Ảnh hưởng của biến động dòng tiền đến cấu trúc vốn của các công ty niêm yết trong bối cảnh đại dịch COVID-19

Đỗ Thị Thanh Nhàn

Khoa Tài chính Ngân hàng, Trường Đại học Tôn Đức Thắng

Email: [email protected]

Tóm tắt

Nghiên cứu phân tích ảnh hưởng của biến động dòng tiền đến cấu trúc vốn của các công ty phi tài chính niêm yết tại Việt Nam. Cấu trúc vốn được đo lường thông qua Tỷ lệ tổng nợ trên Tổng tài sản và Tỷ lệ nợ ngắn hạn trên Tổng tài sản của 406 doanh nghiệp niêm yết trên HOSE và HNX trong giai đoạn 2015-2024. Kết quả nghiên cứu cho thấy, Biến động dòng tiền có quan hệ ngược chiều với Tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản và cùng chiều với Tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản. Nghĩa là, doanh nghiệp phản ứng với dòng tiền bằng cách thu hẹp đòn bẩy tổng thể, nghiêng sang nợ có kỳ hạn ngắn hơn. Trong thời gian COVID-19, biến động dòng tiền tác động ngược chiều đến cấu trúc vốn. Kết quả nhấn mạnh vai trò của dự báo dòng tiền, dự phòng thanh khoản và các cơ chế tín dụng linh hoạt đối với khả năng chống chịu tài chính trước các cú sốc của hệ thống.

Từ khóa: Biến động dòng tiền, cấu trúc vốn, nợ ngắn hạn, COVID-19

Abstract

This study examines the effect of cash flow volatility on the capital structure of non-financial listed companies in Viet Nam. Capital structure is measured using the total debt-to-total assets ratio and the short-term debt-to-total assets ratio for 406 companies listed on HOSE and HNX during the 2015-2024 period. The results show that cash flow volatility is negatively associated with the total debt-to-total assets ratio but positively associated with the short-term debt-to-total assets ratio. This indicates that firms respond to cash flow volatility by reducing overall leverage while shifting toward shorter-term debt. During the COVID-19 period, cash flow volatility negatively affected the capital structure. The findings highlight the importance of cash flow forecasting, liquidity buffers, and flexible credit mechanisms in strengthening financial resilience to systemic shocks.

Keywords: Cash flow volatility, capital structure, short-term debt, COVID-19

GIỚI THIỆU

Quyết định về cấu trúc vốn phản ánh sự lựa chọn của doanh nghiệp giữa nợ và vốn chủ sở hữu nhằm tài trợ cho hoạt động kinh doanh và các cơ hội tăng trưởng. Việc sử dụng nợ tạo ra lợi ích từ lá chắn thuế và có thể góp phần hạn chế chi phí đại diện (Jensen và Meckling, 1976). Tuy nhiên, các nghĩa vụ thanh toán cố định cũng làm gia tăng rủi ro kiệt quệ tài chính, đặc biệt đối với các doanh nghiệp có dòng tiền không ổn định. Do đó, biến động dòng tiền (cash flow volatility - CFV) có thể ảnh hưởng đồng thời đến mức độ sử dụng nợ và cơ cấu kỳ hạn nợ của doanh nghiệp.

Theo Lý thuyết đánh đổi (Myers, 1984), CFV cao làm gia tăng chi phí kiệt quệ tài chính kỳ vọng, qua đó khuyến khích doanh nghiệp giảm tỷ lệ nợ tối ưu. Ngược lại, theo Lý thuyết trật tự phân hạng (Myers và Majluf, 1984), sự thiếu hụt nguồn vốn nội bộ có thể làm gia tăng nhu cầu vay nợ do doanh nghiệp ưu tiên sử dụng nợ hơn là phát hành cổ phần. Tuy nhiên, CFV cao có thể làm suy giảm năng lực trả nợ và chất lượng tín dụng, từ đó làm tăng chi phí vay và thu hẹp khả năng tiếp cận vốn vay của doanh nghiệp (Keefe và Yaghoubi, 2016; Memon và cộng sự, 2018; Keefe và Nguyen, 2023). Vì vậy, tác động của CFV đến cấu trúc vốn không chỉ phụ thuộc vào nhu cầu tài trợ của doanh nghiệp mà còn chịu sự chi phối bởi các ràng buộc từ phía cung cấp tín dụng (Leary, 2009; Lemmon và Roberts, 2010).

Một số nghiên cứu cho thấy, doanh nghiệp gia tăng vay nợ để bù đắp thâm hụt dòng tiền và duy trì nhu cầu tài trợ (Denis và McKeon, 2012; Shubita, 2023). Trong khi đó, các nghiên cứu khác ghi nhận rằng, doanh nghiệp có CFV cao thường giảm tổng nợ hoặc nợ dài hạn, đồng thời chuyển sang các khoản nợ ngắn hạn (Keefe và Yaghoubi, 2016; Memon và cộng sự, 2018; Keefe và Nguyen, 2023). Sự khác biệt giữa các kết quả có thể xuất phát từ đặc điểm thể chế, mức độ phát triển của thị trường vốn, tính minh bạch của thông tin và khả năng tiếp cận tín dụng ở từng quốc gia. Tuy nhiên, bằng chứng về cách doanh nghiệp đồng thời điều chỉnh quy mô và kỳ hạn nợ trước biến động dòng tiền, đặc biệt trong điều kiện xảy ra cú sốc hệ thống, vẫn còn hạn chế ở các thị trường mới nổi.

Các doanh nghiệp Việt Nam phù hợp để phân tích CFV do nguồn vốn phụ thuộc đáng kể vào tín dụng ngân hàng, trong khi thị trường trái phiếu doanh nghiệp chưa phát triển đồng đều và khả năng tiếp cận nguồn vốn dài hạn còn hạn chế. Đặc điểm này khiến quyết định cấu trúc vốn của doanh nghiệp chịu ảnh hưởng đồng thời bởi nhu cầu tài trợ nội bộ và chính sách cấp tín dụng của ngân hàng. Đại dịch COVID-19 tiếp tục làm rõ cơ chế trên khi cú sốc này gây gián đoạn doanh thu, chuỗi cung ứng và vốn lưu động, qua đó làm gia tăng rủi ro thanh khoản và nhu cầu tài trợ từ bên ngoài. Đồng thời, mức độ bất định cao có thể khiến các tổ chức tín dụng thắt chặt các tiêu chuẩn cho vay. Vì vậy, COVID-19 có khả năng làm thay đổi cả nhu cầu vay nợ lẫn khả năng tiếp cận tín dụng của doanh nghiệp.

Trên cơ sở đó, nghiên cứu phân tích tác động của CFV đến đòn bẩy và mức độ sử dụng nợ ngắn hạn của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam, đồng thời xem xét liệu tác động này có thay đổi trong giai đoạn COVID-19 hay không.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Cơ sở lý thuyết và giả thuyết nghiên cứu

Lý thuyết đánh đổi cho rằng, doanh nghiệp chỉ nên tăng nợ đến khi lợi ích biên của lá chắn thuế bằng chi phí biên kỳ vọng của kiệt quệ tài chính (Modigliani và Miller, 1958). CFV làm giảm khả năng dự báo nguồn tiền để trả lãi và gốc, qua đó làm tăng xác suất vi phạm cam kết, chi phí tái tài trợ và rủi ro phá sản. Doanh nghiệp có dòng tiền biến động mạnh, vì vậy cần duy trì mức nợ mục tiêu thấp hơn hoặc ưu tiên các khoản vay có khả năng điều chỉnh nhanh. Han và Qiu (2007) cho thấy, rủi ro dòng tiền làm tăng động cơ nắm giữ tiền phòng ngừa; còn Keefe và Yaghoubi (2016) ghi nhận CFV gắn với việc giảm nợ dài hạn. Kỳ hạn ngắn giúp doanh nghiệp điều chỉnh lượng vốn vay theo chu kỳ hoạt động, nhưng đồng thời tạo rủi ro tái cấp vốn. Vì vậy, dấu hiệu tác động lên SDA không thể xác định trước về mặt lý thuyết mà phụ thuộc vào các điều kiện tín dụng.

Theo Myers và Majluf (1984), bất đối xứng thông tin khiến việc phát hành cổ phiếu có chi phí cao, nên doanh nghiệp ưu tiên lợi nhuận giữ lại, tiếp theo là nợ và cuối cùng là huy động vốn chủ sở hữu. Khi dòng tiền nội bộ suy giảm, doanh nghiệp có thể tăng mức vay để bù đắp sự thiếu hụt. Tuy nhiên, CFV cao làm tín hiệu về chất lượng tín dụng kém rõ ràng hơn, khiến chủ nợ tăng lãi suất, yêu cầu tài sản bảo đảm hoặc bổ sung các điều khoản hạn chế. Trong các thị trường mới nổi, bất đối xứng thông tin thường lớn hơn và nguồn vốn dài hạn kém đa dạng, nên doanh nghiệp có xu hướng dựa vào nợ ngắn hạn nhờ quy trình phê duyệt nhanh và gắn với chu kỳ vốn lưu động. Bằng chứng từ kết quả nghiên cứu của Memon và cộng sự (2018) tại Trung Quốc và của Keefe và Nguyen (2023) cho thấy, rủi ro dòng tiền ảnh hưởng không chỉ đến mức độ đòn bẩy mà còn đến lựa chọn kỳ hạn nợ.

Bằng chứng thực nghiệm hiện có chia thành 2 hướng: (1) Nhấn mạnh nhu cầu bù đắp thiếu hụt tài chính và ghi nhận quan hệ cùng chiều giữa sự biến động của dòng tiền và đòn bẩy trong một số mẫu doanh nghiệp; (2) Nhấn mạnh chi phí kiệt quệ và hạn chế tín dụng, cho thấy CFV làm giảm tổng nợ hoặc nợ dài hạn. Đối với Việt Nam, nghiên cứu của Hong và Hung (2022) ghi nhận mối quan hệ âm giữa CFV và các chỉ tiêu nợ. Tuy nhiên, việc chỉ xem xét tổng đòn bẩy có thể bỏ qua phản ứng thay thế kỳ hạn: một doanh nghiệp có thể giảm nợ tổng thể nhưng vẫn tăng tỷ trọng nợ ngắn hạn để xử lý thiếu hụt vốn lưu động. Nghiên cứu, xây dựng giả thuyết riêng cho từng thước đo cấu trúc vốn như sau:

H1a: Biến động dòng tiền có ảnh hưởng ngược chiều đến Tỷ lệ tổng nợ trên Tổng tài sản.

H1b: Biến động dòng tiền có ảnh hưởng cùng chiều đến Tỷ lệ nợ ngắn hạn trên Tổng tài sản.

COVID-19 là một cú sốc đối với dòng tiền và khả năng thanh toán của các doanh nghiệp. Doanh thu sụt giảm, gián đoạn chuỗi cung ứng và nhu cầu vốn lưu động gia tăng khiến nhiều doanh nghiệp phát sinh thiếu hụt thanh khoản, trong khi mức độ bất định cao khiến các tổ chức cho vay điều chỉnh khẩu vị rủi ro và thắt chặt tiêu chuẩn tín dụng. Khan (2022) cho thấy các doanh nghiệp bị hạn chế về tài chính chịu tác động mạnh hơn, còn He và cộng sự (2022) ghi nhận rằng doanh nghiệp gia tăng tích lũy tiền mặt để phòng ngừa biến động của nền kinh tế. Nếu doanh nghiệp tiếp cận được hạn mức tín dụng, nợ ngắn hạn có thể đóng vai trò cầu nối thanh khoản, nhưng khi cả dòng tiền và chất lượng tín dụng cùng xấu đi, doanh nghiệp có thể buộc phải giảm mọi loại nợ để bảo vệ khả năng thanh toán. Nghiên cứu kỳ vọng rằng, đại dịch làm cho tác động của CFV lên mức sử dụng nợ trở nên lớn hơn. Do đó, giả thuyết được đưa ra như sau:

H2: Đại dịch COVID-19 làm gia tăng tác động tiêu cực của Biến động dòng tiền đối với mức độ sử dụng nợ của doanh nghiệp.

Phương pháp nghiên cứu

Mô hình được đề xuất như sau:

CAPS(i,t) = α + ρCAPS(i,t-1) + β₁CFV(i,t) + γControls(i,t) + μi + ε(i,t) (1)

Mô hình kiểm định vai trò điều tiết của đại dịch có dạng:

CAPS(i,t) = α + ρCAPS(i,t-1) + β₁CFV(i,t) + β₂[CFV(i,t) × COVID(t)] + γControls(i,t) + μi + ε(i,t) (2)

Trong đó, CAPS lần lượt là TDA và SDA; controls gồm: SIZE, FGR, PROF, GDP và INF; μi đại diện cho các đặc điểm doanh nghiệp không quan sát được và ε(i,t) là sai số ngẫu nhiên (Bảng 1).

Bảng 1: Định nghĩa và đo lường các biến

Nguồn: Tác giả tổng hợp từ Keefe và Yaghoubi (2016), Memon và cộng sự (2018), Hong và Hung (2022)

Nghiên cứu sử dụng GMM cho dữ liệu bảng động theo khung của Arellano và Bover (1995) và Blundell và Bond (1998), với các độ trễ thích hợp của biến nội sinh làm công cụ. Kiểm định Arellano-Bond AR(2) đánh giá tự tương quan bậc hai của sai phân phần dư và kiểm định Hansen đánh giá tính hợp lệ của bộ công cụ.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Thống kê mô tả

Bảng 2: Thống kê mô tả các biến

Nguồn: Tác giả tổng hợp và tính toán từ dữ liệu nghiên cứu

Thống kê mô tả (Bảng 2) cho thấy, TDA trung bình = 0,2798, trong khi SDA trung bình = 0,1891, cho thấy nợ ngắn hạn chiếm phần lớn tổng nợ của doanh nghiệp trong mẫu, phản ánh sự phụ thuộc vào nguồn vốn ngắn hạn tại thị trường Việt Nam. CFV có độ lệch chuẩn lớn hơn nhiều lần giá trị trung bình và chênh lệch giữa giá trị lớn nhất và giá trị trung bình rất cao, cho thấy phân phối lệch phải mạnh; đặc điểm này củng cố sự cần thiết của việc xử lý ngoại lệ và kiểm tra độ nhạy đối với các phương pháp chuẩn hóa CFV.

Tương quan và đa cộng tuyến

Bảng 3: Ma trận tương quan giữa các biến giải thích

Ghi chú: ** và * lần lượt biểu thị mức ý nghĩa 5% và 10%. VIF trung bình = 1,04

Nguồn: Tác giả tính toán

Dữ liệu (Bảng 3) cho thấy, giá trị tuyệt đối của các hệ số tương quan đều thấp hơn 0,60, do đó, đa cộng tuyến không đáng kể. Tương quan âm giữa SIZE và CFV hàm ý rằng, các doanh nghiệp lớn có dòng tiền ổn định hơn, phù hợp với lợi thế đa dạng hóa hoạt động và khả năng tiếp cận vốn.

Kết quả ước lượng GMM động

Bảng 4: Kết quả ước lượng GMM động

Ghi chú: Thống kê t/z trong ngoặc vuông. ***, ** và * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. CAPS là TDA ở cột (1)-(2) và SDA ở cột (3)-(4)

Nguồn: Tác giả tính toán

Kết quả ước lượng (Bảng 4) cho thấy, hệ số của CFV đối với TDA = -0,000432 và có ý nghĩa ở mức 5%, ủng hộ H1a. Khi biến động dòng tiền tăng, doanh nghiệp giảm tổng nợ nhằm hạn chế nghĩa vụ thanh toán cố định và rủi ro kiệt quệ, nhất quán với Keefe và Yaghoubi (2016), Memon và cộng sự (2018) và Hong và Hung (2022). Ngược lại, hệ số của CFV đối với SDA = 0,00224 và có ý nghĩa ở mức 1%, ủng hộ H1b. Kết quả nghiên cứu không đưa ra kiến nghị rằng, doanh nghiệp nên gia tăng đòn bẩy tổng thể, mà hàm ý là thay thế một phần nguồn vốn dài hạn bằng nợ ngắn hạn, sử dụng loại nợ tài trợ vốn lưu động và bù đắp chênh lệch tạm thời giữa dòng thu và dòng chi, song đồng thời làm gia tăng rủi ro tái cấp vốn.

Trong mô hình có tương tác, hệ số CFV × COVID mang dấu âm ở cả 2 phương trình: -0,164 đối với TDA và -0,0384 đối với SDA, đều có ý nghĩa ở mức 10%. Do tác động trong đại dịch được tính bằng tổng của hệ số CFV và hệ số tương tác, ước lượng điểm của tác động biên đối với TDA là 0,00177 - 0,164 = -0,16223 và đối với SDA là 0,00195 - 0,0384 = -0,03645. Các ước lượng điểm, do đó, hàm ý mối quan hệ chuyển sang âm đối với cả tổng nợ lẫn nợ ngắn hạn, ủng hộ H2 và cho thấy trong khủng hoảng, kênh hạn chế tín dụng và động cơ bảo toàn thanh khoản lấn át nhu cầu vay ngắn hạn để bù đắp thiếu hụt dòng tiền.

Kết quả thực nghiệm cho thấy, quyết định cấu trúc vốn của doanh nghiệp Việt Nam bao gồm 2 phản ứng diễn ra đồng thời: Khi dòng tiền biến động, doanh nghiệp giảm đòn bẩy tổng thể nhằm hạn chế rủi ro thanh toán, nhưng trong điều kiện thông thường vẫn sử dụng nợ ngắn hạn như một công cụ linh hoạt. Phản ứng này phù hợp với đặc điểm của một hệ thống tài chính nơi tín dụng ngân hàng và tài trợ vốn lưu động giữ vai trò chủ đạo; Khi cú sốc dòng tiền lan rộng trên toàn nền kinh tế, rủi ro đối với người vay và mức độ thận trọng của người cho vay cùng gia tăng, doanh nghiệp không chỉ khó tiếp cận nợ dài hạn mà ngay cả tín dụng ngắn hạn cũng không còn là nguồn bù đắp dễ dàng. Điều này lý giải vì sao ước lượng điểm tác động biên đối với SDA chuyển sang âm. Kết quả tương thích với bằng chứng về hạn chế tài chính trong đại dịch (Khan, 2022) và về động cơ gia tăng dự phòng thanh khoản (He và cộng sự, 2022).

KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý

Kết quả nghiên cứu cho thấy, biến động dòng tiền có quan hệ ngược chiều với Tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản và cùng chiều với Tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản. Trong thời gian COVID-19, biến động dòng tiền tác động ngược chiều đến cấu trúc vốn. Kết quả nhấn mạnh vai trò của dự báo dòng tiền, dự phòng thanh khoản và các cơ chế tín dụng linh hoạt đối với khả năng chống chịu tài chính trước các cú sốc của hệ thống.

Kết quả gợi ý dự báo, dòng tiền cần được tích hợp vào quyết định cấu trúc vốn thông qua các kịch bản về nền kinh tế, suy giảm doanh thu và gián đoạn chuỗi cung ứng; mỗi kịch bản gắn với ngưỡng thanh khoản tương ứng. Ngoài ra, nợ ngắn hạn không đồng nghĩa với tính linh hoạt: công cụ này xử lý được thiếu hụt tạm thời, nhưng mức tập trung đáo hạn cao làm gia tăng rủi ro thanh khoản khi thị trường tín dụng thu hẹp. Cuối cùng, đối với doanh nghiệp có CFV cao, bộ đệm tiền mặt và các cam kết tín dụng nên được thiết lập trước khi cú sốc xảy ra, đi kèm với quản trị vốn lưu động.

Ở cấp độ chính sách, các cơ chế bảo lãnh tín dụng và chia sẻ rủi ro nên được thiết kế có mục tiêu, dựa trên mức độ biến động dòng tiền và khả năng phục hồi của doanh nghiệp thay vì hỗ trợ đồng đều. Song song đó, việc nâng cao chất lượng công bố thông tin và chuẩn hóa dữ liệu dòng tiền góp phần giảm bất đối xứng thông tin giữa doanh nghiệp và các chủ nợ. Thị trường trái phiếu doanh nghiệp cùng các kênh vốn dài hạn cần được phát triển theo hướng minh bạch, có xếp hạng tín nhiệm và bảo vệ nhà đầu tư, qua đó giảm sự phụ thuộc quá mức vào nợ ngắn hạn.

(*) Lời cảm ơn: Nghiên cứu này được tài trợ bởi Trường Đại học Tôn Đức Thắng trong Đề tài mã số FOSTECT.2025.17.

Tài liệu tham khảo:

1. Arellano, M., and Bover, O. (1995). Another look at the instrumental variable estimation of error-components models. Journal of Econometrics, 68(1), 29-51.

2. Blundell, R., and Bond, S. (1998). Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel data models. Journal of Econometrics, 87(1), 115-143.

3. Denis, D. J., and McKeon, S. B. (2012). Debt financing and financial flexibility: Evidence from proactive leverage increases. Review of Financial Studies, 25(6), 1897-1929. https://doi.org/10.1093/rfs/hhs005

4. Han, S., and Qiu, J. (2007). Corporate precautionary cash holdings. Journal of Corporate Finance, 13(1), 43-57.

5. He, Z., Suardi, S., Wang, K., and Zhao, Y. (2022). Firms' COVID-19 pandemic exposure and corporate cash policy: Evidence from China. Economic Modelling, 116, 105999.

6. Hong, N. T. X., and Hung, D. N. (2022). Impact of cash flow volatility and debt structure in context of COVID pandemic: A study in Vietnam. Quality - Access to Success, 23(186), 262-268.

7. Jensen, M. C., and Meckling, W. H. (1976). Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics, 3(4), 305-360.

8. Keefe, M. O. C., and Nguyen, P. H. (2023). The influence of cash flow volatility on firm use of debt of different maturities or zero-debt: International evidence. International Review of Economics & Finance, 86, 684-700.

9. Keefe, M. O. C., and Yaghoubi, M. (2016). The influence of cash flow volatility on capital structure and the use of debt of different maturities. Journal of Corporate Finance, 38, 18-36.

10. Khan, S. U. (2022). Financing constraints and firm-level responses to the COVID-19 pandemic: International evidence. Research in International Business and Finance, 59, 101545.

11. Leary, M. T. (2009). Bank loan supply, lender choice, and corporate capital structure. The Journal of Finance, 64(3), 1143-1185.

12. Lemmon, M., and Roberts, M. R. (2010). The response of corporate financing and investment to changes in the supply of credit. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 45(3), 555-587.

13. Memon, Z. A., Chen, Y., Tauni, M. Z., and Ali, H. (2018). The impact of cash flow volatility on firm leverage and debt maturity structure: Evidence from China. China Finance Review International, 8(1), 69-91.

14. Modigliani, F., and Miller, M. H. (1958). The cost of capital, corporation finance and the theory of investment. American Economic Review, 48(3), 261-297.

15. Myers, S. C. (1984). The capital structure puzzle. The Journal of Finance, 39(3), 574-592.

16. Myers, S. C., and Majluf, N. S. (1984). Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have. Journal of Financial Economics, 13(2), 187-221.

17. Shubita, M. F. (2023). Cash flow volatility and leverage: Evidence from non-financial Jordanian companies. Investment Management and Financial Innovations, 20(2), 286-294.