũ Minh Hà1, Đinh Thị Thu Hà1 Hoàng Thị Phương Anh1,* Trường đại học Kinh tế TP.HCM *Tác giả nhận phản hồi: anhtcdn@ueh.edu.vn TÓM TẮT Bằng việc sử dụng liệu bảng 31 ngân hàng thương mại (NHTM) Việt Nam từ năm 1999-2015, nghiên cứu xem xét ảnh hưởng cạnh tranh ngân hàng lên truyền dẫn sách tiền tệ thơng qua kênh cho vay ngân hàng Kết thấy ngân hàng với mức độ cạnh tranh (đại diện số Lerner) cao hơn, có cung tín dụng nhạy cảm với cú sốc chinh sách tiền tệ Do đó, kết ước lượng cung cấp chứng cho thấy gia tăng mức độ cạnh tranh ngân hàng làm cho truyền dẫn sach tiền tệ thông qua kênh cho vay hiệu Từ khóa: cạnh tranh ngân hàng, kênh cho vay ngân hàng, sach tiền tệ ABSTRACT Using bank-level panel data for 31 commercial banks in Vietnam during period from 1999-2015, This paper examines how banking competition affects the transmission of monetary policy through the bank lending channel Our results suggest that banks with level of bank competition (proxied by the Lerner index) higher, , have a credit supply that is more sensitive to monetary policy shock Therefore, our estimation results provide consistent evidence that increase in the level of bank competition enhances the effectiveness of monetary policy transmission through the bank lending channel Keywords: banking competition; credit supply; monetary policy Đặt vấn đề Trong năm gần đây, ngành ngân hàng Việt Nam trải qua thay đổi quan trọng điều kiện cạnh tranh Các yếu tố góp phần vào thay đổi quan trọng cấu trúc thị trường bao gồm hội nhập quốc tế tài chính, tư nhân hóa sóng sáp nhập mua lại, với gia tăng thâm nhập ngân hàng nước cải cách tài để bảo lãnh cho ngân hàng từ khủng hoảng tài tồn cầu 2008-2009 Trong bối cảnh phục hồi khủng hoảng, vấn đề cần quan tâm khả trung gian tài để tài trợ cho việc làm cung cấp hội cho phát triển ổn định bền vững Cấu trúc thị trường đặc biệt cạnh tranh ngân hàng ảnh hưởng đến mục tiêu Thật vậy, cạnh tranh trực tiếp làm thay đổi phát triển nguồn cung cấp tín dụng, gián tiếp ảnh hưởng đến thơng qua tác động truyền dẫn sách tiền tệ thơng qua kênh cho vay ngân hàng Do đó, mức độ cạnh tranh ngân hàng ảnh hưởng đến hiệu sách tiền tệ cách tiếp tay cản trở việc truyền tải định sách tiền tệ Nhiều nghiên cứu cố gắng xác định tác động sách tiền tệ đến việc cung cấp tín dụng ngân hàng Một sách tiền tệ thắt chặt buộc số ngân hàng cắt giảm cung tiền cho vay họ Tuy nhiên, việc cắt giảm khác ngân hàng Một ngân hàng khó khăn việc tiếp cận nguồn vốn khác cắt giảm cung tín dụng nhiều ngân hàng dễ dàng tiếp cận nguồn vốn khác Họ nhận thấy ngân hàng có quy mơ nhỏ phản ứng mạnh với cú sốc sách tiền tệ Ngồi quy mơ (Xem Kashyap Stein, 2000; Altunbas et al, 2002; Altunbas et al, 2009), số nghiên cứu cho thấy vốn (Kishan Opiela, 2000; Van den Heuvel, 2002; Gambacorta, 2005; Altunbas et al, 2009) khả khoản ảnh hưởng đến phản ứng cho vay ngân hàng có sự thay đổi sách tiền tệ (Kashyap Stein, 2000; Ehrmann et al, 2003; Altunbas et al, 2009) Ngoài yếu tố trên, tác động sách tiền tệ đến cung cho vay ngân hàng tùy thuộc vào cấu trúc thị trường cạnh tranh ngân hàng Nhiều quan điểm cho rằng, khơng có cạnh tranh mạnh mẽ ngân hàng tức College of Business, University of Houston-Downtown and College of Economics, Can Tho University 887 | Page THE UHD-CTU ANNUAL ECONOMICS AND BUSINESS CONFERENCE 2017 ISSN: 2472-9329 (Print) and 2472-9310(Online) http://sareb-journal.org ngân hàng có sức mạnh thị trường cao dễ dàng tiếp cận với nguồn vốn chứng tiền gửi khoản vay liên ngân hàng Do đó, ngân hàng có sức mạnh thị trường lớn giúp giảm bớt cú sốc cách giảm tạm thời lợi nhuận Từ quan điểm trên, số nghiên cứu thực nghiệm tiến hành nghiên cứu ảnh hưởng cạnh tranh ngân hàng đến việc truyền dẫn sách tiền tệ thơng qua kênh tín dụng (Xem Adams Amel, 2005; Gunji et al, 2009; Olivero et al, 2011; Fungáčová Weill, 2014; Leory, 2014; Leroy Lucotte, 2015) Tuy việc nghiên cứu ảnh hưởng cạnh trạnh ngân hàng đến truyền dẫn sách tiền tệ mang nhiều ý nghĩa thực tiễn to lớn, hầu hết nghiên cứu thực nghiệm vấn đề tiến hành thị trường Mỹ, khu vực Châu Âu, khu vực Châu Á Mỹ La Tinh Gần đây, có Nguyễn Thị Thùy Linh ctv (2015) nghiên cứu cho khu vực Đơng Nam Á Theo tìm hiểu chúng tôi, Việt Nam đến chưa có nghiên cứu thức vấn đề Các nghiên cứu Việt Nam chủ yếu tập trung vào truyền dẫn sách tiền tệ thông qua kênh cho vay đặc điểm ngân hàng (Xem Chu Khánh Lân, 2012; Nguyễn Phúc Cảnh, 2014) Do đó, nghiên cứu này, chúng tơi phân tích ảnh hưởng cạnh tranh ngân hàng đến việc cung cấp tín dụng phản ứng với cú sốc sách tiền tệ Việt nam giai đoạn từ năm 19992015 Bằng việc sử dụng liệu ngân hàng riêng lẻ, nghiên cứu cung cấp thêm chứng thực nghiệm vấn đề cho thị trường nổi, hệ thống ngân hàng chịu giám sát quản lý chặt chẽ nhà nước Việt Nam Tổng quan nghiên cứu trước Nhiều nghiên cứu thực nghiệm cho thấy cạnh tranh ngân hàng có ảnh hưởng đến truyền dẫn sách tiền tệ thông qua kênh cho vay ngân hàng Các kênh bao gồm: (1) sức cạnh tranh ngân hàng nâng cao mở rộng quy mô thị trường ngân hàng lớn, gia tăng làm suy yếu mức độ truyền dẫn thơng qua kênh cho vay sách tiền tệ Các ngân hàng lớn thường có nhiều cách tiếp cận nguồn tín dụng phi truyền thống khác, điều giúp họ đối phó với mức độ suy giảm khoản dự phòng sách tiền tệ thắt chặt gây Theo đó, quy mô thị trường ngân hàng lớn mở rộng, tác động suy giảm cung tiền đến hoạt động cho vay hoạt động kinh tế thấp (Xem Aftalion and White (1978); VanHoose (1983, 1985)); (2) sức cạnh tranh nâng cao làm suy yếu truyền dẫn sách tiền tệ lên kênh cho vay ngân hàng nâng cao khả cạnh tranh kết hợp với suy giảm vấn đề bất cân xứng thông tin ngân hàng mức độ tín nhiệm người vay Sự bất cân xứng mặt thông tin kết hợp với độc quyền thông tin khách hàng ngân hàng khiến cho chi phí vay khách hàng tăng cao chuyển từ ngân hàng sang ngân hàng khác, chi phí khiến cho người vay bị “mắc kẹt” Chính thế, sách tiền tệ thắt chặt, ngân hàng nhỏ dễ bị tác động động thắt chặt thu hẹp khoản cho vay Nếu người vay chuyển đổi qua ngân hàng khác, mức tăng cầu tiền ngân hàng nhỏ đáp ứng đáp ứng ngân hàng lớn Như phản ứng tổng cung tín dụng đến điều kiện sách tiền tệ nên gia tăng với mức độ chi phí chuyển đổi ngân hàng Khi gia tăng mức độ cạnh tranh ngân hàng nâng lên, ảnh hưởng cú shock sách tiền tệ gây giảm thiểu ((Xem Adams and Amel (2005); (3) cạnh tranh ngân hàng tác động đến hiệu sách tiền tệ thơng qua ảnh hưởng lên mức độ nhạy cảm lãi suất cho vay ngân hàng lên cú shock sách tiền tệ Do đó, mức độ cạnh tranh tăng lên làm cho tác động sách tiền tệ tăng lên hàm ý thay đổi lãi suất cho vay khoản ký gửi gây cú sốc đến khoản dự phòng truyền dẫn trực tiếp đến lãi suất cho vay ngân hàng (Xem Olivero et al, 2009) Olivero et al (2011) kiểm chứng thay đổi mức độ cạnh tranh ngân hàng có ảnh hưởng đến mức độ truyền dẫn sách tiền tệ thơng qua kênh cho vay ngân hàng 20 nước Mỹ Latin Châu giai đoạn 1996-2006 Các tác giả tìm thấy chứng cho thấy gia tăng cạnh tranh lĩnh vực ngân hàng làm giảm hiệu truyền dẫn sách tiền tệ thơng qua kênh cho vay ngân hàng Kết đặc biệt phù hợp với ngân hàng có quy mơ nhỏ, mức khoản thấp có giá trị vốn hố nhỏ Tại nước Mỹ Latin, gia tăng mức độ cạnh tranh ngân hàng làm giảm hiệu truyền dẫn sách tiền tệ khu vực Bên cạnh đó, mức độ cạnh tranh ngân hàng khơng cho thấy tác động ngược chiều hiệu truyền dẫn sách tiền tệ thơng qua kênh cho vay Các tác giả đề xuất giám sát đối College of Business, University of Houston-Downtown and College of Economics, Can Tho University 888 | Page THE UHD-CTU ANNUAL ECONOMICS AND BUSINESS CONFERENCE 2017 ISSN: 2472-9329 (Print) and 2472-9310(Online) http://sareb-journal.org với phát triển mức độ cạnh tranh ngân hàng cấu trúc hệ thống ngân hàng thị trường nổi, đặc biệt trình hội nhập quốc tế hoá hệ thống ngân hàng, tham gia ngân hàng nước ngoài, trình cải tổ hệ thống ngày nâng cao Leroy Lucotte (2015) kiểm chứng mối quan hệ mức độ cạnh tranh ngân hàng kênh lãi suất quốc gia khu vực Châu âu giai đoạn 2003-2010 Các tác giả đo lường mức độ cạnh tranh thông qua số Lerner nhận thấy mức độ cạnh tranh ngân hàng (1) làm giải lãi suất cho vay; (2) tăng cường mức độ truyền dẫn lãi suất dài hạn; (3) đẩy nhanh tốc độ điều chỉnh mức cân dài hạn thời gian ngắn Do đó, tăng cường mức độ cạnh tranh ngân hàng cải thiện hiệu truyền dẫn sách tiền tệ đến kênh lãi suất Các tác giả cho rằng, ngân hàng hoạt động thị trường cạnh tranh, sợ thị phần cung cấp khoản tín dụng với mức lãi suất thấp điều chỉnh lãi suất huy động nhanh để phản ứng với thay đổi lãi suất sách tiền tệ so với ngân hàng hoạt động thị trường tập trung Mức độ cạnh tranh tập quyền lĩnh vực ngân hàng ảnh hưởng đến truyền dẫn sách tiền tệ đến lãi suất ký gửi Güntner (2011) kiểm chứng tác động hệ thống ngân hàng lên truyền dẫn cú shock sách tiền tệ nhận thấy: cạnh tranh gay gắt ngân hàng thương mại cho thấy lãi suất cho vay có tương quan chặt chẽ lãi suất sách Kết từ mơ hình tác giả cho thấy mức độ cạnh tranh độc quyền lĩnh vực ngân hàng có ảnh hưởng lớn đến mức độ truyền dẫn thay đổi lãi suất sách Đặc biệt, mức độ cạnh tranh cao khuếch đại mức độ hiệu sách tiền tệ Rất nhiều nghiên cứu mức độ truyền dẫn sách tiền tệ đến lãi suất cho vay ngân hàng khơng hồn tồn, ngắn hạn Cả lãi suất cho vay lãi suất ký gửi điều chỉnh cách chậm chạp theo lãi suất thị trường (Cottarelli Kourelis, 1994, Berlin Mester, 1999, de Bondt, 2005) Mặc cho ý kiến đồng thuận mức độ gắn kết quốc gia sản phẩm ngân hàng khác nhau, lý giải mối quan hệ mức độ cạnh tranh ngân hàng truyền dẫn sách tiền tệ gây nhiều tranh cãi Nghiên cứu đóng góp mặt lý thuyết Klein (1971), sau hàng loạt nghiên cứu thực nghiệm đời để tìm hiểu mối quan hệ Hannan Berger (1991) nhận thấy lãi suất ký gửi điều chỉnh chậm chạp thị trường tập trung, đặc biệt lãi suất thị trường tăng cao Van Leuvensteijn et al (2013) phân tích ảnh hưởng mức độ cạnh tranh thị trường lên lãi suất ngân hàng khu vực Châu âu giai đoạn 1994-2004 Các tác giả cho thấy mức độ cạnh tranh cao cho thấy khác biệt ngân hàng lãi suất thị trường khoản vay thấp Hơn nữa, mức độ phản ứng lãi suất cho vay thay đổi lãi suất thị trường có quan hệ chiều với mức độ cạnh tranh Kết trùng hợp với kết nghiên cứu nghiên cứu trước với phương pháp đo lường mức độ cạnh tranh khác Cottarelli Kourelis (1994), Claudio Wilhelm (1995), de Bondt (2005) Mức độ cạnh tranh gay gắt từ ngân hàng khác từ thị trường vốn đẩy nhanh trình điều chỉnh lãi suất tiền gửi lên thay đổi thị trường tiền tệ Phương pháp nghiên cứu 3.1 Mô tả liệu Nghiên cứu dựa liệu bảng cân đối kế toán báo cáo thu nhập hàng năm 31 ngân hàng Việt nam giai đoạn từ năm 1999-2015 Nguồn liệu lấy từ sở liệu bankscope Các ngân hàng mẫu bao gồm ngân hàng thương mại, chi nhánh ngân hàng nước ngân hàng có vốn nhà nước Chính sách tiền tệ ngân hàng Theo Bernanke Blinder (1988), chúng tơi đo lường sách tiền tệ thơng qua thay đổi tỷ lệ lãi suất ngắn hạn, đó, hoạt động thắt chặt (nới lỏng) tiền tệ phản ánh gia tăng (giảm sút) lãi suất Trong nghiên cứu này, sử dụng lãi suất liên ngân hàng qua đêm lãi suất tái cấp vốn làm biến đại diện cho sách tiền tệ theo nhiều nghiên cứu trước (xem Ehrmann et al , 2003; Gambacorta, 2005; Olivero et al 2011; Fungáčová Weill, 2014) Bên cạnh đó, chúng tơi sử dụng thêm biến GDP Những liệu lấy từ sở liệu Thomson Reuters College of Business, University of Houston-Downtown and College of Economics, Can Tho University 889 | Page THE UHD-CTU ANNUAL ECONOMICS AND BUSINESS CONFERENCE 2017 ISSN: 2472-9329 (Print) and 2472-9310(Online) http://sareb-journal.org 3.2 Đo lường cạnh tranh ngân hàng Hầu hết nghiên cứu thực nghiệm đo lường cạnh tranh ngân hàng thông qua hai phương pháp: phương pháp truyền thống phương pháp tổ chức công nghiệp (IO) 3.2.1 Phương pháp truyền thống Phương pháp truyền thống dựa mơ hình hành vi cấu trúc hoạt động (SCP), sử dụng rộng rãi đầu năm 1990 Giả thuyết SCP ngân hàng thị trường ngân hàng tập trung cao cạnh tranh hơn, dẫn đến lợi nhuận ngân hàng cao Như vậy, cạnh tranh ngân hàng đại diện việc đo lường cấu trúc tập trung thị trường số Herfindahl (HHI) hay thị phần n ngân hàng lớn hệ thống ngân hàng Tuy nhiên, Bikker et al, (2012) cho tập trung thị trường thước đo cạnh tranh hiệu Trong ngành ngân hàng, số Herfindahl-Hirschman (HHI) sử dụng để nhận biết mức độ cạnh tranh thị trường hoàn hảo hay độc quyền cao Tại Mỹ, số Bộ Tư pháp sử dụng để đánh giá mức độ độc quyền hay độc quyền nhóm hoạt động mua bán, sáp nhập (M&A) ngân hàng HHI xác định sau: HHI Trong đó: si thị phần ngân hàng thứ i Si đo lường dựa doanh thu, tổng tài sản, tổng tiền gửi, tổng tín dụng tổng thu nhập từ lãi ngân hàng Trong nghiên cứu này, đánh giá mức độ cạnh tranh tiêu chí theo đề xuất Lê Hải Trung (2014), Nguyễn Thị Bính (2016); n số lượng ngân hàng HHI thay đổi từ 100%, đại diện cho thị trường độc quyền hoàn toàn ngân hàng chiếm lĩnh toàn thị trường đến 0%, đại diện cho thị trường cạnh tranh hoàn hảo Về lý thuyết HHI nhỏ chứng tỏ khơng có ngân hàng thống lĩnh thị trường thị phần công bố công thành viên Một thị trường mà thị phần thành viên gần xem cạnh tranh có thái độ cư xử thiếu cạnh tranh Thơng thường để phân loại mức độ cạnh tranh, HHI thường phân theo mức sau (Xem Lê Hải Trung, 2014; Nguyễn Thị Bính, 2016): HHI< 1%: Thị trường cạnh tranh hoàn hảo; 1% ≤ HHI ≤ 10%: Mức độ cạnh tranh cao; 10% ≤ HHI ≤ 18%: Thị trường cạnh tranh trung bình; HHI ≥ 18% : Mức độ tập trung thị trường cao có xu hướng độc quyền 3.2.1 Phương pháp IO (industrial organization methods) Nhằm mục đích đo lường cạnh tranh ngân hàng cách trực tiếp sử dụng đại diện cấu trúc thị trường thị phần Được sử dụng rộng rãi thước đo phi cấu trúc bao gồm số Lerner, đo lường Rosse-Panzar (Chỉ số H) gần số Boone Trong nghiên cứu sử dụng số Lerner để lường cạnh tranh ngân hàng tương tự nhiều nghiên cứu trước (xem Claessens Laeven, 2004; Lapteacru, 2014 giải thích số nghiên cứu gần lại sử dụng số Lerner; Phan Thị Thơm Thân Thị Thu Thủy, 2015 nghiên cứu Việt Nam cho số Lerner công cụ đánh giá mức độ cạnh tranh ngân hàng Việt nam hiệu so với số khác ) Chỉ số Lerner ước tính sau: Khi cạnh tranh hồn hảo tồn giá bán chi phí biên, số có giá trị Khi giá lớn chi phí biên số Lerner lớn 0, vậy, số Lerner nằm khoảng từ đến Chỉ số gần mức độ độc quyền doanh nghiệp cao.Trong đó: P: giá trung bình đầu ngân hàng (tổng doanh thu/tổng tài sản) MC chi phí biên Do MC khơng thể tính tốn cách trục tiếp được, nên ước tính hàm chi phí Translog với biến đầu (tổng chi phí) ba mức giá đầu vào (giá lao động, giá vốn vật chất giá việc vay mượn) Hàm chi phí sau: ∑ ∑ ∑ ∑ (1) Trong đó: TC đại diện cho tổng chi phí tính tổng chi phí nhân sự, chi phí ngồi lãi, chi phí lãi phải trả w1 giá lao động (là tỷ số chi phí nhân tổng tài sản), w2 giá vốn College of Business, University of Houston-Downtown and College of Economics, Can Tho University 890 | Page THE UHD-CTU ANNUAL ECONOMICS AND BUSINESS CONFERENCE 2017 ISSN: 2472-9329 (Print) and 2472-9310(Online) http://sareb-journal.org vật chất (là tỷ số chi phí lãi tài sản cố định), w3 giá vay mượn (là tỷ số chi phí lãi phải trả trêntổng tiền gửi) Chúng tơi ước tính hàm chi phí mơ hình (1) cách sử dụng liệu bảng với hiệu ứng cố định (Fixed effects), chúng tơi chạy bao gồm biến giả thời gian, biến giả doanh nghiệp để kiểm sốt tính khơng đồng mẫu Ước lượng hệ số hàm chi phí mơ hình (1), sau sử dụng hệ số để tính chi phí biên MC sau (Xem Claessens Laeven, 2004; Fungáčová Weill, 2014; Phan Thị Thơm Thân Thị Thu Thủy, 2015; Nguyễn Thị Thùy Linh ctv; 2015; Leory, 2014; Leroy Lucotte, 2015) ∑ (2) 3.3 Mơ hình nghiên cứu Để xem xét ảnh hưởng cạnh tranh đến truyền dẫn sách tiền tệ thơng qua kênh cho vay ngân hàng, mơ hình thực nghiệm ước lượng dựa theo nghiên cứu Ehrmann cộng (2003), mơ hình hồi quy sau: ∑ ∑ ∑ ∑ log , log , % , ∑ (3) , Với i ngân hàng ; t thời gian (năm); j độ trễ; Lit đại diện cho tổng số tiền vay ngân hàng i đến ngành phi ngân hàng thời gian t tính cách lấy logarit số tiền vay thuần); MP sách tiền tệ đo lường tiêu lãi suất liên ngân hàng lãi suất tái cấp vốn %GDP tốc độ tăng trưởng GDP thực Các đặc điểm ngân hàng đại diện biến Xi Hơn nữa, mơ hình bao gồm yếu tố cố định ngân hàng Trong mô hình thực nghiệm, tồn kênh cho vay ngân hàng phản ánh hệ số hồi quy biến tương tác đặc điểm ngân hàng với sách tiền tệ Ba thước đo đặc điểm ngân hàng thường sử dụng nghiên cứu trước quy mô, vốn khả khoản (xem Ehrmann et al , 2003; Gambacorta, 2005; Olivero et al, 2011; Fungáčová Weill, 2014; Nguyễn Thị Thùy Linh ctv, 2015) Quy mô ngân hàng (Size) đo lường log tổng tài sản Khả khoản (Liquid) tính cách lấy tài sản có khả khoản chia cho tổng tài sản Vốn tính cách lấy vốn sở hữu ngân hàng chia cho tổng tài sản (xem Ehrmann et al, 2003; Nguyễn Thị Thùy Linh ctv, 2015) Quy mô ngân hàng tỷ lệ vốn hóa tính khoản yếu tố mà ảnh hướng đến tiếp cận nguồn tài trợ bên ngân hàng Mức độ cao khả khoản giúp cho doanh nghiệp dựa vào nguồn vốn thay phải dựa vào nguồn vốn bên ngồi thị trường có diện sách thắt chặt tiền tệ Mơ hình bảng động phương trình (3) dùng phương pháp ước lượng bình phương nhỏ (OLS) để hồi quy, điều kiện thừa nhận hay không thừa nhận mối tương quan biến độc lập với yếu tố sai số kết ước lượng bị chệch không vững mơ hình (4) có chứa biến trễ biến phụ thuộc, điều dẫn đến tượng nội sinh mơ hình (Baltagi, 2008) Để khắc phục tượng nội sinh tồn mơ hình này, Arellano Bond (1991) đề nghị sử dụng mơ hình D-GMM (Difference Generalized Method of Moments), tức chuyển mơ hình hồi quy sang mơ hình sai phân bậc sử dụng độ trễ biến cung tín dụng nhân tố ảnh hưởng làm biến công cụ Bằng cách chuyển đổi này, tác động riêng biệt bị loại, đồng thời việc sử dụng độ trễ đòn bẩy nhân tố ảnh hưởng làm biến công cụ cho phép tạo điều kiện trực giao sai số biến độc lập, đồng nghĩa với việc giải vấn đề nội sinh Tuy nhiên, theo Fungáčová Weill (2014), sử dụng liệu theo năm thay quý, nên họ cho hồn tồn thuyết phục người khác cho vay quý trước ảnh hưởng đến cho vay tại, điều khó khăn để tạo sở mặt kinh tế để giải thích cho lý cho vay vào cuối năm trước ảnh hưởng đến cho vay Do đó, họ cho giá trị trễ tăng trưởng tín dụng khơng quan trọng thiếu lý kinh tế có sức thuyết phục để thêm biến độ trễ vào mơ biến hồi quy độc lập, vậy, họ nghi ngờ lợi ích việc sử dụng phương pháp D-GMM hay S-GMM (system GMM) Do đó, dựa theo nghiên cứu Fungáčová Weill (2014), chúng tơi ước tính phương trình (3) mà khơng có biến phụ thuộc sau: log , (4) , , College of Business, University of Houston-Downtown and College of Economics, Can Tho University 891 | Page THE UHD-CTU ANNUAL ECONOMICS AND BUSINESS CONFERENCE 2017 ISSN: 2472-9329 (Print) and 2472-9310(Online) http://sareb-journal.org Trong đó: Các biến đặc trưng ngân hàng Xit (vốn, quy mô, khả khoản sức mạnh thị trường) lấy trễ kỳ để hạn chế tượng nội sinh (theo Fungáčová Weill (2014)) Phương trình (4) ước lượng hồi quy liệu bảng với hiệu ứng cố định chuẩn Kết nghiên cứu 4.1 Đánh giá mức độ cạnh tranh ngân hàng Bảng 1: Chỉ số HHI từ năm 1999-2014 Năm Số lượng NH HHI theo doanh thu HHI theo tài sản HHI theo thu nhập từ lãi HHI theo tien gui HHI theo cho vay Thị phần ngân hàng lớn theo DT 1999 14 27.82% 21.35% 27.82% 21.48% 22.96% 93.25% 2000 15 26.09% 21.11% 26.09% 21.26% 22.98% 92.65% 2001 17 23.91% 20.79% 23.92% 21.03% 23.27% 92.25% 2002 18 24.38% 20.53% 24.24% 20.00% 22.99% 88.69% 2003 19 24.70% 20.84% 24.51% 20.19% 24.21% 86.37% 2004 22 25.55% 16.68% 25.42% 19.27% 18.89% 90.20% 2005 24 25.12% 15.67% 24.75% 17.46% 17.77% 90.03% 2006 27 22.00% 13.95% 21.95% 15.47% 16.24% 83.47% 2007 27 17.83% 10.96% 18.12% 12.67% 13.50% 74.46% 2008 29 14.43% 10.84% 14.43% 12.29% 13.27% 69.10% 2009 31 11.11% 9.31% 11.11% 10.38% 11.69% 61.22% 2010 31 10.81% 8.13% 10.81% 8.99% 10.90% 59.50% 2011 31 10.25% 7.43% 10.79% 7.96% 10.29% 56.29% 2012 31 9.83% 7.74% 10.26% 8.32% 9.95% 54.54% 2013 31 10.28% 7.81% 10.62% 8.23% 9.73% 57.56% 2014 28 9.52% 8.77% 9.85% 8.65% 10.55% 55.67% Nguồn: tác giả tự tổng hợp tính tốn Nhìn vào bảng chúng tơi thấy mức độ tập trung tính theo doanh thu ngân hàng giai đoạn từ năm 1999-2006 lớn 18% điều cho thấy có xuất xu hướng độc quyền ngân hàng Đặc biệt giai đoạn có xuất độc quyền nhóm 80% thị phần tập trung vào bốn ngân hàng quốc doanh lớn ( gồm ngân hàng Nông Nghiệp Phát triển nông thôn (Agribank) ngân hàng Đầu tư phát triển (BIDV) ngân hàng ngoại thương (Vietcombank) Ngân hàng công thương (Vietinbank) Tuy nhiên từ năm 2007-2010 mức độ cạnh tranh hệ thống ngân hàng chuyển độc quyền sang cạnh tranh trung bình (chỉ số 10%