Ảnh hưởng của tài chính hóa đến hiệu quả đầu tư thực của công ty phi tài chính và vai trò trung gian của hạn chế tài chính

Phạm Quốc Việt

Trường Đại học Tài chính - Marketing; Email: [email protected]

Ngô Văn Toàn

Trường Đại học Tài chính - Marketing ; Email: [email protected]

Tóm tắt

Nghiên cứu này phân tích tác động của tài chính hóa doanh nghiệp đến hiệu quả đầu tư thực và kiểm định vai trò trung gian của hạn chế tài chính tại các công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam (HOSE và HNX) giai đoạn 2010-2025. Sử dụng mẫu gồm 589 doanh nghiệp với 7.417 quan sát và phương pháp ước lượng GMM hệ thống 2 bước, nghiên cứu phát hiện tài chính hóa có tác động trực tiếp tích cực giúp giảm mức độ đầu tư kém hiệu quả, ủng hộ hiệu ứng dự trữ thanh khoản. Tuy nhiên, tài chính hóa cũng làm gia tăng hạn chế tài chính của doanh nghiệp, và hạn chế tài chính này gián tiếp làm giảm hiệu quả đầu tư thực. Kết quả kiểm định xác nhận hạn chế tài chính đóng vai trò trung gian cạnh tranh, nhưng tác động ròng của tài chính hóa vẫn mang tính tích cực do tác động trực tiếp chiếm ưu thế. Nghiên cứu cung cấp các hàm ý quản trị quan trọng cho doanh nghiệp phi tài chính trong việc cân đối cấu trúc tài sản và gợi ý chính sách cho các cơ quan quản lý vĩ mô.

Từ khóa: Tài chính hóa doanh nghiệp, hiệu quả đầu tư thực, hạn chế tài chính

Abstract

This study examines the impact of corporate financialization on real investment efficiency and tests the mediating role of financial constraints among non-financial firms listed on Viet Nam’s stock market (HOSE and HNX) over the 2010-2025 period. Using a sample of 589 firms with 7,417 observations and the two-step system generalized method of moments (GMM) estimator, the study finds that financialization has a positive direct effect on reducing investment inefficiency, supporting the liquidity reserve effect. However, financialization also increases firms’ financial constraints, thereby indirectly reducing the efficiency of real investment. The empirical tests confirm that financial constraints play a competitive mediating role, but the net effect of financialization remains positive because its direct effect dominates. The study provides important managerial implications for non-financial firms seeking to balance their asset structures and offers policy recommendations for macroeconomic regulators.

Keywords: Corporate financialization, real investment efficiency, financial constraints

ĐẶT VẤN ĐỀ

Quyết định đầu tư vào tài sản cố định, nhà xưởng, máy móc thiết bị và hoạt động nghiên cứu và phát triển (R&D) đóng vai trò là động lực tăng trưởng cốt lõi cho năng lực cạnh tranh dài hạn của các doanh nghiệp phi tài chính. Tuy nhiên, trong điều kiện thị trường vốn không hoàn hảo, các ma sát thị trường như bất cân xứng thông tin và chi phí đại diện thường kéo kết quả đầu tư thực lệch khỏi mức tối ưu (Richardson, 2006). Sự lệch hướng này tạo nên tình trạng đầu tư kém hiệu quả, biểu hiện dưới 2 dạng thức: đầu tư quá mức (đầu tư vào các dự án có giá trị hiện tại thuần âm (NPV < 0) nhằm mục tiêu tư lợi của ban quản lý), và đầu tư dưới mức (bỏ lỡ các cơ hội đầu tư tốt có giá trị hiện tại thuần dương (NPV > 0) do thiếu hụt nguồn lực tài chính) (Akron và cộng sự, 2022; Hossain và cộng sự, 2024).

Song song với đó, xu hướng tài chính hóa doanh nghiệp là việc các công ty phi tài chính gia tăng tỷ trọng phân bổ vốn vào các tài sản tài chính thay vì mở rộng năng lực sản xuất cốt lõi, đã trở thành một hiện tượng nổi bật trên toàn cầu và tại Việt Nam. Nền kinh tế Việt Nam đang trong giai đoạn phát triển và chuyển đổi chiều sâu, với đặc trưng nổi bật là cấu trúc hệ thống tài chính dựa vào ngân hàng (Huynh, 2024). Các doanh nghiệp phi tài chính lệ thuộc vào nguồn vốn vay ngân hàng để tài trợ cho các quyết định đầu tư thực tế dài hạn. Trong bối cảnh đó, rào cản hạn chế tài chính là một nút thắt vô cùng nhạy cảm đối với hiệu quả sử dụng vốn của các doanh nghiệp trong nước. Sự dịch chuyển nguồn lực sang các tài sản tài chính như một chiến lược quản trị thanh khoản hoặc tìm kiếm lợi nhuận ngắn hạn trước các biến động kinh tế vĩ mô khó lường đặt ra một câu hỏi nghiên cứu quan trọng: Liệu tài chính hóa đang đóng vai trò là “phao cứu sinh” thanh khoản, hay đang trở thành “lỗ đen” rút cạn nguồn lực đầu tư thực của doanh nghiệp Việt Nam?

Mặc dù mối quan hệ giữa tài chính hóa doanh nghiệp và đầu tư thực tế đã được khám phá trong nhiều nghiên cứu trên thế giới, nhưng các kết quả thực nghiệm vẫn phân hóa sâu sắc thành 2 hiệu ứng đối lập: hiệu ứng “dự trữ thanh khoản” giúp nới lỏng các ràng buộc tài chính và giảm đầu tư dưới mức (Gong và cộng sự, 2023), và hiệu ứng “chèn lấn” tước đi cơ hội phát triển công nghệ thực lâu dài (Sun và Gong, 2023). Trong khi đó, các nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam còn cực kỳ hạn chế và hầu như chưa bóc tách cơ chế truyền dẫn tinh tế thông qua biến trung gian hạn chế tài chính. Do đó, nghiên cứu này được thực hiện nhằm lấp đầy khoảng trống học thuật trên thông qua việc phân tích đồng thời tác động trực tiếp và gián tiếp của tài chính hóa đến đầu tư thực của các công ty phi tài chính niêm yết tại Việt Nam giai đoạn 2010-2025 bằng phương pháp hồi quy GMM hệ thống 2 bước.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM

Các lý thuyết về tài chính hóa và hiệu quả đầu tư thực

Nền tảng lý thuyết giải thích tác động của tài chính hóa đối với hiệu quả đầu tư thực của doanh nghiệp phi tài chính xoay quanh các học thuyết đối lập.

Thứ nhất, Lý thuyết đại diện của Jensen và Meckling (1976) lập luận rằng, mâu thuẫn lợi ích giữa cổ đông và nhà quản trị có thể khiến nhà quản lý rút dòng vốn từ sản xuất cốt lõi sang đầu tư tài chính để tối đa hóa lợi ích ngắn hạn (Orhangazi, 2008), gây ra tình trạng đầu tư thiếu hụt dài hạn.

Thứ hai, Hiệu ứng dự trữ thanh khoản dựa trên động cơ phòng ngừa rủi ro của Keynes (1936), được phát triển bởi Denis và Sibilkov (2010), coi việc nắm giữ các tài sản tài chính thanh khoản cao đóng vai trò như một bộ đệm vốn nội bộ linh hoạt giúp nới lỏng các ràng buộc tài chính bên ngoài khi thị trường tín dụng thắt chặt, từ đó giảm tình trạng đầu tư thiếu hụt và cải thiện hiệu quả đầu tư thực.

Thứ ba, Hiệu ứng chèn lấn, được khởi xướng bởi Orhangazi (2008) chỉ ra rằng, tài chính hóa đầu cơ sẽ chèn ép và cắt giảm nguồn vốn dài hạn dành cho tài sản cố định và R&D do sự cạnh tranh trực tiếp nguồn lực hữu hạn trong doanh nghiệp.

Thứ tư, Lý thuyết ưu tiên mục tiêu ngắn hạn của nhà quản trị của Stein (1989) lập luận rằng, khi thù lao của nhà quản trị gắn liền với giá cổ phiếu hoặc lợi nhuận ngắn hạn, họ có xu hướng “ngắn hạn hóa” hành vi bằng cách chuyển dòng tiền vào các giao dịch tài chính mang tính đầu cơ cao để nhanh chóng ghi nhận thu nhập, bỏ lỡ các dự án đầu tư thực có giá trị dài hạn (Mertens, 2025).

Vai trò trung gian của hạn chế tài chính

Mối quan hệ giữa tài chính hóa và hiệu quả đầu tư thực không chỉ diễn ra trực tiếp mà còn bị chi phối mạnh mẽ bởi mức độ hạn chế tài chính của doanh nghiệp. Theo Lý thuyết bất cân xứng thông tin của Myers và Majluf (1984), chi phí huy động vốn bên ngoài luôn cao hơn chi phí sử dụng dòng tiền tự có nội bộ. Tài chính hóa có thể tác động đến hạn chế tài chính theo 2 hướng ngược nhau. Một mặt, có thể nới lỏng hạn chế tài chính thông qua nguồn thu từ hoạt động tài chính (kênh truyền dẫn tích cực), cung cấp bộ đệm thanh khoản hỗ trợ đầu tư thực (Gong và cộng sự, 2023). Mặt khác, việc lạm dụng tài chính hóa đầu cơ vào tài sản tài chính dài hạn rủi ro cao có thể làm cạn kiệt tiền mặt sẵn có, từ đó làm trầm trọng thêm hạn chế tài chính đối với hoạt động sản xuất cốt lõi (kênh truyền dẫn tiêu cực) (Sun và Gong, 2023).

Từ các cơ sở lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm nêu trên, nghiên cứu đề xuất các giả thuyết sau:

H1: Tài chính hóa doanh nghiệp có ảnh hưởng đến mức độ Đầu tư kém hiệu quả của doanh nghiệp.

H2: Tài chính hóa doanh nghiệp có ảnh hưởng đến mức độ Hạn chế tài chính của doanh nghiệp.

H3: Hạn chế tài chính có ảnh hưởng đến mức độ Đầu tư kém hiệu quả của doanh nghiệp.

H4: Hạn chế tài chính đóng vai trò trung gian trong mối quan hệ giữa Tài chính hóa doanh nghiệp và Hiệu quả đầu tư thực.

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ báo cáo tài chính đã kiểm toán của các công ty niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP. Hồ Chí Minh (HOSE) và Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HNX) trong giai đoạn 2010-2025. Nhóm nghiên cứu loại bỏ các doanh nghiệp thuộc ngành tài chính (ngân hàng, bảo hiểm, công ty chứng khoán) và các doanh nghiệp thuộc diện bị kiểm soát hoặc thiếu dữ liệu. Mẫu nghiên cứu cuối cùng là một bộ dữ liệu bảng không cân bằng gồm 589 doanh nghiệp với 7.417 quan sát.

Biến phụ thuộc - mức độ Đầu tư kém hiệu quả (INEFF) được đo lường kế thừa mô hình kỳ vọng đầu tư của Richardson (2006). Hành vi đầu tư thực tế được hồi quy theo các cơ hội tăng trưởng và các đặc điểm tài chính trễ 1 kỳ. INEFF được đo bằng giá trị tuyệt đối của phần dư: INEFF_it = |ε_it|. Giá trị INEFF càng lớn biểu thị doanh nghiệp đầu tư càng kém hiệu quả.

Biến độc lập - Tài chính hóa doanh nghiệp (FIN) được đo lường bằng tỷ lệ tài sản tài chính trên tổng tài sản (Gong và cộng sự, 2023). Nhằm kiểm định tính vững, nghiên cứu sử dụng biến thay thế FIN2 là tỷ lệ thu nhập tài chính trên tổng lợi nhuận.

Biến trung gian - Hạn chế tài chính (FC) được đo lường thông qua chỉ số Kaplan-Zingales (KZ) (Kaplan và Zingales, 1997). KZ càng cao, hạn chế tài chính của doanh nghiệp càng nghiêm trọng.

Quy trình kiểm định trung gian được thiết lập qua hệ 3 phương trình động:

INEFF_it = a + b₁ * FIN_it + Controls + FE + e_it (1)

FC_it = a + t₁ * FIN_it + Controls + FE + u_it (2)

INEFF_it = a + b_1' * FIN_it + b₂ * FC_it + Controls + FE + n_it (3)

Trong đó: Controls là tập hợp các biến kiểm soát bao gồm Quy mô (SIZE), Đòn bẩy tài chính (LEV), Khả năng sinh lời (ROA), Tiềm năng tăng trưởng (GROWTH), Tỷ lệ tiền mặt (CASH), Thời gian niêm yết (AGE).

Để xử lý vấn đề nội sinh phát sinh từ mối quan hệ nhân quả ngược và biến phụ thuộc trễ, nghiên cứu sử dụng phương pháp ước lượng GMM 2 bước (two-step GMM) với sai số chuẩn hiệu chỉnh theo Windmeijer (2005). Cụ thể, phương trình (1) và (3) được ước lượng bằng GMM hệ thống (System GMM) nhằm tận dụng thêm các công cụ ở dạng sai phân, qua đó nâng cao hiệu quả ước lượng. Riêng phương trình (2) với biến phụ thuộc là chỉ số KZ được ước lượng bằng GMM sai phân (Difference GMM), do kiểm định Hansen và Difference-in-Hansen cho thấy các công cụ bổ sung của System GMM không thỏa mãn điều kiện hợp lệ đối với phương trình này. Tính hợp lệ của các mô hình được kiểm định bằng kiểm định tự tương quan AR(1), AR(2) và kiểm định Hansen về tính hợp lệ của biến công cụ.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN

Bảng 1: Thống kê mô tả các biến trong mô hình nghiên cứu

Nguồn: Dữ liệu các công ty niêm yết và tính toán của các tác giả

Kết quả thống kê mô tả tại Bảng 1 cho thấy, tỷ lệ tài chính hóa trung bình của các doanh nghiệp phi tài chính Việt Nam ở mức tương đối khiêm tốn (11,98% tổng tài sản), nhỏ hơn đáng kể so với các thị trường mới nổi lớn như Trung Quốc (thường dao động trên 20-30%). Tuy nhiên, độ lệch chuẩn lớn (0,1672) và khoảng biến thiên rộng (0,00 đến 0,7410) chỉ ra sự phân hóa sâu sắc trong chiến lược phân bổ tài sản. Chỉ số KZ có giá trị trung bình dương (0,5276) phản ánh phần lớn các doanh nghiệp trong nước đang phải đối mặt với áp lực hạn chế tài chính nhất định. Đặc biệt, hệ số phóng đại phương sai (VIF) của tất cả các biến độc lập đều < 3 (Mean VIF = 1,58), loại bỏ hoàn toàn lo ngại về đa cộng tuyến.

Bảng 2: Kết quả ước lượng hồi quy bằng phương pháp GMM

Nguồn: tính toán của các tác giả

Kết quả hồi quy tại Bảng 2 chỉ ra những phát hiện thực chứng đặc biệt quan trọng. Thứ nhất, ở mô hình (1), hệ số hồi quy của FIN đối với INEFF mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (-0,037), và kết quả này nhất quán khi sử dụng thước đo thay thế FIN2 (-0,028). Phát hiện này xác nhận tài chính hóa trực tiếp giúp cải thiện hiệu quả đầu tư thực (giảm đầu tư kém hiệu quả); đồng thời ủng hộ giả thuyết dự trữ thanh khoản. Trong bối cảnh nền kinh tế Việt Nam phải đối mặt với nhiều cú sốc vĩ mô hệ thống (giai đoạn thắt chặt tín dụng 2011-2012, đại dịch COVID-19 và biến động lãi suất mạnh), việc doanh nghiệp chủ động phân bổ một tỷ lệ vốn hợp lý vào tài sản tài chính có tính thanh khoản cao giúp tạo ra bộ đệm dòng tiền tự có dồi dào, đảm bảo nguồn tài trợ liên tục cho các quyết định đầu tư thực tế dài hạn khi dòng vốn bên ngoài bị tắc nghẽn.

Thứ hai, ở mô hình (2), tài chính hóa lại có tác động dương mạnh mẽ đến chỉ số hạn chế tài chính KZ (1,532), hàm ý rằng mức độ tài chính hóa cao hơn làm gia tăng đáng kể các khó khăn trong tiếp cận vốn của doanh nghiệp. Phát hiện này hoàn toàn phù hợp với hiệu ứng chèn lấn. Việc doanh nghiệp phi tài chính gia tăng nắm giữ tài sản tài chính có thể phát đi tín hiệu cảnh báo về hoạt động đầu cơ rủi ro đến các ngân hàng thương mại; đồng thời làm giảm tích lũy năng lực sản xuất thực, khiến các tổ chức tài chính thắt chặt các điều kiện tín dụng vay vốn bên ngoài.

Thứ ba, mô hình trung gian tích hợp (mô hình 3 và 4) cho thấy một nghịch lý thú vị: Hạn chế tài chính KZ có tác động tiêu cực làm tăng đầu tư kém hiệu quả (0,004), trong khi tác động trực tiếp của FIN vẫn duy trì ý nghĩa âm (-0,033), chỉ suy giảm nhẹ về độ lớn (từ -0,037 về -0,033). Kết quả kiểm định cho thấy hạn chế tài chính đóng vai trò là biến trung gian cạnh tranh trong cơ chế truyền dẫn: tác động trực tiếp của tài chính hóa làm giảm đầu tư kém hiệu quả, nhưng tác động gián tiếp thông qua việc làm gia tăng hạn chế tài chính lại gây bất lợi và làm tăng đầu tư kém hiệu quả.

Sở dĩ tác động tổng thể của tài chính hóa tại Việt Nam vẫn mang lại lợi ích ròng cải thiện hiệu quả đầu tư thực là do mức độ tài chính hóa trung bình trong mẫu còn tương đối thấp (11,98%). Ở ngưỡng khiêm tốn này, lợi ích phòng ngừa rủi ro của bộ đệm thanh khoản hoàn toàn lấn lướt tác động bất lợi từ hiệu ứng chèn ép tín dụng. Tuy nhiên, khoảng cách tác động trực tiếp và gián tiếp là rất nhạy cảm, gợi mở rằng nếu doanh nghiệp lạm dụng tài chính hóa vượt qua ngưỡng tối ưu, tác động gián tiếp có thể đảo chiều và gây hại nghiêm trọng cho đầu tư thực.

KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ

Nghiên cứu đã làm rõ nghịch lý 2 mặt của tài chính hóa doanh nghiệp phi tài chính tại Việt Nam trong giai đoạn 2010-2025. Kết quả thực chứng khẳng định, tài chính hóa vừa mang lại lợi ích phòng ngừa rủi ro (hiệu ứng dự trữ thanh khoản) trực tiếp, vừa phát sinh chi phí gián tiếp do làm gia tăng hạn chế tài chính đối với sản xuất cốt lõi. Trong bối cảnh quy mô vốn doanh nghiệp nhỏ và thị trường tài chính dựa chủ yếu vào ngân hàng như Việt Nam, tác động trực tiếp tích cực vẫn đang chiếm ưu thế vượt trội.

Từ các kết quả nghiên cứu, 2 nhóm hàm ý quản trị và chính sách vĩ mô được đề xuất:

Đối với doanh nghiệp: Các nhà quản trị cần xây dựng chính sách quản trị tài sản tài chính gắn chặt với chiến lược sản xuất kinh doanh dài hạn. Tài sản tài chính chỉ nên được sử dụng như công cụ quản trị thanh khoản và dự phòng rủi ro tạm thời, thay vì trở thành kênh lấn át hoạt động cốt lõi. Đặc biệt, cần thiết lập một ngưỡng phân bổ tài sản tài chính tối ưu phù hợp với đòn bẩy tài chính và hạn chế tối đa việc sử dụng nợ vay ngân hàng để tài trợ cho các danh mục đầu tư tài chính đầu cơ nhằm tránh rủi ro chênh lệch kỳ hạn và bóp nghẹt hạn mức tín dụng sản xuất.

Đối với cơ quan quản lý vĩ mô: Ngân hàng Nhà nước và Bộ Tài chính cần tiếp tục đẩy mạnh các cải cách nhằm phát triển thị trường vốn (đặc biệt là thị trường trái phiếu doanh nghiệp và cổ phiếu) để giúp doanh nghiệp đa dạng hóa nguồn tài trợ, giảm sự lệ thuộc cực đoan vào tín dụng ngân hàng. Đồng thời, các chính sách điều tiết tín dụng cần có tính chọn lọc, phân biệt rõ ràng giữa tài chính hóa chiến lược (giúp doanh nghiệp dự trữ thanh khoản) và tài chính hóa đầu cơ (gây lệch hướng dòng vốn xã hội từ khu vực thực sang khu vực ảo) để vừa hỗ trợ tính linh hoạt của doanh nghiệp vừa đảm bảo an toàn hệ thống tài chính vĩ mô.

Hạn chế lớn nhất của nghiên cứu là chưa bóc tách sâu các thành phần tài sản tài chính cụ thể theo kỳ hạn (ngắn hạn và dài hạn). Hướng nghiên cứu tiếp theo có thể đi sâu kiểm định các tác động phi tuyến (ngưỡng tối ưu) của tài chính hóa doanh nghiệp hoặc đánh giá vai trò điều tiết của các nhân tố quản trị nội bộ chất lượng cao đối với việc tối ưu hóa mối quan hệ phức tạp này.

Tài liệu tham khảo:

1. Akron, S., Demir, E., Díez-Esteban, J. M., & García-Gómez, C. D. (2022). How does uncertainty affect corporate investment inefficiency? Evidence from Europe. Research in International Business and Finance, 62, 101752.

2. Denis, D. J., & Sibilkov, V. (2010). Financial constraints, investment, and the value of cash holdings. Review of Financial Studies, 23(1), 247-269.

3. Gong, C. M., Gong, P., & Jiang, M. (2023). Corporate financialization and investment efficiency: Evidence from China. Pacific-Basin Finance Journal, 79, 102045.

4. Hossain, M. N., Rabarison, M. K., & Guo, C. (2024). Corporate culture and investment inefficiency. International Review of Financial Analysis, 96, 103736.

5. Huynh, J. (2024). Banking market structure and corporate investment efficiency. North American Journal of Economics and Finance, 74, 102236.

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

7. Kaplan, S. N., & Zingales, L. (1997). Do investment-cash flow sensitivities provide useful measures of financing constraints? Quarterly Journal of Economics, 112(1), 169-215.

8. Keynes, J. M. (1936). The General Theory of Employment, Interest, and Money.

9. Mertens, B. (2025). When shareholder power kicks in: Corporate financialization as ratchet behaviour and sticky payouts. Socio-Economic Review, 23(1), 419-443.

10. Myers, S. C., & 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.

11. Orhangazi, Ö. (2008). Financialisation and capital accumulation in the non-financial corporate sector: A theoretical and empirical investigation on the US economy: 1973-2003. Cambridge Journal of Economics, 32(6), 863-886.

12. Richardson, S. (2006). Over-investment of free cash flow. Review of Accounting Studies, 11(2-3), 159-189.

13. Stein, J. C. (1989). Efficient capital markets, inefficient firms: A model of myopic corporate behavior. Quarterly Journal of Economics, 104(4), 655-669.

14. Sun, Y., & Gong, H. (2023). Firm financialization and cost stickiness behavior. Finance Research Letters, 57, 104236.

15. Windmeijer, F. (2005). A finite sample correction for the variance of linear efficient two-step GMM estimators. Journal of Econometrics, 126(1), 25-51.