Đặc điểm tài chính và quyết định đầu tư của doanh nghiệp: Vai trò của chính sách tiền tệ

HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

46.

1Bùi

Duy Khoa*
2Võ Quốc Tồn**
Vũ Xn Lộc**
Đỗ Ngọc Quỳnh Anh**
Nguyễn Văn Huy**
Tóm tắt
Bài nghiên cứu vai trị của ma sát tài chính và sự phản ứng không đồng nhất của doanh
nghiệp trong việc xác định kênh đầu tư. Từ bài nghiên cứu, chúng tơi thấy rằng các cơng ty
có rủi ro vỡ nợ thấp - những cơng ty có gánh nặng nợ thấp và “khoảng cách đến mức vỡ nợ”
cao - là những công ty phản ứng nhanh nhất với các cú sốc tiền tệ. Chúng tơi giải thích những
phát hiện này bằng cách sử dụng mơ hình DSGE các cơng ty có rủi ro thấp phản ứng nhanh
hơn với các cú sốc tiền tệ bởi vì họ phải đối mặt với đường chi phí cận biên cho đầu tư và tài
trợ. Do đó, tác động tổng hợp của chính sách tiền tệ có thể phụ thuộc vào sự phân bổ rủi ro
vỡ nợ và thay đổi theo thời gian. Với dữ liệu vi mơ nhóm tác giả nhận thấy rằng các cơng ty
có tỷ lệ địn bẩy cao hoặc xếp hạng tín dụng thấp đầu tư ít hơn đáng kể so với các cơng ty
khác sau cú sốc chính sách tiền tệ. Thứ hai, nhóm tác giả đã xây dựng một mơ hình New
Keynes của các doanh nghiệp bất đồng nhất với rủi ro vỡ nợ phù hợp về mặt định lượng với
những kết quả thực nghiệm này. Trong mơ hình, chính sách tiền tệ kích thích đầu tư thơng
qua sự kết hợp của các tác động trực tiếp và gián tiếp. Các cơng ty có rủi ro cao ít phản ứng
hơn với những thay đổi này vì chi phí tài chính đầu tư cận biên của họ cao hơn các cơng ty
có rủi ro thấp. Tác động tổng hợp của chính sách tiền tệ chủ yếu được thúc đẩy bởi các doanh
nghiệp có rủi ro thấp này, điều này cho thấy quan điểm: chính sách tiền tệ có thể kém hiệu
quả hơn khi rủi ro vỡ nợ trong nền kinh tế cao hơn. Chính sách tiền tệ sẽ khơng phát huy hiệu

quả trong bối cảnh nợ vay doanh nghiệp tăng cao, đồng thời nhóm tác giả chứng minh sự
tồn tại chính sách tiền tệ tối ưu trong bối cảnh vĩ mơ cụ thể.
Từ khóa: Chính sách tiền tệ, vỡ nợ, DSGE, đặc tính doanh nghiệp.
* Ngân hàng TMCP Ngoại Thương Việt Nam | Email liên hệ:
** Trường Đại học Kinh tế TP. HCM

645


HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

1. Giới thiệu
Tổng đầu tư là thành phần thuộc GDP có phản ứng nhanh nhạy nhất đối với các cú sốc
tiền tệ. Nhóm tác giả thực hiện bài nghiên cứu này với mục đích tìm hiểu vai trị của ma
sát tài chính trong việc xác định kênh đầu tư của chính sách tiền tệ. Với sự bất đồng nhất
trong hình thái tài chính của doanh nghiệp, một câu hỏi quan trọng được đặt ra: Loại hình
doanh nghiệp nào có phản ứng nhanh nhất khi chính sách tiền tệ thay đổi? Câu trả lời cho
câu hỏi này là một khái niệm mơ hồ. Với một mặt, ma sát tài chính đã tạo ra một đường
cong của chi phí đầu tư cận biên dốc lên, điều này đã làm giảm phản ứng đầu tư của doanh
nghiệp khi chịu ảnh hưởng nặng nề bởi ma sát tài chính trong mơi trường có tác động của
chính sách tiền tệ. Mặt khác, chính sách tiền tệ có thể làm phẳng đường cong của chi phí
đầu tư cận biên - bằng cách tăng dòng tiền hoặc cải thiện giá trị tài sản thế chấp – điều
này làm tăng phản ứng đầu tư của các doanh nghiệp. Thêm vào đó, bài nghiên cứu được
áp dụng gia tốc tài chính cho các doanh nghiệp.
Nhóm tác giả giải quyết câu hỏi “Loại hình doanh nghiệp nào có phản ứng nhanh nhất
khi chính sách tiền tệ thay đổi?” bằng Bằng chứng mới về tương quan chéo, Bằng chứng thực
nghiệm về cú sốc tiền tệ được đo lường bằng phương pháp nghiên cứu diễn biến các sự kiện
với tần suất cao, với dữ liệu hàng quý của Bloomberg stat. Qua nghiên cứu, nhóm tác giả

thấy được hoạt động đầu tư của các doanh nghiệp có rủi ro vỡ nợ thấp có phản ứng nhanh và
mạnh mẽ hơn so với hoạt động đầu tư của các doanh nghiệp có rủi ro vỡ nợ cao. Từ bằng
chứng thực nghiệm này, mơ hình được áp dụng vào mơ hình đầu tư của doanh nghiệp khơng
đồng nhất với rủi ro vỡ nợ trong giả định New Keynesian và nghiên cứu về ảnh hưởng của
chính sách tiền tệ. Trong mơ hình hiệu chỉnh, doanh nghiệp với rủi ro vỡ nợ thấp có phản
ứng nhanh hơn với chính sách tiền tệ, tương tự như các ước tính thực nghiệm của nhóm tác
giả. Nhóm tác giả thực hiện một đo lường đơn giản thể hiện tác động của chính sách tiền tệ
đối với những phản ứng không đồng nhất có thể bị suy yếu hơn trong mơi trường nền kinh tế
có rủi ro vỡ nợ cao. Đồng thời, nhóm tác giả nhận thấy tất cả các doanh nghiệp trong mơ hình
bị ảnh hưởng bởi rủi ro vỡ nợ đều phản ứng nhanh hơn với chính sách tiền tệ so với các doanh
nghiệp trong mơ hình khơng có bất kỳ rủi ro vỡ nợ nào, quan điểm này nhất quán với nghiên
cứu của Bernanke, Gertler và Gilchrist (1999).
Với phương pháp hồi quy cơ sở, ước tính rằng mức độ bán co giãn của đầu tư doanh
nghiệp với chính sách tiền tệ dựa vào hai thước đo về rủi ro vỡ nợ: tỷ lệ đòn bẩy và
“khoảng cách đến vỡ nợ” (một cách đánh giá và dự đoán xác suất vỡ nợ từ các giá trị của
vốn chủ sở hữu và nợ phải trả). Nhóm tác giả kiểm sốt các tác động cố định nhằm tạo
sự khác biệt về nắm bắt tác động dài hạn giữa các doanh nghiệp và kiểm soát các tác động
cố định theo từng ngành nhằm nắm bắt sự khác biệt trong cách phản ứng với các cú sốc
646


HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

tổng hợp. Trong mơi trường có sự kiểm sốt, địn bẩy tài chính có tương quan nghịch với
khoảng cách đến vỡ nợ và xếp hạng tín dụng, khoảng cách đến vỡ nợ có quan hệ tương
quan thuận với xếp hạng tín dụng. Vì vậy, nhóm tác giả nhận thấy tỷ lệ đòn bẩy thấp và
khoảng cách đến vỡ nợ lớn đại diện cho rủi ro vỡ nợ thấp.
Nhóm tác giả nhận thấy một doanh nghiệp có độ lệch chuẩn thấp hơn địn bẩy tài

chính có nghĩa là doanh nghiệp phản ứng nhanh hơn gần 25% đối với chính sách tiền tệ
và có một độ lệch chuẩn cao hơn khoảng cách đến vỡ nợ đồng nghĩa là doanh nghiệp
phản ứng nhanh hơn 50%. Các doanh nghiệp mất hơn 3 năm để san bằng khoảng cách về
vốn và sự chênh lệch vốn lớn dần theo thời gian. Phù hợp với ý tưởng rằng rủi ro vỡ nợ
thúc đẩy các phản ứng bất đồng nhất, chi phí vay và sử dụng tài chính của các doanh
nghiệp có rủi ro cao tăng ít hơn các doanh nghiệp có rủi ro thấp sau khi mở rộng tiền tệ.
Để giải thích các kết quả thực nghiệm này, nhóm tác giả áp dụng một mơ hình gồm các
doanh nghiệp bất đồng nhất về rủi ro vỡ nợ vào khn khổ chuẩn mơ hình New Keynesian.
Các doanh nghiệp này đầu tư bằng vốn nội bộ hoặc đi vay từ bên ngồi; họ có thể khơng trả
được nợ dẫn đến một khoản tài trợ bên ngồi. Ngồi ra, có các doanh nghiệp “bán lẻ” với
mức giá cố định; tạo ra đường cong New Keynesia Philips liên kết giữa thực tế và biến doanh
nghĩa. Chúng tơi hiệu chỉnh mơ hình để phù hợp hơn với các đặc điểm đầu tư, vay nợ và
vòng đời của các doanh nghiệp trong dữ liệu vi mơ. Mơ hình của chúng tơi mơ phỏng các
hành vi thực tế của doanh nghiệp trong dữ liệu vi mô và phản ứng cao nhất của tổng đầu tư,
sản lượng và tiêu dùng đối với các cú sốc tiền tệ nói chung và phù hợp với các phản ứng được
ước tính trong dữ liệu của Christiano, Eichenbaum và Evans (2005).
Nhóm tác giả mơ phỏng một nhóm các cơng ty từ mơ hình đã hiệu chỉnh và nhận thấy
rằng các cơng ty có rủi ro vỡ nợ thấp sẽ phản ứng nhanh hơn với chính sách tiền tệ, như
trong dữ liệu. Các doanh nghiệp có phản ứng khác biệt nhau đã phản ánh cách chính sách
tiền tệ thay đổi trực tiếp tỷ suất sinh lợi trên vốn kỳ vọng, điều này thúc đẩy phản ứng
của các cơng ty có rủi ro thấp, và thay đổi một cách khéo léo dòng tiền và giá trị thu hồi
nợ. Vì các doanh nghiệp có rủi ro thấp phản ứng nhanh hơn về cơng ty trong tổng thể,
các kết quả thực nghiệm của chúng tôi chỉ ra rằng các tác động trực tiếp của chính sách
tiền tệ chi phối các tác động gián tiếp của doanh nghiệp.
Cuối cùng, chúng tơi xác định chính sách tiền tệ tối ưu trong bối cảnh các yếu tố vĩ mô
khác nhau nhằm xác định các thông số tối ưu cho chính sách tiền tệ để duy trì lượng đầu tư
cho doanh nghiệp. Chúng tôi thấy rằng một cú sốc tiền tệ tạo ra sự thay đổi nhỏ hơn khoảng
30% trong tổng vốn cổ phần ban đầu từ phân phối có giá trị rịng thấp hơn 50% so với phân
phối có trạng thái ổn định. Tính tốn này cho thấy một kết quả quan trọng trong việc lưu
thông tiền tệ: chính sách tiền tệ kém hiệu quả hơn khi rủi ro vỡ nợ cao hơn.

647


HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

Nền kinh tế Việt Nam trong bối cảnh năm 2000 – 2020 đã trải qua rất nhiều biến động
thăng trầm, và ứng với từng thời kỳ như vậy vai trò điều tiết của chính sách tiền tệ ln
hiện diện như một công cụ then chốt giúp điều tiết các yếu tố vĩ mô trở về trạng thái cân
bằng. Bài nghiên cứu khảo sát mối quan hệ về phản ứng không đồng nhất của các công
ty Việt Nam với cú sốc từ chính sách tiền tệ. Sự khơng đồng nhất này bắt nguồn từ khác
biệt trong đặc tính cơng ty và xu hướng đầu tư của các cơng ty và qua đó xem xét tính
hiệu quả của chính sách tiền tệ.
Bài viết này sẽ tập trung lấy dữ liệu theo tháng từ giai đoạn năm 2000 đến năm 2020
các biến vĩ mô liên quan trực tiếp đến các công cụ tiền tệ của Việt Nam, các thước đo chủ
yếu đó như là cung tiền, lãi suất, dự trữ ngoại hối... Trong đó, tác giả cũng đưa vào biến
cú sốc tiền tệ tần suất cao, đặc tính cơng ty theo q, và phát triển mơ hình DSGE dựa
trên phần mềm Matlab cho cá thể từng doanh nghiệp để làm nổi bật sự khác biệt về đặc
điểm doanh nghiệp sẽ dẫn đến phản ứng khơng đồng nhất với cú sốc chính sách tiền tệ.
Số liệu được cập nhật trên các trang dữ liệu quốc gia như Bloomberg, Tổng cục Thống
kê, Tổng cục Hải quan, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam và trang dữ liệu quốc tế CEIC.
2. Khung lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm
2.1.

Khung lý thuyết về đặc tính doanh nghiệp và cú sốc tiền tệ

Bernanke, Gertler và Gilehrist (1999) đã áp dụng bộ gia tốc tài chính vào một cơng ty đại
diện theo mơ hình New Keynesian; nhóm tác giả xây dựng trên khuôn khổ của Bernanke,
Gertler và Gilchrist (1999) để thiết lập sự bất đồng nhất giữa các doanh nghiệp. Phù hợp

với kết quả của nghiên cứu, chúng tôi thấy rằng phản ứng của tổng đầu tư đối với cú sốc
tiền tệ trong mơ hình của chúng tơi lớn hơn so với mơ hình khơng có ma sát tài chính.
Tuy nhiên, trong số 99,4% các công ty bị ảnh hưởng bởi các ma sát tài chính trong mơ
hình của chúng tơi, những cơng ty có rủi ro vỡ nợ thấp có phản ứng nhanh nhạy với một
cú sốc tiền tệ hơn những cơng ty có rủi ro vỡ nợ cao, tạo ra sự phụ thuộc vào phân phối.
H1: Cơng ty có rủi ro vỡ nợ thấp có phản ứng nhanh nhạy với một cú sốc tiền tệ hơn
những cơng ty có rủi ro vỡ nợ cao
Các nghiên cứu khác cho rằng phản ứng ở cấp độ công ty cũng phụ thuộc vào quy mơ (Gertler
và Gilchrist (1994)), tính thanh khoản (Jeenas (2019)) hoặc độ tuổi (Cloyne và cộng sự
(2018)). Kết quả của chúng tơi phù hợp để kiểm sốt các đặc điểm đặc biệt của các doanh
nghiệp khác nhau. Kết quả của chúng tôi không mâu thuẫn với những nghiên cứu khác; thay
vào đó, chúng tơi thực hiện nghiên cứu các tính năng khác nhau của dữ liệu.
Cho đến nay, các bài nghiên cứu đã tập trung vào việc tính khơng đồng nhất của hộ
gia đình ảnh hưởng đến kênh tiêu thụ của chính sách tiền tệ như thế nào; ví dụ như
648


HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

McKay, Nakamura và Steinsson (2016); Kaplan, Moll và Violante (2018); Auclert
(2019); hoặc Wong (2019). Thay vào đó, chúng tơi nghiên cứu vai trò của sự bất đồng
nhất ở cấp độ doanh nghiệp trong việc xác định kênh đầu tư của chính sách tiền tệ. Ngược
lại với kênh tiêu dùng, chúng tôi thấy rằng cả tác động trực tiếp và gián tiếp của chính
sách tiền tệ đều đóng vai trị quan trọng về mặt định lượng trong việc thúc đẩy kênh đầu
tư. Tác động trực tiếp của những thay đổi trong lãi suất thực tế nhỏ hơn đối với các hộ
gia đình vì họ có động cơ tiêu dùng thuận lợi mà các doanh nghiệp thiếu.
H2: Tác động trực tiếp và gián tiếp của chính sách tiền tệ đều đóng vai trị quan trọng
về mặt định lượng trong việc thúc đẩy kênh đầu tư của doanh nghiệp

Tenreyro và Thwaites (2016) ước tính mơ hình chuỗi thời gian phi tuyến tính và thấy rằng
các cú sốc chính sách tiền tệ có tác động nhỏ hơn đến hoạt động kinh tế thực tế trong thời
kỳ suy thối so với thời điểm bình thường. Vavra (2013) và McKay và Wieland (2020)
đưa ra các mơ hình trong đó chính sách tiền tệ ít tác động hơn trong các cuộc suy thoái
do những thay đổi trong phân phối điều chỉnh giá hoặc chi tiêu lâu dài.
H3: Chính sách tiền tệ kém hiệu quả hơn trong các cuộc suy thối
Mơ hình đầu tư đa dạng cấp độ doanh nghiệp của nhóm tác giả được xây dựng dựa trên
Khan, Senga và Thomas (2016), họ đã nghiên cứu sự hiệu quả của các cú sốc tài chính
trong một mơ hình giá linh hoạt. Nhóm tác giả mở rộng mơ hình để bao gồm các cú sốc
về chất lượng vốn và giá vốn thay đổi theo thời gian để tạo ra sự thay đổi trong giá trị thu
hồi vốn của người cho vay, như trong nghiên cứu về gia tốc tài chính.
Reiter, Sveen và Weinke (2013) chỉ ra rằng một mơ hình với các doanh nghiệp bất
đồng nhất và chi phí điều chỉnh vốn cố định tạo ra phản ứng ngược chiều mạnh mẽ trong
ngắn hạn của đầu tư đối với chính sách tiền tệ bởi vì khi có điều kiện để điều chỉnh thì
đầu tư cực kỳ nhạy cảm với lãi suất trong mơ hình của họ. Nhóm tác giả làm giảm mức
độ nhạy cảm lãi suất của đầu tư bằng cách sử dụng các ma sát tài chính và chi phí điều
chỉnh lồi để tổng hợp vốn. Koby và Wolf (2020) làm giảm độ nhạy cảm lãi suất bằng
cách sử dụng chi phí điều chỉnh lồi ở cấp độ doanh nghiệp và thấy rằng chi phí cố định
tạo ra phản ứng phụ thuộc vào chính sách tiền tệ của ngân hàng nhà nước.
2.2 Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ
Trước khi thực hiện phân tích định lượng, về mặt lý thuyết, chúng tôi xác định đặc điểm
của các kênh mà chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến đầu tư trong mơ hình của chúng tơi.
Tiểu mục này xác định các nguồn chính của phản ứng khơng đồng nhất giữa các công ty,
điều này thúc đẩy việc hiệu chuẩn của chúng tơi trong Phần hiệu chuẩn mơ hình.

649


HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

2.2.1

Các thử nghiệm chính sách tiền tệ

Nhóm tác giả nghiên cứu ảnh hưởng của sự đổi mới bất ngờ đối với quy tắc Taylor 𝜀𝑡𝑚 ,
theo sau là một sự chuyển đổi dài hạn trở lại trạng thái ổn định. Cách tiếp cận này cho
phép tạo ra các kết quả phân tích rõ ràng vì khơng có sự phân biệt giữa lãi suất thực trước
kỳ vọng và lãi suất thực tế dự kiến trước kỳ hạn. Sự lựa chọn đầu tư k′ và vay b tối ưu
thỏa mãn hai điều kiện sau:
1

𝑞𝑡 𝑘′ = 𝑛 + 𝑅 (𝑧,𝑘 ′ ,𝑏′ ) 𝑏 ′
𝑡

(𝑞𝑡 − 𝜀𝑄,𝑘 ′ (𝑧, 𝑘 ′ , 𝑏 ′ )
+

𝑄(𝑧,𝑘 ′ ,𝑏′ )𝑏′
𝑘′

)

𝑠𝑝
𝑅𝑡 (𝑧,𝑘 ′ ,𝑏′ )
1−𝜀𝑅,𝑏′ (𝑧,𝑘 ′ ,𝑏′ )

=

1
𝑅𝑡

𝐸𝑡 [𝑀𝑅𝑃𝐾𝑡+1 (𝑧 ′ , 𝑘 ′ )]

(1)

1 𝐶𝑜𝑣𝑡 (𝑀𝑅𝑃𝐾𝑡+1 (𝑧 ′ , 𝑤 ′ 𝑘 ′ ),1 + 𝜆𝑡+1 (𝑧 ′ , 𝑛𝑡+1 (𝑧 ′ , 𝑤 ′ , 𝑘 ′ , 𝑏 ′ )))
𝑅𝑡
𝐸𝑡 (1 + 𝜆𝑡+1 (𝑧 ′ , 𝑛𝑡+1 (𝑧 ′ , 𝑤 ′ , 𝑘 ′ , 𝑏 ′ ))
−

1
𝐸 [𝑣 0 (𝑤 ′ , 𝑘 ′ , 𝑏 ′ )𝑔𝑧 (𝑧(𝑤 ′ , 𝑘 ′ , 𝑏 ′ |𝑧⟩𝑧𝑡+1 (𝑤 ′ , 𝑘 ′ , 𝑏 ′ )]
𝑅𝑡 𝑤 𝑡+1
1

Trong đó: 𝑅𝑡 là lãi suất phi rủi ro thực giữa t và t + 1, 𝑅𝑡 (𝑧, 𝑘 ′ , 𝑏 ′ ) = 𝑄(𝑧,𝑘 ′ ,𝑏′ )
𝜀𝑄𝑘 (𝑧, 𝑘 ′ , 𝑏 ′ ) là độ co giãn của biểu giá trái phiếu với tôn trọng đầu tư, 𝑘 ′ , 𝑅𝑡𝑠𝑝 (𝑧, 𝑘 ′ , 𝑏 ′ ) =
𝑅𝑡 (𝑧, 𝑘 ′ , 𝑏 ′ )/𝑅𝑡𝑛𝑜𝑚 là thước đo của khoản vay kế tiếp , 𝜀𝑅𝑏 (𝑧, 𝑘 ′ , 𝑏 ′ ) là độ co giãn của biểu
lãi suất đi vay, 𝜆𝑡 (𝑧, 𝑛) là hệ số nhân Lagrange trên ràng buộc không âm đối với cổ tức,
z(ω, k, b) là ngưỡng vỡ nợ về năng suất (đảo ngược ngưỡng giá trị ròng được định nghĩa
trong tiên đề 1), 𝑣𝑡0 ( 𝑤, 𝑘, 𝑏) ≡ 𝑣𝑡 (𝑧𝑡 (𝑤, 𝑘, 𝑏), 𝑛𝑡 (𝑧𝑡 (𝑤, 𝑘, 𝑏), 𝑤, 𝑘, 𝑏)) là giá trị công ty
đã đánh giá ở ngưỡng vỡ nợ, 𝑔(𝑧 ′ |𝑧⟩ là mật độ của z có điều kiện đối với z;
𝑧𝑡+1 (𝑤 ′ , 𝑘 ′ , 𝑏 ′ ) ≡

𝜕𝑧𝑡+1 (𝑤 ′ ,𝑘 ′ ,𝑏 ′)
𝜕𝑘 ′

+

𝜕𝑧𝑡+1 (𝑤 ′ ,𝑘 ′ ,𝑏′ )
𝜕𝑘 ′

(𝑞𝑡 − 𝜀𝑄.𝑘 ′

𝑄𝑡 (𝑧,𝑘 ′ ,𝑏′ )𝑏 ′

𝑅(𝑧,𝑘 ′ ,𝑏′ )

𝑘′

1−𝜀𝑅,𝑏 (𝑧,𝑘 ′ ,𝑏′ )

)

(điều kiện (9) là ràng buộc không ảnh hưởng tiêu cực đối với cổ tức. Kỳ vọng và hiệp phương
sai trong biểu thức này chỉ được sử dụng trên các trạng thái trong đó cơng ty khơng vỡ nợ.
Chi phí vốn biên là tích số của hai kỳ hạn.
Số hạng đầu tiên, 𝑞𝑡 − 𝜀𝑄,𝑘 ′ (𝑧, 𝑘 ′ , 𝑏 ′ )

𝑄𝑡 (𝑧,𝑘 ′ ,𝑏 ′ )𝑏 ′
𝑘′

là giá tương đối của hàng hóa đầu vào

sản xuất 𝑞𝑡 ròng của lãi suất tiết kiệm do nguồn vốn gia tăng cao hơn
𝜀𝑄,𝑘 ′ (𝑧, 𝑘 ′ , 𝑏 ′ )

𝑄𝑡 (𝑧,𝑘 ′ ,𝑏′ )𝑏 ′

𝑘′

𝑞𝑡+1 . Lãi suất tiết kiệm là kết quả (trong trường hợp tất cả những

thứ khác bằng nhau) của vốn tăng lên do kỳ vọng suy giảm về khoản lỗ dự kiến do người

650


HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

vay không trả được nợ. Số hạng thứ hai trong chi phí vốn biên liên quan đến chi phí đi
𝑅

𝑠𝑝

vay, 1−𝜀𝑡

(𝑧,𝑘 ′ ,𝑏 ′ )

𝑅,𝑏′ (𝑧,𝑘

.

′ ,𝑏 ′ )

Chênh lệch lãi suất cao hơn hoặc độ dốc cao hơn của đường chênh lệch lãi suất cho
vay và lãi suất tiết kiệm dẫn đến chi phí vay cao hơn. Lợi ích cận biên của vốn là tổng

của ba kỳ hạn. Kỳ đầu tiên,

1
𝑅𝑡

𝐸𝑡 [𝑀𝑅𝑃𝐾𝑡+1 (𝑧 ′ , 𝑘 ′ )] là tỷ suất sinh lợi kỳ vọng của vốn
1 𝐶𝑜𝑣𝑡 (𝑀𝑅𝑃𝐾𝑡+1 (𝑧 ′ ,𝑘 ′ ,𝑤 ′ ),1+𝜆𝑡+1 (𝑧 ′ ,𝑤 ′ ,𝑘 ′ ,𝑏′ ))

được chiết khấu bởi lãi suất thực. Kỳ thứ hai: 𝑅

𝑡

𝐸𝑡 [1+𝜆𝑡+1 (𝑧 ′ ,𝑤 ′ ,𝑘 ′ ,𝑏′ )]

xác

định hiệp phương sai của lợi tức vốn với giá trị nguồn lực của công ty. Kỳ thứ ba nắm bắt
cách đầu tư bổ sung ảnh hưởng đến xác suất vỡ nợ của công ty và ảnh hưởng đến giá trị
của công ty.
2.2.2. Công ty rủi ro và cơng ty phi rủi ro
Sự khác biệt chính giữa cơng ty có rủi ro và khơng có rủi ro là cách chính sách tiền tệ
dịch chuyển đường chi phí cận biên. Đối với công ty phi rủi ro, đường cong dịch chuyển
lên do giá tương đối của vốn 𝑞𝑡+1 tăng lên, nhưng bây giờ có hai tác động bổ sung. Thứ
nhất, chính sách tiền tệ làm tăng giá trị rịng n, làm giảm số tiền công ty cần vay để tài
trợ cho bất kỳ mức đầu tư nào và do đó mở rộng vùng bằng phẳng của đường chi phí cận
biên. Sự gia tăng giá trị rịng có thể được phân tách theo:
𝜕 𝑙𝑜𝑔 𝑛
1
𝜕 log 𝑝𝑡 𝜕 log 𝑤𝑡 𝜀𝑡 (𝑧, 𝑤𝑘) 𝜕 𝑙𝑜𝑔 𝑞𝑡 𝑞𝑡 ( 1 − 𝛿)𝑤𝑘 𝜕 𝑙𝑜𝑔 𝛱𝑡 𝑏/𝛱𝑡
(

−
)
+
+
𝑚 =
𝜕𝜀𝑡
1 − 𝜈 − 𝜃 𝜕𝜀𝑡𝑚
𝜕𝜀𝑡𝑚
𝑛
𝜕𝜀𝑡𝑚
𝑛
𝜕𝜀𝑡𝑚
𝑛

Trong đó 𝑡𝑡 (𝑧, 𝑤𝑘) = 𝑚𝑎𝑥𝑡 𝑝𝑡 𝑧(𝑤𝑘)𝜃 𝑙 𝑤 − 𝑤𝑡 𝑙.
Biểu thức trên này có ba cách mà chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến dịng tiền. Thứ
nhất, chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến doanh thu vãng lai bằng cách thay đổi giá tương
đối của sản lượng pt rịng của chi phí lao động thực tế νwt. Thứ hai, chính sách tiền tệ
ảnh hưởng đến giá trị của nguồn vốn rủi ro của các công ty bằng cách thay đổi giá tương
đối của vốn qt. Cuối cùng, chính sách tiền tệ thay đổi giá trị thực của nợ danh nghĩa thông
qua lạm phát Πt.
Sự khác biệt quan trọng thứ hai về cách chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến đường cong
chi phí cận biên của cơng ty rủi ro là nó làm phẳng khu vực dốc lên, phản ánh chênh lệch
tín dụng giảm. Gợi lại rằng, trong trường hợp vỡ nợ, người cho vay thu hồi trên mỗi đơn
vị nợ 𝛼𝑞𝑡+1 𝑤𝑗𝑡+1 𝑘𝑗𝑡+1 ; vì cú sốc làm tăng giá tương đối của vốn 𝑞𝑡+1 , nó cũng làm tăng
tỷ lệ thu hồi, làm giảm chênh lệch tín dụng. Kênh này gợi nhớ đến “cơng cụ gia tốc tài
chính” trong Bernanke, Gertler và Gilchrist (1999). Chính sách tiền tệ cũng làm giảm xác
suất vỡ nợ, nhưng tác động này về mặt định lượng là rất nhỏ trong quá trình hiệu chuẩn
651

HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

của chúng tơi. Việc cơng ty có rủi ro phản ứng nhanh hơn hay ít hơn so với cơng ty khơng
có rủi ro phụ thuộc cốt yếu vào quy mô của hai sự dịch chuyển này trong đường chi phí
cận biên. Về mặt lý thuyết, chúng có thể đủ lớn hoặc không đủ để khiến công ty rủi ro
phản ứng nhanh hơn với chính sách tiền tệ so với cơng ty phi rủi ro. Mức đầu tư được xác
định bởi điểm mà tại đó đường cong này giao với vùng dốc lên của đường chi phí cận
biên. Do đó, các chuyển động trong đường chi phí cận biên có tác động mạnh hơn đến
cách đầu tư phản ứng với các cú sốc chính sách tiền tệ, làm tăng sức mạnh của kênh tăng
tốc tài chính được mơ tả ở trên.
Jeenas (2019) phát triển một mơ hình trong đó các cơng ty phải đối mặt với các ràng
buộc về tài sản thế chấp và chi phí phát hành nợ cố định nhưng có thể tích lũy tài sản tài
chính thanh khoản. Mơ hình này ngụ ý rằng các cơng ty phải đối mặt với hai đường cong
chi phí cận biên gấp khúc để tài trợ đầu tư: một đường tương ứng với việc sử dụng tài sản
lưu động (bằng phẳng cho đến khi tài sản này cạn kiệt, và sau đó trở thành đường thẳng
đứng) và đường khác tương ứng với khoản vay mới (bằng phẳng - ở mức cao hơn đòn
bẩy do chênh lệch ngoại sinh trong chi phí đi vay - cho đến khi các công ty đạt được ràng
buộc về tài sản thế chấp). Đầu tư tối ưu được xác định bởi sự kết hợp của hai đường chi
phí cận biên mà các công ty sử dụng khi tài trợ cho khoản đầu tư của họ. Nhiều công ty
không thấy đáng giá để phát hành nợ mới, do đó nguồn tài chính đầu tư cận biên của họ
là tài sản lưu động. Do đó, các cơng ty có nhiều tài sản lưu động hơn có vùng bằng phẳng
lớn hơn của đường cong chi phí tài sản lưu động và phản ứng nhanh hơn với chính sách
tiền tệ. (2018) cho rằng các doanh nghiệp trẻ phản ứng nhanh hơn với các cú sốc tiền tệ
ở Hoa Kỳ và Vương quốc Anh. Tuổi doanh nghiệp không thúc đẩy kết quả thực nghiệm
của chúng tơi, tuy nhiên, người ta có thể giải thích những phát hiện của họ thơng qua lăng
kính của mơ hình của chúng tơi. Một cách giải thích có thể xảy ra là các doanh nghiệp trẻ
phải đối mặt với đường cong chi phí cận biên dốc hơn so với các doanh nghiệp cũ, nhưng

đường chi phí cận biên của các doanh nghiệp trẻ cũng nhạy cảm hơn với chính sách tiền
tệ. Một cách giải thích khác là các đường cong lợi ích cận biên của các doanh nghiệp trẻ
tự phản ứng nhanh hơn với chính sách tiền tệ, chẳng hạn nếu nhu cầu sản phẩm của họ
nhạy cảm hơn theo chu kỳ.
H4: Tồn tại chính sách tiền tệ tối ưu trong các bối cảnh vĩ mô cụ thể.
3. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
3.1. Dữ liệu nghiên cứu
Phần này mô tả các biến ở cấp độ công ty được sử dụng trong phân tích thực nghiệm của
bài báo, dựa trên dữ liệu Bloomberg hàng quý. Định nghĩa các biến và lựa chọn mẫu tuân
theo các tiêu chuẩn trong các bài nghiên cứu trước đây (Whited, 1992; Gomes, 2001;
652


HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

Eisfeldt và Rampini, 2006; Clementi và Palazzo, 2019).
Nhóm tác giả thu thập dữ kiện tài chính của 745 cơng ty niêm yết trên hai sàn chứng
khoán HNX và HOSE từ quý 1 năm 2001 đến quý 4 năm 2019. Dữ kiện được thu thập
theo quý và tổng cộng có 27.560 quan sát theo cơng ty qua mỗi thời kì quan sát. Đồng
thời chúng tôi cũng loại bỏ những công ty tài chính ra ngồi mẫu do sự khác biệt về cấu
trúc vốn và đặc tính so với đa phần các cơng ty trong mẫu.
Thống kê tóm tắt các cú sốc chính sách tiền tệ giai đoạn 1/1/2000 đến 31/12/2020.
Các cú sốc xuất hiện "tần suất cao" được ước tính bằng cách sử dụng nghiên cứu sự kiện.
Những cú sốc "được làm mượt" được tổng hợp thành tần suất hàng quý bằng cách sử
dụng mức trung bình có trọng số.
Mơ tả dữ liệu
Mẫu của chúng tơi kết hợp các cú sốc chính sách tiền tệ với dữ liệu về tỷ giá hối đối, trái
phiếu chính phủ kỳ hạn 10 năm, lãi suất điều hành, lãi suất bán lẻ hằng ngày và dữ liệu

về lạm phát hàng quý. Các cú sốc về chính sách tiền tệ được chúng tôi đo lường các cú
sốc tiền tệ bằng cách sử dụng dữ liệu tần suất cao, phương pháp tiếp cận nghiên cứu thông
qua sự kiện do Cook và Hahn (1989). Mô phỏng phương pháp Gurkaynak, Sack và Swan
(2005) và Gorodnichenko và Weber (2016), chúng tôi tạo ra cú sốc của mình 𝜀𝑡𝑚 = 𝜏𝑡 ∗
(𝑓𝑓𝑟𝑡+𝛥+ − 𝑓𝑓𝑟𝑡−𝛥− ).

Trong đó t là thời điểm cơng bố chính sách tiền tệ, ffrt là tỷ lệ cấp vốn của Ngân hàng
Nhà nước tại thời điểm t, ∆ + và ∆− kiểm soát độ rộng của khoảng thời gian xung quanh
𝜏𝑛 (𝑡)

𝑚
thông báo, 𝜏𝑡 = 𝜏𝑛 (𝑡)−𝜏
𝑑 (𝑡)là sự điều chỉnh về thời gian thông báo trong tháng.
𝑚

𝑚

Chúng tôi tập trung vào khoảng thời gian ∆− = mười lăm phút trước khi thông báo và
∆+ = bốn mươi lăm phút sau khi thông báo. Chuỗi cú sốc của chúng tôi bắt đầu vào tháng
1 năm 2001 và kết thúc vào tháng 12 năm 2020, để tập trung vào chính sách tiền tệ thơng
thường. Trong thời gian này, đã có 164 cú sốc với giá trị trung bình xấp xỉ 0 và độ lệch
chuẩn là 9bp. Thời gian chúng tôi tổng hợp các cú sốc tần số cao với tần suất hàng quý
để hợp nhất chúng với dữ liệu cấp công ty của chúng tôi. Chúng tôi xây dựng đường trung
bình động của các cú sốc thơ được tính theo số ngày trong quý sau khi cú sốc xảy ra.
Chiến lược tổng hợp thời gian của chúng tôi đảm bảo rằng chúng tôi cân nhắc các cú sốc
bằng khoảng thời gian mà các công ty phải phản ứng với chúng. Việc lựa chọn khung
thời gian theo quý sẽ giúp quan sát tốt hơn các cú sốc chính sách tiền tệ và cách phản ứng
của doanh nghiệp với các cú sốc bao gồm quá trình hấp thụ cú sốc và phản ứng đầu tư
với các cú sốc (Jeenas (2019)).
653

HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

3.2. Xây dựng biến và mơ hình hồi quy
3.2.1. Xây dựng biến
1. Đầu tư: được định nghĩa là 𝛥 𝑙𝑜𝑔( 𝑘𝑗𝑡 𝑟𝑇 + 1) trong đó biểu thị vốn dự trữ của
cơng ty j vào cuối thời kỳ t.
2. Địn bẩy: được định nghĩa là tỷ lệ giữa tổng nợ với tổng tài sản.
3. Đòn bẩy ròng: được định nghĩa là tỷ lệ tổng nợ trừ tài sản lưu động ròng vào tổng
tài sản.
4. Khoảng cách vỡ nợ: Theo Merton (1974) và Gilchrist và Zakrajšek (2012), chúng
tôi định nghĩa biến này là 𝑑𝑑 ≡

𝑙𝑜𝑔(𝑉/𝐷)+(𝜇𝑉 −0.5𝜎𝑉2 )
𝜎𝑣

.

Trong đó: V biểu thị tổng giá trị của cơng ty, µV lợi nhuận kỳ vọng hàng năm đối với
V, σV sự biến động hàng năm của giá trị công ty và nợ của công ty D. Để ước tính giá trị
V của cơng ty, chúng tơi thực hiện theo một quy trình lặp lại, dựa trên Gilchrist và
Zakrajšek (2012) và Blanco và Navarro (2017):
i.

ii.
iii.

Đặt giá trị ban đầu cho giá trị công ty bằng tổng nợ của công ty và vốn chủ sở
hữu, V = E + D, trong đó E được đo bằng giá cổ phiếu của công ty nhân với số
lượng cổ phiếu.
Ước tính giá trị trung bình và phương sai của lợi nhuận trên giá trị công ty trong
thời hạn di chuyển 250 ngày.
Nhận ước tính mới về V cho mỗi ngày trong khoảng thời gian 250 ngày di
chuyển từ khung định giá quyền chọn Black-Scholes-Merton 𝐸 = 𝑉𝜙(𝛿1 ) −
𝑒 −𝑟𝑇 𝐷𝜙(𝛿2 ), trong đó:
𝛿1 ≡

2
𝑙𝑜𝑔(𝑉/𝐷)+(𝜇𝑉 −0.5𝜎𝑉
)

𝜎𝑣2 √𝑇

và 𝛿2 ≡ 𝛿1 − 𝜎𝑣 √𝑇 T với r là hằng số hàng ngày trong

một năm đáo hạn-lợi tức trái phiếu kho bạc Nhà nước.
iv.

Lặp lại các bước [ii.] Và [iii.] cho đến khi giá trị hội tụ.

Với cách xác định vỡ nợ theo mơ hình KMV- Merton thì biến giả đại diện cho khả
năng vỡ nợ bằng 1 nếu năm quan sát t cơng ty i có N(-d2) ≥ 0,5, được xem là có xảy ra
vỡ nợ; ngược lại được xem là không xảy ra vỡ nợ, nhận giá trị bằng 0. Cụ thể: Biến DD=1,
nếu công ty i xảy ra vỡ nợ ở năm t (N(-d2) ≥ 0,5). Các biến số dùng để tính tốn xác định
vỡ nợ theo mơ hình KMV- Merton được mô tả ở bảng dưới.

654

HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM
Biến số

Cách tính tốn

Pt
)
Pt −1

Tỷ suất sinh lợi hằng ngày
của chứng khoán

ln(

Giá trị thị trường của vốn cổ
phần

Giá cổ phiếu*số lượng cổ phiếu lưu hành

Giá trị thị trường của tài sản

Giá trị thị trường của tổng tài sản

Giá trị sổ sách của nợ

Nợ ngắn hạn +0.5*nợ dài hạn

Lãi suất phi rủi ro

Lợi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 3 năm

Độ lệch chuẩn

Độ lệch chuẩn chuỗi tỷ suất sinh lợi hàng ngày của chứng khoán giao
dịch trong năm

5. Tăng trưởng doanh số bán hàng thực: đo lường bằng chênh lệch doanh số bán hàng
qua hai kỳ quan sát liên tiếp.
6. Quy mô: được đo bằng logarit tự nhiên giá trị sổ sách của tổng tài sản.
7. Khả năng thanh toán: được định nghĩa là tỷ lệ giữa tiền mặt và các khoản đầu tư
ngắn hạn trên tổng tài sản.
8. Dòng tiền: được đo bằng EBIT chia cho vốn cổ phần.
9. Đối tượng chi trả cổ tức: được định nghĩa là một biến giả nhận giá trị bằng một
trong các quan sát quý của công ty nếu công ty trả cổ tức tiền mặt trong kỳ quan sát.
10. Biến giả ngành.
11. Phân loại địn bẩy cơng ty: biến giả nhận giá trị bằng 1 nếu cơng ty có địn bẩy
cao (nằm ở vùng giá trị phân vị thứ 3 và thứ 4 của địn bẩy ngành).
12. Tuổi cơng ty: Nhóm tác giả lấy năm tại kỳ quan sát trừ cho năm tại thời điểm
thành lập doanh nghiệp (Nguồn: Thomson Reuters). Trong đó, nếu số năm từ 1-3 năm là
doanh nghiệp “trẻ”, từ 4 cho đến 10 năm là doanh nghiệp “trung niên” và trên 10 năm là
doanh nghiệp “già” (theo Cloyne và cộng sự, (2018)).
3.2.2. Mơ hình hồi quy
Kế thừa từ mơ hình hồi quy của Cloyne và cộng sự, (2018) và Jeenas (2019)
𝑙𝑜𝑔 𝑘𝑗𝑡+ℎ − 𝑙𝑜𝑔 𝑘𝑗𝑡 = 𝛼𝑗ℎ + 𝛼𝑠𝑡ℎ + 𝛽1ℎ (𝑥𝑗𝑡−1 − 𝐸𝑗 [𝑥𝑗𝑡 ])𝜀𝑡𝑚 + 𝛽2ℎ (𝑦𝑗𝑡−1 − 𝐸𝑗 [𝑦𝑗𝑡 ])𝜀𝑡𝑚 + 𝛪ℎ 𝑍𝑗𝑡−1 + 𝑒𝑗𝑡ℎ

655

HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

Bộ thông số đầu tiên chi phối các cú sốc theo đặc điểm doanh nghiệp (ρ, σ và σω), bộ
thứ hai chi phối các ma sát với tài chính bên ngồi (ξ và α), và tập hợp thứ ba chi phối
vòng đời cơng ty (m, k0 và πd).
Trong đó Z bao gồm các biến đã được liệt kê ở mục 3.4.1.
𝛥 𝑙𝑜𝑔 𝑘𝑗𝑡+1 = 𝛼𝑗 + 𝛼𝑠𝑡 + 𝛽(𝑥𝑗𝑡−1 − 𝐸𝑗 [𝑥𝑗𝑡 ])𝜀𝑡𝑚 + 𝛪𝑍𝑗𝑡−1 + 𝑒𝑗𝑡
Trong đó 𝛼𝑗 là tác động cố định j, 𝛼𝑠𝑡 là ảnh hưởng cố định của ngành tính theo quý
𝜀𝑡𝑚

t,
là cú sốc chính sách tiền tệ hàng quý, 𝑥𝑗𝑡 ∈ {𝑙𝑗𝑡 , 𝑑𝑑𝑗𝑡 } là tỷ lệ đòn bẩy hoặc khoảng
cách đến mức vỡ nợ của cơng ty, Ej [xjt] là giá trị trung bình của xjt đối với một công ty
nhất định trong mẫu, 𝑍𝑗𝑡−1 là vectơ của kiểm soát và 𝑒𝑗𝑡 là phần dư. Hệ số quan tâm chính
của chúng tơi là β, hệ số này đo lường cách hệ số bán co giãn của đầu tư 𝛥𝑙𝑜𝑔𝑘𝑗𝑡+1 đối
với các cú sốc tiền tệ 𝜀𝑡𝑚 phụ thuộc vào sự thay đổi trong nội bộ doanh nghiệp về tình
hình tài chính 𝑥𝑗𝑡 − 𝐸𝑗 [𝑥𝑗𝑡 ].
4. Thảo luận kết quả nghiên cứu
4.1. Phản ứng của các cơng ty với chính sách tiền tệ
4.1.1. Phản ứng tổng quát của doanh nghiệp với chính sách tiền tệ
Chúng tơi ước tính các biến thể của thơng số hồi quy thực nghiệm hồi quy cơ sở:
𝛥 𝑙𝑜𝑔 𝑘𝑗𝑡+1 = 𝛼𝑗 + 𝛼𝑠𝑡 + 𝛽(𝑥𝑗𝑡−1 − 𝐸𝑗 [𝑥𝑗𝑡 ])𝜀𝑡𝑚 + 𝛪𝑍𝑗𝑡−1 + 𝑒𝑗𝑡
Trong đó 𝛼𝑗 là tác động cố định j, 𝛼𝑠𝑡 là ảnh hưởng cố định của ngành tính theo quý
𝜀𝑡𝑚

t,

là cú sốc chính sách tiền tệ hàng quý, 𝑥𝑗𝑡 ∈ {𝑙𝑗𝑡 , 𝑑𝑑𝑗𝑡 } là tỷ lệ địn bẩy hoặc khoảng
cách đến mức vỡ nợ của cơng ty, Ej [xjt] là giá trị trung bình của xjt đối với một công ty
nhất định trong mẫu, 𝑍𝑗𝑡−1 là vectơ của kiểm soát và 𝑒𝑗𝑡 là phần dư. Hệ số quan tâm chính
của chúng tơi là β, hệ số này đo lường cách hệ số bán co giãn của đầu tư 𝛥𝑙𝑜𝑔𝑘𝑗𝑡+1 đối
với các cú sốc tiền tệ 𝜀𝑡𝑚 phụ thuộc vào sự thay đổi trong nội bộ doanh nghiệp về tình
hình tài chính 𝑥𝑗𝑡 − 𝐸𝑗 [𝑥𝑗𝑡 ]. Chúng tơi khơng ước tính hồi quy với xếp hạng tín dụng
𝑥𝑗𝑡 = 𝑐𝑟𝑗𝑡 vì sự thay đổi trong nội bộ cơng ty trong xếp hạng tín dụng bị hạn chế. Xuyên
suốt, chúng tôi phân cụm các phần dư sai số theo hai cách để giải thích mối tương quan
trong công ty và trong các quý. Tác động cố định 𝛼𝑗 ghi lại sự khác biệt vĩnh viễn trong
hành vi đầu tư giữa các công ty và Các tác động cố định theo ngành theo từng quý ghi
nhận sự khác biệt về cách các lĩnh vực chịu tác động của các cú sốc tổng hợp. Véc tơ
𝑍𝑗𝑡−1 bao gồm mức độ của tình hình tài chính 𝑥𝑗𝑡−1 , tổng tài sản, tăng trưởng doanh số
bán hàng, tài sản hiện tại như một phần của tổng tài sản và giả quý tài chính. Véc tơ 𝑍𝑗𝑡−1
656


HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

cũng bao gồm sự tương tác của tình hình tài chính với tăng trưởng GDP của quý trước để
kiểm soát sự khác biệt về độ nhạy cảm theo chu kỳ giữa các công ty.
Phần này cho thấy rằng việc sử dụng sự thay đổi trong nguồn nội bộ tài chính cơng ty
với cú sốc tiền tệ 𝑥𝑗𝑡−1 − 𝐸𝑗 [𝑑𝑑𝑗𝑡−1 ] 𝜀𝑡𝑚 đảm bảo kết quả của chúng tôi không bị chi phối
bởi sự không đồng nhất vĩnh viễn trong phản ứng chính sách tiền tệ giữa các cơng ty. Ngược
lại, các cơng ty trong dữ liệu có thể khơng đồng nhất về cách họ phản ứng với chính sách
tiền tệ theo tình hình tài chính của họ 𝑥𝑗𝑡 . Ví dụ, các công ty trong các thị trường rủi ro có
thể phải chịu nhiều biến động về lãi suất hơn và cũng có nhiều khả năng vỡ nợ hơn. Nếu
thay vào đó chúng tơi đã tương tác mức độ tài chính với cú sốc tiền tệ [𝑥𝑗𝑡 ]𝜀𝑡𝑚 , sau đó kết
quả của chúng tơi sẽ được xác định một phần bởi sự khác biệt vĩnh viễn về phản ứng chính

sách. Bằng cách đánh giá vị thế tài chính trong các công ty, 𝑥𝑗𝑡−1 − 𝐸𝑗 [𝑥𝑗𝑡 ]𝜀𝑡𝑚 , ước tính
của chúng tơi là được thúc đẩy thơng qua một cơng ty xác định phản ứng với chính sách
tiền tệ khi có rủi ro vỡ nợ cao hơn hoặc thấp hơn bình thường.
Bảng 4. 1 Phản ứng của doanh nghiệp với các cú sốc tiền tệ
𝐿𝑒𝑣𝑒𝑟𝑎𝑔𝑒
× 𝑓𝑓𝑟 𝑠ℎ𝑜𝑐𝑘

(1)
-0.59**

(2)
-0.47**

(0.39)

(0.47)

𝑑𝑑 × 𝑓𝑓𝑟 𝑠ℎ𝑜𝑐𝑘

(3)

(4)
-0.36

(5)
-0.24

1.04***
(0.45)

(0.25)
1.51**
(0.51)

25102
0.241
Yes
Yes
Yes

25102
0.242
Yes
Yes
Yes

(0.62)
1.21**
(0.52)
2.04***
(0.15)
21975
0.151
Yes
No
Yes

𝑓𝑓𝑟 𝑠ℎ𝑜𝑐𝑘
Observations
𝑅2

Firm controls
Time sector FE
Time clustering

27850
0.153
No
Yes
Yes

21940
0.224
Yes
Yes
Yes

Lưu ý: kết quả từ ước tính 𝛥 𝑙𝑜𝑔 𝑘𝑗𝑡+1 = 𝛼𝑗 + 𝛼𝑠𝑞 + 𝛾𝜀𝑡𝑚 + 𝛽(𝑥𝑗𝑡−1 − 𝐸𝑗 [𝑥𝑗𝑡 ])𝜀𝑡𝑚 + 𝛪1 𝑍𝑗𝑡−1 + 𝛪2 𝑌𝑡−1 +
𝑒𝑗𝑡 , trong đó αj là hiệu ứng cố định chắc chắn, αst là hiệu ứng cố định theo từng phần tư, x jt ∈ {ljt, ddjt} là
đòn bẩy hoặc khoảng cách để vỡ nợ, Ej [xjt] là giá trị trung bình của xjt đối với hãng j trong mẫu, 𝜀𝑡𝑚 là
cú sốc tiền tệ và Zjt-1 là vectơ kiểm sốt cấp cơng ty chứa xjt-1, tăng trưởng doanh số bán hàng, quy mô, tài
sản lưu động trên tổng tài sản, một chỉ số cho quý tài chính và sự tương tác của tình hình tài chính bị suy
giảm với tăng trưởng GDP. Sai số tiêu chuẩn được phân nhóm theo hai chiều theo cơng ty và theo quý.

Kết quả: Bảng 4.1 báo cáo kết quả từ việc ước tính thơng số cơ sở (2). Chúng tơi thực
hiện hai phép chuẩn hóa để làm cho hệ số ước lượng β có thể diễn giải dễ dàng. Đầu tiên,
chúng tơi chuẩn hóa ljt địn bẩy của cơng ty 𝑙𝑗𝑡 − 𝐸𝑗 [𝑙𝑗𝑡 ] và khoảng cách đến ddjt vỡ nợ
𝑑𝑑𝑗𝑡 − 𝐸𝑗 [𝑑𝑑𝑗𝑡 ] trên toàn bộ mẫu, vì vậy đơn vị của chúng là độ lệch chuẩn đòn bẩy trong
657

HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

mẫu. Thứ hai, chúng tơi chuẩn hóa dấu hiệu của cú sốc tiền tệ 𝜀𝑡𝑚 với việc đặt một giá trị
dương tương ứng với một phần lãi suất điều hành. Ba cột đầu tiên trong Bảng 4.1 cho
thấy rằng các công ty có địn bẩy tài chính thấp hơn và khoảng cách đến mức vỡ nợ cao
hơn sẽ phản ứng nhanh hơn với các cú sốc tiền tệ 𝜀𝑡𝑚 . Cột (1) ngụ ý rằng một cơng ty có
khoảng 0,7 đơn vị độ bán co giãn của đầu tư so với chính sách tiền tệ thấp hơn khi nó
mắc nợ hơn một độ lệch chuẩn so với mức thường thấy trong mẫu của chúng tơi. Việc
thêm các kiểm sốt cấp cơng ty 𝑍𝑗𝑡−1 trong Cột (2) không làm thay đổi đáng kể ước tính
điểm này; do đó, chúng tơi tập trung vào thông số hồi quy với các điều khiển cấp công ty
𝑍𝑗𝑡−1 . Cột (3) cho thấy rằng một công ty có độ bán co giãn cao hơn khoảng 1,1 đơn vị
khi nó lệch chuẩn hơn một độ lệch chuẩn so với thơng thường. Cột (4) cho thấy rằng địn
bẩy được hiển thị có điều kiện khơng đáng kể về mặt thống kê theo khoảng cách vỡ nợ,
cho thấy rằng kết quả chủ yếu được định hướng bởi khoảng cách vỡ nợ, mà chúng tôi coi
là thước đo trực tiếp nhất của chúng tôi về rủi ro vỡ nợ. Cột (5) loại bỏ các tác động cố
định theo từng ngành để ước tính giá trị trung bình ảnh hưởng của một cú sốc tiền tệ:
𝛥 𝑙𝑜𝑔 𝑘𝑗𝑡+1 = 𝛼𝑗 + 𝛼𝑠𝑞 + 𝛾𝜀𝑡𝑚 + 𝛽(𝑥𝑗𝑡−1 − 𝐸𝑗 [𝑥𝑗𝑡 ])𝜀𝑡𝑚 + 𝛪1 𝑍𝑗𝑡−1 + 𝛪2 𝑌𝑡−1 + 𝑒𝑗𝑡
Trong đó α là một khu vực theo quý q tác động cố định theo mùa và 𝑌𝑡 là một vectơ
có độ trễ bốn thời kỳ là Tăng trưởng GDP, tỷ lệ lạm phát và tỷ lệ thất nghiệp. Đầu tư
trung bình bán độ đàn hồi là khoảng 2. Do đó, hệ số tương tác của chúng tơi trong các cột
trước đó ngụ ý Giả sử tỷ lệ khấu hao hàng năm là δ = 0,1, hệ số ước tính này ngụ ý rằng
độ biến động một phần trăm.
4.1.2. Phản ứng không đồng nhất của doanh nghiệp với các cú sốc chính sách tiền tệ
Bây giờ chúng tơi phân tích định lượng tác động của một cú sốc chính sách tiền tệ 𝜀𝑡𝑚 . Phần
4.1.2 bắt đầu phân tích bằng cách tính tốn các phản ứng xung tổng hợp đối với một cú sốc
mở rộng trong mơ hình đã hiệu chỉnh của chúng tơi. Phần 4.2.2. sau đó nghiên cứu các tác
động khơng đồng nhất của chính sách tiền tệ giữa các cơng ty, các cơng ty có rủi ro vỡ nợ
cao ít phản ứng với chính sách tiền tệ hơn. Cú sốc làm giảm lãi suất danh nghĩa và do giá cả

ổn định nên cũng làm giảm lãi suất thực. Lãi suất thực tế thấp hơn kích thích nhu cầu đầu tư
bằng cách loại bỏ lợi ích cận biên của đầu tư. Nó cũng kích thích nhu cầu tiêu dùng từ hộ gia
đình do sự thay thế tiêu chuẩn giữa các ngành. Tổng cầu hàng hóa càng cao sẽ làm thay đổi
các mức giá khác trong nền kinh tế, làm dịch chuyển thêm đường cong lợi ích biên và chi phí
cận biên cho đầu tư. Nhìn chung, đầu tư tăng khoảng 1,4%, tiêu thụ tăng 0,4% và sản lượng
tăng 0,5%. Những cường độ này nhìn chung phù hợp với tác động đỉnh điểm của các cú sốc
chính sách tiền tệ được ước tính trong Christiano, Eichenbaum và Evans (2005); đối với một
sự thay đổi có quy mơ tương tự trong lãi suất danh nghĩa, họ thấy rằng đầu tư tăng khoảng
1%, tiêu dùng tăng 0,2% và sản lượng tăng 0,5%.
658


HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

Hệ số hồi quy ngụ ý theo mơ hình để so sánh trực tiếp mơ hình của chúng tơi với dữ
liệu, chúng tơi mơ phỏng một nhóm các cơng ty phản ứng với cú sốc tiền tệ và ước tính
đặc điểm thực nghiệm của chúng tôi (2) trên dữ liệu mô phỏng:
𝛥 𝑙𝑜𝑔 𝑘𝑗𝑡+1 = 𝛼𝑗 + 𝛼𝑠𝑞 + 𝛾𝜀𝑡𝑚 + 𝛽(𝑥𝑗𝑡−1 − 𝐸𝑗 [𝑥𝑗𝑡 ])𝜀𝑡𝑚 + 𝛪1 𝑍𝑗𝑡−1 + 𝛪2 𝑌𝑡−1 + 𝑒𝑗𝑡 .
Chúng tơi tính đến việc lựa chọn mẫu bằng cách điều chỉnh các công ty đã tồn tại ít
nhất bảy năm, khoảng thời gian trung bình để IPO được báo cáo trong Wilmer (2017).
Phần này cho thấy rằng hành vi của các công ty công của mô hình so với các cơng ty tư
nhân so sánh khá tốt với dữ liệu theo các khía cạnh nhất định. Chúng tôi giả định rằng
các cú sốc tần số cao mà chúng tôi đo được trong dữ liệu là những đổi mới đối với quy
tắc Taylor trong mơ hình. Chúng tơi ước tính các hồi quy bằng cách sử dụng dữ liệu từ
một năm trước cú sốc đến mười quý sau cú sốc. Chúng tơi ước tính thực nghiệm bằng
cách sử dụng địn bẩy ljt làm thước đo tình hình tài chính xjt vì mối quan hệ tuyến tính
giữa địn bẩy và giá trị rịng của các cơng ty chỉ vỡ nợ khi giá trị nợ ròng giảm xuống
dưới mức trung bình ngành.

4.2. Đặc tính doanh nghiệp và phản ứng chính sách tiền tệ
Bảng 4.2 Đặc tính doanh nghiệp, địn bẫy và cú sốc tiền tệ
leverage × ffr shock

(1)
-0.48**
(0.17)

dd× ffr shock
sales growth× ffr
shock

-0.18
(0.34)

(2)

1.04***
(0.31)
0.04*
(0.46)

(3)
-0.57
(0.29)

(4)

(5)
-0.47**

(0.29)

1.08***
(0.32)

(6)

1.07***
(0.41)

-0.34*
(0.32)

𝑓𝑢𝑡𝑢𝑟𝑒 𝑠𝑎𝑙𝑒𝑠 𝑔𝑟𝑜𝑤𝑡ℎ
× 𝑓𝑓𝑟 𝑠ℎ𝑜𝑐𝑘

0.63
(0.44)
0.29*
(0.39)

𝑠𝑖𝑧𝑒 × 𝑓𝑓𝑟 𝑠ℎ𝑜𝑐𝑘

0.55*
(0.45)
-0.35*
(0.49)

𝑙𝑖𝑞𝑢𝑖𝑑𝑖𝑡𝑦
× 𝑓𝑓𝑟 𝑠ℎ𝑜𝑐𝑘

Observations
𝑅2
Firm controls
Time sector FE
Time clustering

(7)
-0.60**
(0.27)

21940
0.124
Yes
Yes
Yes

25102
0.141
Yes
Yes
Yes

20864
0.128
Yes
Yes
Yes

24473
0.144

Yes
Yes
Yes

21940
0.124
Yes
Yes
Yes

25102
0.141
Yes
Yes
Yes

21927
0.126
Yes
Yes
Yes

Ghi chú: kết quả từ việc ước tính các biến thể của đặc điểm hồi quy cơ sở 𝛥 𝑙𝑜𝑔 𝑘𝑗𝑡+ℎ = 𝛼𝑗ℎ + 𝛼𝑠𝑡ℎ +
𝛽𝑦 (𝑥𝑗𝑡−1 − 𝐸𝑗 [𝑥𝑗𝑡 ])𝜀𝑡𝑚 + 𝛽𝑧 𝑧𝑗𝑡−1 𝜀𝑡𝑚 + 𝛪ℎ 𝑍𝑗𝑡−1 + 𝑒𝑗𝑡ℎ trong đó Zjt − 1 là tăng trưởng doanh số bán hàng của công ty, tăng
trưởng doanh số bán hàng trong tương lai, quy mô hoặc tính thanh khoản và tất cả các biến khác được xác định trong bài
nghiên cứu hoặc ghi chú của Bảng 4.5, ngoại trừ Zjt −1 cũng bao gồm biến zjt − 1.

659

HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

Bảng hồi quy trên cho thấy ước tính điểm của biến động địn bẩy tương tự như ước
tính khoảng cách vỡ nợ, mặc dù sai số tiêu chuẩn lớn hơn do mối tương quan giữa đòn
bẩy và thanh khoản. Bằng chứng cho thấy động lực của khoảng cách đến vỡ nợ là tích
cực mạnh mẽ và đáng kể, như trong bài nghiên cứu. Trong trường hợp đó, động lực của
khả năng thanh khoản ln khơng có ý nghĩa thống kê, cho thấy rủi ro vỡ nợ là nguyên
nhân chính dẫn đến các phản ứng không đồng nhất giữa các công ty khi sử dụng biến thể
nội bộ công ty.
4.3 Tác động của chính sách tiền tệ đến doanh nghiệp
Tiểu mục này giải thích các lựa chọn trong đặc điểm hồi quy thực nghiệm cơ sở của chúng
tơi. Nhóm tác giả làm rõ loại sự khơng đồng nhất của tác động chính sách tiền tệ mà thơng
số mơ hình của chúng tơi kiểm soát bằng cách chỉ sử dụng sự thay đổi trong nội bộ cơng
ty về tình hình tài chính. Nhóm tác giả cho thấy rằng kết quả của chúng tôi mạnh mẽ về
mặt ý nghĩa kinh tế, nhưng yếu hơn về mặt định lượng, nếu chúng tơi khơng kiểm sốt sự
khác biệt về độ nhạy theo chu kỳ nền kinh tế.
Tác động của chính sách tiền tệ đến doanh nghiệp dưới sự kiểm sốt của yếu tố vĩ mơ
Nhóm tác giả thảo luận về cách cơng cụ ước tính của chúng tơi kiểm sốt sự khơng đồng
nhất trong khả năng tác động của chính sách tiền tệ bằng một ví dụ đơn giản: 𝑦𝑗𝑡 = 𝛼𝑗 +
𝜆𝑡 + 𝛽𝑗 𝜀𝑡 + 𝛾𝑥𝑗𝑡 𝜀𝑡 + 𝑒𝑗𝑡 .
Trong đó 𝑦𝑗𝑡 là kết quả quan tâm, 𝜀𝑡 là một cú sốc tổng hợp, 𝑥𝑗𝑡 là một đặc tính chắc
chắn, 𝛽𝑗 = 𝑏𝐸𝑗 [𝑥𝑗𝑡 ] là một đặc tính cố định kiểm sốt khả năng đáp ứng của 𝑦𝑗𝑡 đối với
𝜀𝑡 và 𝑒𝑗𝑡 là một thuật ngữ lỗi ngoại sinh. Trong bài nghiên cứu, kết quả của lãi suất 𝑦𝑗𝑡 là
đầu tư, đặc điểm của cơng ty 𝑥𝑗𝑡 là tình hình tài chính, và cú sốc tổng hợp 𝜀𝑡 là tiền tệ
chính sách sốc. Giả thiết 𝛽𝑗 = 𝑏𝐸𝑗 [𝑥𝑗𝑡 ] ngụ ý rằng giá trị trung bình của cơng ty vị thế tài
chính tỷ lệ thuận với sự không đồng nhất vĩnh viễn trong khả năng phản ứng của cơng ty
với chính sách tiền tệ 𝛽𝑗 . Các hệ số quan tâm được ước tính là 𝛾 đo lường sự thay đổi của
đặc tính 𝑥𝑗𝑡 ảnh hưởng đến phản ứng của 𝑦𝑗𝑡 đối với cú sốc tổng hợp 𝜀𝑡 . Chúng tôi giả

định rằng cú sốc tổng hợp 𝜀𝑡 là ngoại sinh và tương đồng với tồn bộ mẫu của 𝑥𝑗𝑡 mà
chúng tơi ký hiệu là x.
Cơng cụ ước tính tác động cố định nội bộ điển hình sẽ bị sai lệch do một biến bị vấn
đề đa cộng tuyến. Nó ước tính mơ hình sai số phần dư 𝑦𝑗𝑡 = 𝑔𝑥𝑗𝑡 𝜀𝑡 + 𝜈𝑗𝑡 . Phần dư 𝜈𝑗𝑡
bao gồm 𝑏𝑗 𝑥𝑗𝑡 𝜀𝑡 tương quan với 𝑥𝑗𝑡 𝜀 trong tương quan chéo của các cơng ty. Do đó, ước
lượng của 𝑔 sẽ khơng hội tụ với hệ số quan tâm 𝛾. Trực quan, một giá trị cao của 𝑥𝑗𝑡
trong tương quan chéo có thể ảnh hưởng đến cách doanh nghiệp phản ứng với cú sốc tổng
660


HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

hợp thông qua hệ số quan tâm 𝛾 hoặc thông qua khả năng phản ứng 𝑏𝑗 𝑥𝑗𝑡 . Công cụ ước
lượng của chúng tôi giải quyết vấn đề biến bị đa cộng tuyến bằng cách làm cho biến hồi
quy trực giao đối với các điều khoản bị đa cộng tuyến.
Ví dụ đơn giản này làm rõ rằng cơng cụ ước tính hiệu ứng cố định tiêu chuẩn sẽ mang
lại ước tính chệch về hệ số quan tâm 𝛾 nếu có sự khác biệt vĩnh viễn về cách các công ty
phản ứng với cú sốc tổng hợp 𝜀𝑡 . Bảng 4.3 cho thấy đây là trường hợp trong ứng dụng
của chúng tôi; ước tính thơng số hồi quy tiêu chuẩn.
𝛥 𝑙𝑜𝑔 𝑘𝑗𝑡+1 = 𝛼𝑗 + 𝛼𝑠𝑡 + 𝛽𝑥𝑗𝑡−1 𝜀𝑡𝑚 + 𝛪𝑍𝑗𝑡−1 + 𝑒𝑗𝑡 .
Bảng 4.3 Tác động của chính sách tiền tệ đến đầu tư của doanh nghiệp dưới sự kiểm
soát của các yếu tố vĩ mơ

leverage × ffr shock

(1)

(2)

-1.05***
(0.52)

-0.50***
(0.39)

1{cr_jt ≥ A} × ffr shock

(3)

(4)

1.54
(1.36)

dd × ffr shock

(5)

(6)

(7)

-0.89***
(0.39)
1.46

-0.70*
(0.41)

-0.75
(0.45)

0.63
(0.56)

(1.39)
0.81*
(0.52)

Observations

21940

21940

21940

15102

21940

15102

0.61
(0.44)
2.58***
(0.69)
11975

R2

0.153

0.154

0.150

0.241

0.224

0.342

0.251

Firm controls
Time sector FE
Time clustering

no
yes
yes

yes
yes
yes

yes

yes
yes

yes
yes
yes

yes
yes
yes

yes
yes
yes

yes
no
yes

ffr shock

Ghi chú: kết quả từ việc ước tính các biến thể của đặc điểm hồi quy cơ sở của phương trình ước lượng tổng quát
𝛥 𝑙𝑜𝑔 𝑘𝑗𝑡+1 = 𝛼𝑗 + 𝛼𝑠𝑡 + 𝛽𝑥𝑗𝑡−1 𝜀𝑡𝑚 + 𝛪𝑍𝑗𝑡−1 + 𝑒𝑗𝑡 , trong đó tất cả các biến được xác định như trong bài nghiên
cứu hoặc trong ghi chú cho Bảng 4.5. Chúng tơi đã chuẩn hóa địn bẩy ljt và khoảng cách vỡ nợ ddjt trên tồn bộ
mẫu, do đó đơn vị của chúng ở độ lệch chuẩn so với giá trị trung bình. Cột (7) xóa phần cố định theo q hiệu ứng
αst và ước lượng, trong đó Yt là a vectơ với bốn độ trễ của tăng trưởng GDP, tỷ lệ lạm phát và tỷ lệ thất nghiệp.

Những kết quả phù hợp về mặt chất lượng với các kết quả chính của chúng tơi theo
nghĩa là các cơng ty có địn bẩy tài chính thấp hơn hoặc khoảng cách vỡ nợ cao hơn sẽ
phản ứng nhanh hơn với chính sách tiền tệ. Tuy nhiên, những sự khác biệt này nhỏ hơn

và ít được ước tính chính xác hơn, cho thấy rằng sự không đồng nhất vĩnh viễn về khả
năng phản ứng của doanh nghiệp có liên quan về mặt định lượng trong mẫu của chúng
tôi. Bảng 4.3 cũng cho thấy rằng các cơng ty có xếp hạng tín dụng cao hơn sẽ phản ứng
nhanh hơn với những thay đổi trong chính sách tiền tệ.

661


HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

4.4.1. Tác động của chính sách tiền tệ đến lượng đầu tư của doanh nghiệp tại các chu kì
khác nhau của nền kinh tế
Bảng 4. 4 Biến động đầu tư theo cú sốc tiền tệ
(1)

(3)

(4)

-0.07
(0.38)

-0.17
(0.69)

R2

21940

0.259

0.17***
(0.01)
0.78**
(0.48)
15102
0.259

0.15***
(0.01)
0.85**
(0.57)
15102
0.260

0.16***
(0.01)
0.76*
(0.67)
11975
0.269

Firm controls
Time sector FE
Time clustering

yes
yes
yes

yes
yes
yes

yes
yes
yes

yes
no
yes

leverage × ffr shock

-0.49
(0.37)

log k jt

0.25***
(0.01)

(2)

dd × ffr shock
Observations

Kết quả từ việc ước tính các biến thể của đặc điểm hồi quy cơ sở. Sai số tiêu chuẩn
được nhóm lại theo hai chiều theo các công ty và các quý. Chúng tôi đã chuẩn hóa dấu

hiệu của cú sốc tiền tệ εmt để cú sốc tích cực có thể mở rộng (tương ứng với việc giảm
lãi suất). Chúng tơi đã tiêu chuẩn hóa địn bẩy nội bộ cơng ty (ljt - E [ljt]) và khoảng cách
trong công ty đến vỡ nợ (ddjt - E [ddjt]) trên tồn bộ mẫu, vì vậy đơn vị của chúng là tiêu
chuẩn độ lệch so với giá trị trung bình.
Bảng 4.4 cho thấy kết quả chính của chúng tơi tiếp tục được giữ vững khi chúng tơi kiểm
sốt độ trễ đầu tư. Bảng 4.4 cho thấy lý do chính của sự khác biệt này là chúng tơi sử dụng
dữ liệu hàng quý trong khi Eberly, Rebelo và Vincent (2012) sử dụng dữ liệu hàng năm. Nó
cho thấy R2 của hồi quy tăng lên khi chúng ta thực hiện các thay đổi dài hạn về vốn. Ngoài
ra, Eberly, Rebelo và Vincent (2012) chỉ sử dụng bảng điều khiển cân bằng của các công ty
lớn, trong khi chúng tôi sử dụng bảng không cân bằng của tất cả các hãng.
Đặc điểm hồi quy kinh tế lượng của chúng tôi kiểm sốt sự tương tác giữa vị thế tài
chính của cơng ty (xjt-1 - Ej [xjt]) và độ trễ của tăng trưởng GDP nhằm kiểm soát sự khác
biệt về độ nhạy cảm theo chu kỳ của nền kinh tế. Động lực của chúng tôi cho sự lựa chọn
này là các cú sốc lớn nhất trong mẫu của chúng tôi xảy ra vào hai cuộc suy thối (2008
và 2019), vì vậy chúng tôi muốn đảm bảo rằng các tác động khác nhau của chính sách
tiền tệ khơng bị thúc đẩy bởi sự khác biệt về độ nhạy cảm theo chu kỳ của nền kinh tế.
Bảng 4.4 cho thấy rằng việc loại trừ kiểm sốt này khơng ảnh hưởng đáng kể đến các
phản ứng khác biệt theo khoảng cách đến vỡ nợ. Từ kết quả trên cho thấy, chính sách tiền
tệ tác động tích cực lên lượng đầu tư doanh nghiệp mà khơng chịu tác động của chu kì
662


HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

nền kinh tế Việt Nam. Điều này hàm ý rằng việc tăng trưởng đầu tư khối doanh nghiệp
tại Việt Nam phụ thuộc vào cung tín dụng của Ngân hàng Nhà nước hơn là huy động vốn
từ thị trường chứng khốn.
4.5. Chính sách tiền tệ tối ưu và tổng lượng đầu tư của doanh nghiệp

Tại tiểu mục này, sau khi kết luận các vấn đề về phản ứng doanh nghiệp với chính sách
tiền tệ cũng như tác động của chính sách tiền tệ với lượng đầu tư doanh nghiệp, một vấn
đề được đặt ra là trong các bối cảnh vĩ mô cụ thể thì việc thiết kế chính sách tiền tệ tối ưu
nên tuân theo những tham số nào để duy trì tổng lượng đầu tư của doanh nghiệp. Nhóm
tác giả sử dụng mơ hình DSGE có ngưỡng để tìm ra các thơng số tối ưu cho chính sách
tiền tệ với những ràng buộc về lạm phát và tỷ giá hối đoái.
Bảng 4. 5 Kết quả hồi quy DSGE giữa chính sách tiền tệ tối ưu và tổng lượng đầu tư
doanh nghiệp trong bối cảnh kiểm sốt lạm phát
Phần tuyến tính
𝜌0∗
𝜌1
𝜌𝜋∗
𝜌𝑦∗
Phần phi tuyến
∗
𝜌01
𝜌11
∗
𝜌𝜋1
∗
𝜌𝑦1

Độ dốc (Slope)
Giá trị ngưỡng (Threshold)
Hệ số xác định điều chỉnh

2,458
(1,624)
0,599***
(5,358)

-0,147
(-0,301)
8,459*
(1,736)

0,056
(1,283)
0,980***
(59,493)
0,001
(0,236)
0,294*
(1,931)

0,047
(0,735)
0,982***
(113,235)
-0,002
(-0,142)
0,531*
(1,903)

5,732
(0,986)
0,0172
(0,997)
-0,191
(-0,522)
-11,879*

(-1,756)
0,591
4,406
0,813

0,547***
(2,926)
-0,0359**
(-2,460)
-0,008
(-0,679)
1,996***
(4,821)
21,158
3,431
0,969

1,506***
(4,433)
-0,0341***
(-6,080)
-0,066*
(-1,893)
0,784*
(1,680)
12,921
4,418
0,992

Ghi chú: *, **, *** lần lượt tương ứng với mức ý nghĩa thống kê là 10%, 5%, 1%. 𝜌0∗ , 𝜌1 , 𝜌𝜋∗ , 𝜌𝑦∗ tương

ứng là tỷ lệ lạm phát, tỷ giá hối đoái, tổng lượng đầu tư, cung tiền M2, biến phụ thuộc lần lượt là lãi suất
tái cấp vốn, lãi suất tái chiết khấu, lãi suất mua kỳ hạn qua OMO.

Nhìn vào kết quả nghiên cứu trên, tồn tại mối quan hệ phi tuyến giữa lãi suất điều
hành của Ngân hàng Nhà nước và tổng lượng đầu tư của các doanh nghiệp của nền kinh
tế. Trong đó, biến tỷ giá điều hành là biến chuyển tiếp giai đoạn cho thấy trong giai đoạn
biến động của nền kinh tế, độ nhạy của tỷ giá sẽ biến động theo những cú sốc tiền tệ của
những đối tác thương mại lớn của Việt Nam như: Mỹ, Trung Quốc, EU, Nhật Bản… Điều
này gây áp lực lên việc điều hành lãi suất của Ngân hàng Nhà nước trong việc duy trì một
663


HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

mức lạm phát ổn định và kích cầu đầu tư. Cụ thể, nếu tỷ giá biến động vượt mức 3% thì
lãi suất điều hành sẽ có xu hướng gia tăng trong biên độ ± 0.5 điểm phần trăm, từ đó mức
tổng lượng đầu tư sẽ có xu hướng suy giảm ở mức 0.15%.
Tuy nhiên, từ hàm hồi quy tổng thể giữa tổng lượng đầu tư của doanh nghiệp và phản
ứng với chính sách tiền tệ cho thấy việc kiểm sốt lạm phát ở mức 3.8% sẽ tạo ra dư địa
cho việc biến động tỷ giá quanh mức 2% và lãi suất điều hành sẽ dao động quanh mức
0.32%. Tại mức lãi suất này, thì tổng lượng đầu tư lại có xu hướng gia tăng ở mức 0.11%.
Vậy đây là mức lãi suất tối ưu trong việc thực hiện mục tiêu kiểm sốt lạm phát và kích
cầu đầu tư.
Trong bối cảnh Việt Nam có thể bị gán vào danh sách thao túng tiền tệ, việc can thiệp
vào thị trường ngoại hối sẽ không phát huy hiệu quả trong việc điều hành tỷ giá, từ đó sẽ
ảnh hưởng đến đầu tư của doanh nghiệp. Vì vậy, lãi suất điều hành sẽ là một công cụ hữu
hiệu trong việc điều tiết thanh khoản của thị trường, giảm sức ép lên lãi suất huy động từ
đó giảm sức ép lên chi phí lãi vay của doanh nghiệp. Từ đó cho thấy sự biến động của

các thơng số vĩ mơ có tác động đến chính sách tiền tệ theo chiều hướng bất định, việc xác
định hai thông số quan trọng là lạm phát và tổng mức đầu tư của các doanh nghiệp sẽ góp
phần quyết định vào chính sách lãi suất tối ưu.
5. Kết luận và hàm ý chính sách
5.1. Kết luận
Trong bài nghiên cứu, nhóm tác giả lập luận rằng những ma sát tài chính làm giảm phản
ứng đầu tư của các cơng ty có rủi ro vỡ nợ cao. Lập luận của nhóm tác giả có hai quan
điểm chính. Đầu tiên, với dữ liệu vi mơ nhóm tác giả nhận thấy rằng các cơng ty có tỷ lệ
địn bẩy cao hoặc xếp hạng tín dụng thấp đầu tư ít hơn đáng kể so với các cơng ty khác
sau cú sốc chính sách tiền tệ. Thứ hai, nhóm tác giả đã xây dựng một mơ hình New
Keynes của các doanh nghiệp bất đồng nhất với rủi ro vỡ nợ phù hợp về mặt định lượng
với những kết quả thực nghiệm này. Trong mơ hình, chính sách tiền tệ kích thích đầu tư
thơng qua sự kết hợp của các tác động trực tiếp và gián tiếp. Các cơng ty có rủi ro cao ít
phản ứng hơn với những thay đổi này vì chi phí tài chính đầu tư cận biên của họ cao hơn
các công ty có rủi ro thấp. Tác động tổng hợp của chính sách tiền tệ chủ yếu được thúc
đẩy bởi các doanh nghiệp có rủi ro thấp này, điều này cho thấy quan điểm: chính sách
tiền tệ có thể kém hiệu quả hơn khi rủi ro vỡ nợ trong nền kinh tế cao hơn.
Kết quả của bài nghiên cứu có thể là xu hướng mà nhà hoạch định chính sách quan
tâm, đặc biệt các nhà hoạch định quan tâm về tác động phân bổ của chính sách tiền tệ
giữa các doanh nghiệp. Một mục tiêu đáng được quan tâm của chính sách tiền tệ là cung
cấp nguồn lực cho các doanh nghiệp có khả năng nhưng bị hạn chế về tín dụng. Được
664


HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

xây dựng trên cơ chế gia tốc tài chính, cho rằng các doanh nghiệp bị hạn chế về nguồn
vốn sẽ tăng đáng kể đầu tư vốn của họ để phản ứng với chính sách tiền tệ mở rộng. Kết

quả của bài nghiên cứu ngụ ý rằng chính sách tiền tệ mở rộng sẽ kích thích các cơng ty ít
rủi ro hơn trong nền kinh tế tiền hành đầu tư.
Ngoài ra kết quả của nghiên cứu cho thấy, không nhất thiết phải duy trì một chính
sách tiền tệ để kích cầu nền kinh tế trong điều kiện nợ vay doanh nghiệp tăng cao, việc
thực thi chính sách tiền tệ phản chu kì ở Việt Nam thường không mang lại hiệu quả cao
do đặc tính phân bổ tài chính của các doanh nghiệp trong nền kinh tế Việt Nam rất khác
nhau. Vì vậy, mở rộng cung tiền hay thu hẹp cung tiền nên dựa vào vị thế tài chính của
doanh nghiệp nếu khơng sẽ xảy ra rủi ro lạm phát trong dài hạn. Việc thực thi chính sách
tiền tệ nên dựa vào 2 thông số then chốt là tỷ giá và lạm phát nhằm hạn chế các cú sốc
ngoại sinh để bảo vệ doanh nghiệp trong các chu kì kinh tế khác nhau.
5.2 Hàm ý chính sách
Bài nghiên cứu đưa ra một số hàm ý chính sách sau:
Thứ nhất, việc thực thi chính sác tiền tệ không giống nhau giữa các doanh nghiệp vì
vậy khi ban hành chính sách tiền tệ, Ngân hàng Nhà nước phải xem xét đặc tính doanh
nghiệp tại từng khu vực cụ thể để chính sách tiền tệ phát huy hiệu quả.
Thứ hai, chính sách tiền tệ có tác động đến cấu trúc vốn, vị thế tài chính, tính thanh
khoản của doanh nghiệp vì vậy chính sách tiền tệ không nên quá nới lỏng hoặc thắt chặt
quá mức sẽ dẫn đến những cú sốc đột ngột cho doanh nghiệp, trong khi đa phần doanh
nghiệp Việt Nam là doanh nghiệp trẻ sẽ khó lịng cân bằng nguồn tài chính.
Thứ ba, các doanh nghiệp nên tránh việc vay nợ quá mức khiến cho cấu trúc vốn dễ
dàng bị tác động bởi các cú sốc thị trường. Ngoài ra, doanh nghiệp phải căn cứ vào vị thế
tài chính và đặc tính doanh nghiệp để ra quyết định vay nợ hay không và linh hoạt tận
dụng các cú sốc tiền tệ để cơ cấu lại khoản nợ doanh nghiệp trong ngắn hạn và dài hạn.

665


HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

Tài liệu tham khảo
Andrews, I., M. Gentzkow, and J. Shapiro (2017): “Measuring the sensitivity of pa-rameter
estimates to estimation moments,” The Quarterly Journal of Economics, 132(4), 1553–1592.
Arellano, C., L. Maliar, S. Maliar, and V. Tsyrennikov (2016): “Envelope Con-dition Methods
with an Application to Default Risk Models,” Journal of Economic Dy-namics and Control,
69, 436–459.
Auclert, A. (2019): “Monetary policy and the redistribution channel,” American Eco-nomic
Review, 109(6), 2333–67.
Bernanke, B. S., M. Gertler, and S. Gilchrist (1999): “The financial accelerator in a quantitative
business cycle framework,” Handbook of Macroeconomics, pp. 1341–1393.
Blanco, J. A., and G. Navarro (2017): “The Unemployment Accelerator,” Working paper.
Bloom, N., M. Floetotto, N. Jaimovich, I. Saporta-Eksten, and S. J. Terry (2018): “Really
uncertain business cycles,” Econometrica, 86(3), 1031–1065.
Buera, F., and S. Karmakar (2018): “Real Effects of Financial Distress: The Role of
Heterogeneity,” Working paper.
Campbell, J. R., C. L. Evans, J. D. Fisher, and A. Justiniano (2012): “Macroe-conomic Effects of
Federal Reserve Forward Guidance,” Brookings Papers on Economic Activity, pp. 1–80.
Christiano, L. J., M. Eichenbaum, and C. L. Evans (2005): “Nominal rigidities and the dynamic
effects of a shock to monetary policy,” Journal of Political Economy, 113, 1–45.
Clausen, A., and C. Strub (2020): “Reverse calculus and nested optimization,” Journal of
Economic Theory, 187, 105019.
Clementi, G. L., and B. Palazzo (2016): “Entry, exit, firm dynamics, and aggregate fluctuations,”
American Economic Journal: Macroeconomics, 8(3), 1–41.
(2019): “Investment and the Cross-Section of Equity Returns,” The Journal of Finance, 74(1),
281–321.
Cloyne, J., C. Ferreira, M. Froemel, and P. Surico (2018): “Monetary Policy, Corporate Finance
and Investment,” National Bureau of Economic Research w25366.
Cook, T., and T. Hahn (1989): “The effect of changes in the federal funds rate target on market
interest rates in the 1970s.,” Journal of Monetary Economics, 24, 331–351.

Cooper, R. W., and J. C. Haltiwanger (2006): “On the nature of capital adjustment costs,” The
Review of Economic Studies, 73, 611–633.
Crouzet, N., and N. Mehrotra (2020): “Small and Large Firms Over the Business Cycle,” Working paper.
666


HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

Davis, S. J., R. J. Faberman, J. C. Haltiwanger, and I. Rucker (2010): “Adjusted Estimates of
Worker Flows and Job Openings in JOLTS,” Labor in the New Economy, 71, 187.
Davis, S. J., J. Haltiwanger, R. Jarmin, and J. Miranda (2006): “Volatility and dispersion in
business growth rates: Publicly traded versus privately held firms,” NBER Macroeconomics
Annual, 21, 107–179.
Dinlersoz, E., S. Kalemli-Ozcan, H. Hyatt, , and V. Penciakova (2018): “Lever-age over the life
cycle and implications for firm growth and shock responsiveness,” National Bureau of
Economic Research w25226.
Eberly, J., S. Rebelo, and N. Vincent (2012): “What Explains the Lagged-Investment Dynamics?”
Journal of Monetary Economics, 59, 370–380.
Eisfeldt, A. L., and A. A. Rampini (2006): “Capital Reallocation and Liquidity,” Journal of
Monetary Economics, 53, 369–399.
Foster, L., J. Haltiwanger, and C. Syverson (2016): “The Slow Growth of New
Plants: Learning About Demand?” Economica, 83, 91–129.
Gavazza, A., S. Mongey, and G. L. Violante (2018): “Aggregate recruiting intensity,” American
Economic Review, 108(8), 2088–2127.
Gertler, M., and S. Gilchrist (1994): “Monetary Policy, Business Cycles, and the Behavior of
Small Manufacturing Firms,” The Quarterly Journal of Economics, pp. 309– 340.
Gertler, M., and P. Karadi (2015): “Monetary Surprises, Credit Costs, and Economic
Activity,” American Economic Journal: Macroeconomics, 7, 44–76.

Gilchrist, S., and E. Zakrajšek (2012): “Credit spreads and business cycle fluctua-tions,”
American Economic Review, 102(4), 1692–1720.
Gomes, J. (2001): “Financing Investment,” The American Economic Review, pp. 1263– 1285.
Gomes, J., U. Jermann, and L. Schmid (2016): “Sticky leverage,” American Economic Review,
106(12), 3800–3828.
Gorodnichenko, Y., and M. Weber (2016): “Are sticky prices costly? Evidence from the stock
market,” The American Economic Review, 106, 165–199.
Gurkaynak, R. S., B. Sack, and E. T. Swanson (2005): “Do Actions Speak Louder Than Words?
The Response of Asset Prices to Monetary Policy Actions and Statements,” International
Journal of Central Banking.
Jeenas, P. (2019): “Firm Balance Sheet Liquidity, Monetary Policy Shocks, and Investment
Dynamics,” Working paper.
Jorda, O. (2005): “Estimation and Inference of Impulse Responses by Local Projections,”
667


HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC GIA

ĐỊNH HÌNH LẠI HỆ THỐNG TÀI CHÍNH TỒN CẦU VÀ CHIẾN LƯỢC CỦA VIỆT NAM

The American Economic Review, 95, 161–182.
Kaplan, G., B. Moll, and G. L. Violante (2018): “Monetary policy according to HANK,”
American Economic Review, 108(3), 697–743.
Karabarbounis, L., and B. Neiman (2013): “The Global Decline of the Labor Share,” The
Quarterly Journal of Economics, 129, 61–103.
Khan, A., T. Senga, and J. Thomas (2016): “Default Risk and Aggregate Fluctuations in an
Economy with Production Heterogeneity,” Working paper.
Khan, A., and J. Thomas (2008): “Idiosyncratic Shocks and the Role of Nonconvexities in Plant
and Aggregate Investment Dynamics,” Econometrica, 76, 395.
Koby, Y., and C. Wolf (2020): “Investment Stimulus: From Micro Elasticities to Macro

Counterfactuals,” Working paper.
McKay, A., E. Nakamura, and J. Steinsson (2016): “The power of forward guidance revisited,”
American Economic Review, 106(10), 3133–58.
McKay, A., and J. F. Wieland (2020): “Lumpy Durable Consumption Demand and the Limited
Ammunition of Monetary Policy,” Working paper.
Merton, R. C. (1974): “On the pricing of corporate debt: The risk structure of interest rates,” The
Journal of Finance, 29, 449–47.

668