CHƢƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.5.1 Kiểm định mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và năng suất
Tác giả bắt đầu xem xét bằng cách tìm hiểu tác động của TGHĐ và độ biến động của TGHĐ thực tế đến tăng trưởng năng suất của các cơng ty, như trong phương trình (1).
Kết quả bảng 4.6 tác giả nhận thấy biến trễ của năng suất có tác động tiêu cực lớn và mạnh mẽ, trong tất cả các mơ hình, điều này có nghĩa là năng suất lao động có tăng qua các năm nhưng tốc độ tăng trưởng giảm dần được lý giải rằng ít cơng ty sản xuất vận dụng nhanh chóng tiến bộ khoa học kỹ thuật vào trong sản xuất, phù hợp với báo cáo thống kê của bộ khoa học công nghệ Việt Nam.
Kết quả hồi quy phương trình (1) được trình bày ngắn gọn ở cột 1, bảng 4.6: Với β2- = -0.00430***, kết quả này cho tác giả thấy rằng biến động tỷ giá hối đối có tác động tiêu cực đến năng suất công ty năng suất trên tất cả các mơ hình hồi quy (mức ý nghĩa thống kê 1%). Các tài liệu về đầu tư đã chỉ ra rằng biến động tỷ giá hối đoái ảnh hưởng xấu đến hành vi đầu tư của công ty, cản trở khả năng đầu tư vào kỹ thuật mới của cơng ty, điều đó có thể giúp cơng ty đổi mới, và gia tăng cạnh tranh trên thị trường. Do đó, kết quả này là do các cơng ty khơng đầu tư vào công nghệ để gia tăng năng suất hoặc thiếu hụt nguyên vật liệu để sản xuất khi biến động tỷ giá tăng (khi có biến động TGHĐ, các cơng ty có nhập khẩu nguyên vật liệu để sản xuất, họ cũng e dè hơn). Cách tính tốn hệ số có nghĩa là một sự gia tăng mức độ biến động tỷ giá một đơn vị làm giảm tăng trưởng năng suất trong khoảng 0.00430 đơn vị (các biến độc lập khác không thay đổi) kết quả này phù hợp với các nghiên cứu thực nghiệm trước đây: Nghiên cứu của Aghion, Bacchetta, Ranciere và Rogoff (2009) cung cấp bằng chứng thực nghiệm rằng biến động tỷ giá hối đoái ảnh hưởng tiêu
cực đến tăng trưởng năng suất; nghiên cứu của Demir (2010) sử dụng một bảng dữ liệu trên 1.000 công ty sản xuất lớn nhất ở Thổ Nhĩ Kỳ cho thấy rằng tỷ giá hối đối biến động có ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng năng suất dài hạn.
Với β3= 0.00836*, từ kết quả hồi quy cho thấy, TGHĐ thực có tác động tích cực đến tăng trưởng năng suất cơng ty, nghĩa là khi đồng nội tệ tăng giá làm cho chi phí nhập khẩu ngun vật liệu và máy móc thiết bị rẻ hơn, các doanh nghiệp tận dụng cơ hội này đầu tư thiết bị máy móc hiện đại, góp phần gia tăng trưởng năng suất. Với β4= 2.095***, cho thấy sở hữu nước ngồi có tác động tích cực đến tăng trưởng năng suất, điều này có thể lý giải các nhà đầu tư nước ngồi họ có khả năng phân tích thơng tin tốt hơn, nên họ sẽ đầu tư vào các cơng ty có tăng trưởng năng suất, kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Yasar & Paul (2009), Arnold & Javorcik (2009)
Với β5= -4.712***, tác giả nhận thấy sự gia tăng trong phần xuất khẩu dẫn đến sụt giảm năng suất (mức ý nghĩa thống kê 1%), kết quả này phù hợp với lý thuyết của trường phái cấu trúc, hồi nghi về tác động tích cực của xuất khẩu ở các nước đang phát triển. Nguyên nhân chủ yếu là do các nước đang phát triển trong đó có Việt Nam, phụ thuộc vào xuất khẩu hàng hóa thơ và sơ chế, bất lợi cả về phía cung và phía cầu, thay vì xuất khẩu hàng hóa đã được chế biến, phù hợp với các kết quả nghiên cứu Presisch (1950), Mydral (1956), Lewis (1954), Singer (1960) và Nurkse (1961), những đại tiêu biểu của trường phái này, chỉ trích mạnh mẽ thương mại tự do và phản đối tư tưởng phát triển kinh tế hướng xuất khẩu. Họ đồng thuận thương mại quốc tế cản trở, thay vì thúc đẩy tăng trưởng, và là sự áp dụng không phù hợp với các nước đang phát triển.
Với β5= -0.528*** cho thấy tại Việt Nam thì quy mơ của cơng ty có tác động tiêu cực tới tăng trưởng năng suất, khi các yếu tố khác không đổi, khi quy mơ cơng ty tăng 1 đơn vị thì tăng trưởng năng suất cơng ty giảm 0.528 đơn vị, có nghĩa là quy mơ cơng ty có tác động tích cực đến năng suất, tuy nhiên các cơng ty càng lớn thì có năng suất sản xuất gần với năng suất tối ưu nhất, vì thế mà tăng trưởng năng suất
giảm dần ( năng suất biên giảm dần), kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Yasar & Paul (2009), nghiên cứu tác động của quy mô công ty đến năng suất tại Thổ Nhĩ Kỳ, một nền kinh tế đang phát triển.
Với β7= -1.109** cho thấy chỉ số sản xuất cơng nghiệp có mối quan hệ ngược chiều với tăng trưởng năng suất công ty, chỉ tiêu này được tác giả thu thập từ trang tổng cục thống kê, có thể chỉ tiêu này chưa phản ảnh đầy đủ, chân thực chỉ số sản xuất của từng ngành.
Bảng 4.6 Bảng tóm tắt kết quả hồi quy phương trình (1) (2) và (3)
Nguồn: kết quả tổng hợp từ Stata 11 trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 1456 quan sát của 178 công ty trong giai đoạn 2006 – 2013 (Phụ lục 16, 17, 18, 19, 20, 2013)
(1)
∆Yi,t ∆Yi,t(2) ∆Yi,t(3) ∆Yi,t(4) ∆Yi,t(5) ∆Yi,t(6)
Yi,t-1 -0.0860 -0.329*** 0.312*** -0.289*** -0.0840 -0.249 σt-1 (-0.77) - 0.00430*** (-3.14) -0.00159* (-2.87) -0.00159* (-4.37) -0.287** (-0.69) -0.00504* (-1.62) -0.0330* (-4.08) (-1.84) (-1.83) (-2.27) (-1.95) (1.64) St-1 0.00836* 0.00964** 0.00919** 0.00920** 0.00620** 0.00524 (1.65) (2.41) (2.25) (2.15) (1.99) (1.03) Foreigni,t-1 2.095*** 0.840*** 0.686* -2.662 (2.78) (2.65) (1.73) (-1.44) Exportsi,t-1 -4.712*** -0.623 -0.588 -1.047** -0.238 -1.413*** (-4.37) (1.15) (-1.44) (-2.26) (-0.49) (-2.79) Sizei,t-1 -0.528*** -0.117 -0.117 0.199** 0.121 0.192 (-4.01) (-1.15) (-1.14) (2.51) (0.76) (0.93) Industryj, t-1 -1.109** -1.244*** -1.258*** -1.396** 0.955 -0.836* (2.215) (3.13) (-3.14) (-2.51) (0.38) (1.76) σt-1 x Foreigni,t-1 -0.00723* -0.00729* 0.0573* (-1.95) (-1.94) (1.79) Leveragej, t-1 -0.277 -1.634* -1.744** -2.067 (-0.65) (-1.77) (-2.43) (-1.64) σt-1 x Leveragei,t-1 0.0473** 0.657* (2.25) (1.85) Foreign10 i,t-1 -1.46*** -0.317 (-2.85) (-1.46) σt-1 x Foreign10i,t-1 0.0126* 0.00951* (1.80) (1.75) -cons 17.28*** 10.54*** 10.40*** 2.665* -0.991 1.908 (5.25) (-5.41) (5.25) (1.82) (0.51) (0.64) n 837 880 880 903 837 837 AR1 0.000 0.000 0.000 0.002 0.002 0.005 AR2 0.728 0.901 0.931 0.702 0.588 0.823 Hansen test 0.518 0.168 0.151 0.106 0.067 0.122
Ghi chú: Kết quả ước lượng GMM, (***), (**), (*) tương ứng với mức ý nghĩa thống kê là 1%, 5%, 10%, yi,t là năng suất lao động; ∆ yi,t là tăng trưởng năng suất lao động hàng năm; σt là độ biến động TGHĐ hàng năm; st là tỷ giá
hối đoái thực hàng năm; Foreigni,t là tỷ lệ sở hữu nước ngoài trong tổng vốn chủ sở hữu; Exportsi,t là tỷ lệ
xuất khẩu trên tổng doanh thu; Sizei,t là biến quy mô công ty; Industryj,t là chỉ số sản xuất công nghiệp từng
4.5.2 Kiểm định mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đối và năng suất bằng mơ hình mở rộng.
Trong phương trình (2) tác giả thêm biến tương tác vào mơ
hình cơ bản. Qua đó tác giả muốn tìm hiểu thêm liệu các cơng ty có cổ phiếu được sở hữu bởi nhà đầu tư nước ngồi thì tăng trưởng năng suất có được cải thiện khi có cú sốc TGHĐ xảy ra hay không?
Cột thứ hai của bảng 4.6 trình bày kết quả ước lượng phương trình (2), khi tăng thêm biến (Ϭt-1 x Foreigni,t-1) mơ hình đầu tiên vào phương trình (1). Và kết quả ước lượng mối tương quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc tương tự như phương trình (1). Bên cạnh đó kết quả cũng cho thấy dưới tác động của biến động TGHĐ thì cơng ty có sở hữu nước ngồi có tăng trưởng năng suất thấp hơn các công ty nội địa. Hệ số ϕ = -0.00723 có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, cho thấy đồng thời biến động tỷ giá và sở hữu nước ngồi tăng 1 đơn vị thì cơng ty có sở hữu nước ngồi có tăng trưởng năng suất giảm 0.00723 đơn vị. Điều này cho thấy mặc dù cơng ty có sở hữu nước ngồi thì có tác động tích cực đến tăng trưởng năng suất tuy nhiên khi có biến động tỷ giá hối đối thì tăng trưởng năng suất bị giảm.
Trong mơ hình (3), tác giả thêm biến Leverage (hệ số nợ) và biến tương tác (Ϭt-1 x Leveragei,t-1. Sự tương tác giữa Leverage và biến động tỷ giá hối đoái cho phép luận
văn xác định các cơng ty có sử dụng nợ ở các mức khác nhau khi có xảy ra biến động tỷ giá hối đối thì tăng trưởng năng suất có bị ảnh hưởng?
Cột thứ ba và thứ tư của bảng 4.6 trình bày kết quả ước lượng phương trình (3), khi thêm vào mơ hình biến hệ số nợ (Leverage), tổng hợp biến động TGHĐ lên hệ số
nợ. Với Kết quả hồi quy cột thứ ba, hệ số biến Leverage = - 0.277 và khơng có ý nghĩa thống kê, tác giả khơng tìm thấy sự khác biệt tăng trưởng năng suất giữa các cơng ty có hệ số nợ khác nhau. Kết quả hồi quy cột thứ tư, hệ số biến Leverage = - 1.634 (mức ý nghĩa thống kê 10%) cho thấy khi công ty tăng hệ số nợ thì tăng trưởng năng suất giảm ( năng suất biên giảm dần). Sự tương tác giữa Leverage và biến động tỷ giá hối đối góp phần giảm nhẹ các tác động tiêu cực của biến động tỷ giá hối đoái đến tăng trưởng năng suất (kết quả ước lượng trong bảng 4.6 cho thấy hệ số trước biến Ϭt-1 mơ hình 4 nhỏ hơn mơ hình 1). Các hệ số tương tác (ϕ =
0.0573) giữa biến động TGHĐ và vốn đầu tư của nước ngoài, hệ số tương tác (ψ = 0.0473**) giữa biến động TGHĐ và tỷ lệ nợ là tích cực, giảm thiểu tác động trực tiếp của biến động tỷ giá hối đối đến năng suất cơng ty. Điều này được giải thích những cơng ty có sở hữu nước ngồi, những cơng ty có sử dụng nợ, thì hoạt động đầu tư và đổi mới của nó ít bị tác động hơn khi xảy ra biến động TGHĐ.
Hai cột cuối cùng của bảng 4.6 thể hiện kết quả của việc sử dụng biến giả, để kiểm soát sự hiện diện của sở hữu nước ngồi trong các cơng ty (ở mức 10%). Nhìn chung, kết quả ước lượng của mơ hình này tương tự như kết quả trước đó trong cột 3 và cột 4.
4.5.3 Kiểm định mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và năng suất bằng mơ hình mở rộng, dựa trên định hƣớng xuất khẩu. hình mở rộng, dựa trên định hƣớng xuất khẩu.
Cuối cùng, trong phương trình (4) tác giả chuyển sang nghiên cứu sự khác biệt về năng suất tăng trưởng dựa trên định hướng xuất khẩu của các công ty dưới những cú sốc tỷ giá. Tác giả thêm biến (σt-1 x Exports i,t-1) nhằm kiểm tra xem dưới biến động
TGHĐ thì những cơng ty có định hướng xuất khẩu liệu có tăng trưởng năng suất tốt hơn hay không?; biến (st-1 x Exports i,t-1) nhằm kiểm tra mức độ ảnh hưởng TGHĐ
thực tác động vào doanh nghiệp có xuất khẩu có góp phần tăng tăng trưởng năng suất?
Kết quả hồi quy bảng 4.7 tác giả khơng tìm thấy ý nghĩa cũng như sự khác biệt về năng suất giữa các cơng ty có định hướng xuất khẩu. Kết quả hồi quy cũng cho thấy tác động tiêu cực của biến động tỷ giá hối đoái lên tăng trưởng năng suất cũng biến mất. Điều này có thể lý giải: ở các mơ hình hồi quy trước thì tác động tiêu cực của biến động TGHĐ lên tăng trưởng năng suất không mạnh mẽ, do đặc điểm của doanh nghiệp Việt Nam vừa có xuất khẩu và nhập khẩu. Tuy nhiên bài nghiên cứu này chỉ mới xem xét một chiều xuất khẩu.
Bảng 4.7: Bảng tóm tắt kết quả hồi quy phương trình(4)
Nguồn: kết quả tổng hợp từ Stata 11 trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 1456 quan sát của 178 công ty trong giai đoạn 2006 – 2013 (Phụ lục 22, 23, 24, 25)
(1)
∆Yi,t ∆Yi,t(2) ∆Yi,t(3) ∆Yi,t(4)
∆ Yi,t-1 0.000258 0.00720 0.000856 0.00700 (0.03) (0.34) (0.06) (0.31) Yi,t-1 -1.151*** -1.443*** -1.522*** -1.395*** (-3.90) (-3.37) (-5.04) (-2.93) σt-1 -0.0118 0.0192 -0.0200 0.0574 (-1.26) (0.33) (-0.85) (0.840 St-1 0.0442 0.0262 0.0745 0.121 (0.60) (0.09) (0.33) (0.34) Foreigni,t-1 -1.469 7.654 (-1.35) (0.70) σt-1 x Foreigni,t-1 0.0143 -0.261 (0.74) (-0.90) Exportsi,t-1 2.39 -0.0406 8.283 22.43 (0.189) (-0.00) (0.19) (0.34) Sizei,t-1 0.784*** 1.240 1.148** 1.317 (2.79) (1.56) (2.11) (1.54) Industryj, t-1 -1.686 -5.618 -3.382 -6.736 (-1.51) (-1.00) (0.81) (-1.01) Leveragei,t-1 3.130* 4.046 7.521*** 3.942 (1.94) (0.83) (3.06) (0.73) St-1 x Exportsi,t-1 -0.0661 0.0712 -0.147 -0.128 (-0.45) (0.11) (-0.31) (-0.17) σt-1 x Exportsi,t-1 0.0229 0.0803 0.0380 0.0802 (1.22) (0.99)_ (0.79) (0.93) σt-1 x Leverage i,t-1 -0.0904 -0.167 (-0.70) (-1.23) Foreign10 i,t-1 1.386 0.769 (0.61) (0.36) σt-1 x Foreign10i,t-1 -0.0288 -0.03693 (-0.66) (-0.73) -cons 0.423 -5.482 -4.591 -17.76 (0.07) (-0.18) (-0.20) (-0.46) n 426 453 454 454 AR1 0.015 0.742 0.040 0.459 AR2 0.210 0.730 0.557 0.950 Hansen test 0.623 0.860 0.476 0.926
Ghi chú: Kết quả ước lượng GMM, (***), (**), (*) tương ứng với mức ý nghĩa thống kê là 1%, 5%, 10%, yi,t là năng suất lao động; ∆ yi,t là tăng trưởng năng suất lao động hàng năm; σt là độ biến động TGHĐ hàng năm; st là tỷ giá
hối đoái thực hàng năm; Foreigni,t là tỷ lệ sở hữu nước ngoài trong tổng vốn chủ sở hữu; Exportsi,t là tỷ lệ
xuất khẩu trên tổng doanh thu; Sizei,t là biến quy mô công ty; Industryj,t là chỉ số sản xuất công nghiệp từng
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN5.1 Kết luận. 5.1 Kết luận.
Trong bài nghiên cứu này tác giải điều tra tác động của biến động tỷ giá hối đoái lên tăng trưởng năng suất doanh nghiệp. Tác giả thực hiện phân tích bẳng cách sử dụng bảng dữ liệu từ 178 doanh nghiệp sản xuất tại Việt Nam giai đoạn 2006-2013 được niêm yết trên sàn giao dịch chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh và Hà Nội. Phát hiện nổi bật nhất của nghiên cứu này là biến động tỷ giá hối đối có ý nghĩa thống kê và tác động tiêu cực đáng kể đến năng suất công ty.
Kết quả nghiên cứu cho thấy các cơng ty có sở hữu nước ngồi có tăng trưởng năng suất tốt hơn các cơng ty trong nước do được kế thừa kinh nghiệm quản lý, vận dụng khoa học kỹ thuật vào trong sản xuất, góp phần thúc đẩy tăng trưởng năng suất, kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Arnold & Javorcik (2009) nghiên cứu ở Indonesia gia đoạn 1983-2001.
Mặc dù tỷ lệ nợ (Laverage) có tác động tiêu cực đến tăng trưởng năng suất. Tuy nhiên dưới cú sốc tỷ giá hối đoái nó làm giảm tác động tiêu cực của biến động TGHĐ đến tăng trưởng năng suất (cột 3 4)
Hơn nữa, khơng có sự khác biệt trong tăng trưởng năng suất giữa công ty định hướng thị trường xuất khẩu và công ty định hướng thị trường trong nước, đồng thời tác động tiêu cực của biến động TGHĐ biến mất khi tác giả xem xét yếu tố xuất khẩu. Điều này có thể lý giải: ở các mơ hình hồi quy trước thì tác động tiêu cực của biến động TGHĐ lên tăng trưởng năng suất không mạnh mẽ; do đặc điểm của doanh nghiệp Việt Nam vừa có xuất khẩu và nhập khẩu, đặc biệt Việt Nam là nước đang phát triển, nhu cầu nhập khẩu các yêu tố sản xuất đầu vào rất lớn. Tuy nhiên bài nghiên cứu này chỉ mới xem xét một chiều xuất khẩu mà chưa xét đến xuất khẩu rịng của doanh nghiệp.
Ngồi ra, phân tích thực nghiệm của tác giả cho thấy rằng khi TGHĐ thực giảm (nội tệ tăng giá) có tác động tích cực đến đáng kể đến hiệu quả tăng trưởng, có khả năng là đồng nội tệ tăng giá thì giá cả hàng hố nhập khẩu rẻ tương đối, các doanh
nghiệp có nhiều cơ hội đầu tư trang thiết bị máy móc hiện đại, nhập khẩu nguyên vật liệu đầu vào với chi phí rẻ hơn, sản xuất sản phẩm với giá thành thấp hơn, có nhiều cơ hội bán hàng hơn, góp phần doanh nghiệp chú trọng vào sản xuất, cải thiện năng suất.
Nhìn chung, trong nghiên cứu này, tác giả thấy rằng TGHĐ thực có tác động tích cực, có ý nghĩa và biến động TGHĐ có tác động tiêu cực có ý nghĩa đến tăng trưởng năng suất các công ty sản xuất ở Việt Nam, một nền kinh tế đang phát triển. Với những kết quả này, biến động TGHĐ có tác động xấu đến tổng hợp sản lượng và tăng trưởng lâu dài và do đó luận văn đề nghị ổn định tỷ giá hối đoái và tránh