Chương 2: THỰC TRẠNG CHÍNH SÁCH TÀI CHÍNH ĐỐI VỚI CÁC DOANH
2.3. Tác động của chính sách tài chính tới các doanh nghiệp có vốn đầu tư trực tiếp
2.3.3. Kết quả nghiên cứu:
OLS được sử dụng để xác định mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc cũng như kiểm định các giả thuyết mô hình. Phương pháp đưa biến vào phân tích hồi quy là phương pháp đưa các biến vào cùng 1 luợt (phương pháp Enter), sau đó tác giả kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy thông qua hệ số Adjusted R Square và kiểm định F.
+ Kiểm định T để xem xét giả thuyết các hệ số hồi quy của tổng thể bằng 0, nhằm mục đích xác định các biến độc lập nào thực sự có tác động đến biến phụ thuộc.
+ Hệ số Beta cho biết mức độ tác động và chiều tác động của các biến độc lập ảnh hưởng đến biến phụ thuộc (mức độ hài lòng).
+ Cuối cùng, để đảm bảo mô hình hồi quy tuyến tính là phù hợp, tin cậy cần thực hiện dò tìm các vi phạm giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính như giả định liên hệ tuyến tính, phương sai của phần dư không đổi, phân phối chuẩn của phần dư, tính độc lập của phần dư, hiện tượng đa cộng tuyến.
3, 4, 5). Các phiếu khảo sát hợp lệ được nhập liệu vào phần mềm STATA15 để tiến hành phân tích dữ liệu và kiểm định mô hình nghiên cứu.
2.3.3.2. Kiểm định Cronbach’s Alpha:
Các thang đo trong nghiên cứu này được đánh giá bằng công cụ hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha. Các tiêu chuẩn trong kiểm định độ tin cậy thang đo Cronbach's Alpha được đánh giá thông qua mức giá trị hệ số Cronbach’s Alpha:
Từ 0.8 đến gần bằng 1: thang đo lường rất tốt.
Từ 0.7 đến gần bằng 0.8: thang đo lường sử dụng tốt.
Từ 0.6 trở lên: thang đo lường đủ điều kiện.
Khi thực hiện phân tích độ tin cậy thang đo Cronbach's Alpha, về mặt số liệu thống kê, chúng ta cần loại biến đang xem xét. Tuy nhiên, việc loại biến quan sát hay không không chỉ đơn thuần nhìn vào con số thống kê mà còn phải xem xét giá trị nội dung của khái niệm. Nếu nội dung của biến có ý nghĩa quan trọng, không nhất thiết chỉ vì để tăng hệ số Cronbach’s Alpha mà loại đi một biến chất lượng.
Bảng 2.8. Kết quả phân tích Cronbach’s Alpha Nhân tố Biến quan sát Hệ số tương
quan biến – tổng
Cronbach’s Alpha nếu loại biến
Chính sách thuế
= 0,885
T1 0,741 0,876
T2 0,766 0,873
T3 0,814 0,861
T4 0,829 0,859
T5 0,841 0,856
T6 0,789 0,866
Chính sách chi ngân sách cho cơ sở hạ tầng và đào tạo nhân lực
= 0,901
CSHTDT1 0,843 0,881
CSHTDT2 0,917 0,855
CSHTDT3 0,868 0,872
CSHTDT4 0,810 0,890
CSHTDT5 0,794 0,896
Chính sách chi ngân sách cho xúc tiến đầu tư và cải cách thủ tục
HCXTDT1 0,8806 0,8647
HCXTDT2 0,77 0,8962
hành chính = 0,8992
HCXTDT3 0,877 0,8663
HCXTDT4 0,8664 0,8697
HCXTDT5 0,8275 0,8864
Chính sách tài chính đất đai
= 0,8966
DD1 0,8298 0,8878
DD2 0,8841 0,8635
DD3 0,8963 0,8526
DD4 0,8839 0,8606
Quyết định đầu tư và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp
FDI tại Việt Nam
= 0,9252
HQ1 0,8736 0,9185
HQ2 0,9128 0,8971
HQ3 0,9265 0,8922
HQ4 0,9228 0,8994
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả Stata15 trên mẫu chính thức Kết quả nghiên cứu trên cho thấy hệ số Cronbach’s Alpha của các biến đều 0.7 và hệ số tương quan biến tổng 0.3 nên thang đo trên là hoàn toàn phù hợp và kết quả khảo sát có thể tiếp tục sử dụng để phân tích tiếp.
2.3.3.3. Phân tích nhân tố khám phá (EFA):
Khi tiến hành phân tích nhân tố, tác giả đã sử dụng phép trích (Extraction Method) là Principal components với phép xoay (Rotation) Varimax.
Bảng 2.9. Kết quả EFA của các chính sách tài chính tác động đến doanh nghiệp FDI
Nhóm nhân tố Biến quan sát Hệ số tải nhân tố
Chính sách thuế
T1 0,5179
T2 0,5339
T3 0,8133
T4 0,7893
T5 0,7895
T6 0,6401
Chính sách chi ngân sách cho cơ sở hạ tầng và đào tạo nhân lực
CSHTDT1 0,6598
CSHTDT2 0,8652
CSHTDT3 0,8462
CSHTDT4 0,6262
CSHTDT5 0,5996 Chính sách chi
ngân sách cho xúc tiến đầu tư và cải cách thủ tục hành chính
HCXTDT1 0,8762
HCXTDT2 0,7182
HCXTDT3 0,7541
HCXTDT4 0,7376
HCXTDT5 0,7318
Chính sách tài chính đất đai
DD1 0,7366
DD2 0,7153
DD3 0,8113
DD4 0,8122
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả Stata trên mẫu chính thức Sau đó tác giả tiếp tục tiến hành kiểm định ―Bartlett's Test of Sphericity‖ với giả thiết H0: các biến quan sát không có tương quan với nhau trong tổng thể
Kết quả thu được như sau:
Chi-square = 3205,930 Degrees of freedom = 190 p-value = 0,000
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy KMO = 0,910
Kết quả kiểm định Barlett’s là 3205,93 với mức ý nghĩa (p_value) sig = 0,000 <
0,05 (bác bỏ giả thuyết H0: các biến quan sát không có tương quan với nhau trong tổng thể) như vậy giả thuyết về ma trận tương quan giữa các biến là ma trận đồng nhất bị bác bỏ, tức là các biến có tương quan với nhau và thỏa điều kiện phân tích nhân tố.
Đồng thời, kết quả phân tích nhân tố cho thấy chỉ số KMO là 0,91> 0,5, điều này chứng tỏ dữ liệu dùng để phân tích nhân tố là hoàn toàn thích hợp.
2.3.3.4. Phân tích hồi quy tuyến tính bội:
Sau khi tiến hành hồi quy tuyến tính bội biến HQ theo các biến T, CSHTDT, HCXTDT, DD tác giả tiến hành kiểm định Ramsey trên mô hình thu được, kết quả cho thấy mô hình này còn thiếu biến, do đó tác giả đã khắc phục bằng cách thêm 2 biến giả
là a và y. Với a là biến đại diện cho quy mô vốn của doanh nghiệp, y là biến đại diện cho năm thành lập doanh nghiệp.
Theo đó tác giả quy ước như sau:
- gen a=(qm=="l"): Tức là với những doanh nghiệp có quy mô lớn biến a sẽ nhận giá trị là 1 còn lại các doanh nghiệp vừa, nhỏ và siêu nhỏ sẽ nhận giá trị là 0.
- gen y=(y<2010): Tức là những doanh nghiệp thành lập trước năm 2010 sẽ nhận giá trị là 1 còn lại sẽ nhận giá trị là 0.
Mô hình nghiên cứu:
HQ = β0 + β1T + β2CSHTDT + β3HCXTDT + β4DD + β5a + β6y + ε Kết quả hồi quy thu được như sau:
Bảng 2.10. Kết quả hồi quy tuyến tính bội
Source | SS df MS
Model 69,3900529 6 11,56501 Residual 32,3587335 199 0,162607 Total 101,748786 205 0,496336
hq Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf.Interval]
t 0,281826 0,054243 5,2 0,000 0,174862 0,388791 cshtdt 0,267825 0,068641 3,9 0,000 0,132468 0,403183 hcxtdt 0,154579 0,063531 2,43 0,016 0,029299 0,27986
dd 0,222156 0,058929 3,77 0,000 0,105951 0,338361 a 0,267219 0,063799 4,19 0,000 0,14141 0,393028 y 0,22811 0,080368 2,84 0,005 0,069628 0,386592 _cons 0,17491 0,206828 0,85 0,399 -0,23295 0,582767 Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả Stata trên mẫu chính thức Dựa vào kết quả này cho phép kết luận:
- Một là, các giả thuyết đo lường T, CSHTDT, HCXTDT, DD được đề xuất trong mô hình lý thuyết ban đầu được chấp thuận do giá trị sig < 0.05. Kết quả kiểm Number of obs 206 F(6, 199) 71,12
Prob > F 0,000
R-squared 0,682
Adj R-squared 0,6724
Root MSE 0,40325
định cho thấy 4 nhóm yếu tố đều được chấp nhận ở mức ý nghĩa 5%, độ tin cậy 95%.
Quyết định đầu tư của các nhà đầu tư nước ngoài được tác động bởi 04 yếu tố theo mức độ tác động sau: (1) Chính sách thuế, (2) Chính sách chi ngân sách cho cơ sở hạ tầng và đào tạo nhân lực, (3) Chính sách tài chính đất đai, (4) Chính sách chi ngân sách cho xúc tiến đầu tư và cải cách thủ tục hành chính. Khi đó viết được mô hình hồi quy ước lượng được từ mẫu dữ liệu bằng phương pháp OLS như sau:
HQi = 0,17491+ 0,281826Ti + 0,267825 CSHTDTi + 0,154579 HCXTDTi + 0,222156 DDi + 0,267219 ai + 0,22811 yi + εi
- Hai là, mức độ ảnh hưởng (quan trọng) của các chính sách tài chính đến Quyết định đầu tư và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp FDI tại Việt Nam được xác định như sau:
+ Chính sách thuế là chính sách tài chính có ảnh hưởng nhiều nhất đến các doanh nghiệp FDI tại Việt Nam. Cụ thể là, khi mức độ ảnh hưởng của chính sách thuế tăng/giảm 01 đơn vị thì Quyết định đầu tư và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp FDI tại Việt Nam sẽ tăng/giảm 0,2818 đơn vị trong điều kiện các doanh nghiệp này có cùng quy mô vốn và cùng khoảng thời gian thành lập.
+ Chính sách chi ngân sách cho cơ sở hạ tầng và đào tạo nhân lực có ảnh hưởng lớn thứ 2 đến các doanh nghiệp FDI tại Việt Nam. Cụ thể là, khi mức độ ảnh hưởng của chính sách chi ngân sách cho cơ sở hạ tầng và đào tạo nhân lực tăng/giảm 01 đơn vị thì Quyết định đầu tư và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp FDI tại Việt Nam sẽ tăng/giảm 0,2678 đơn vị trong điều kiện các doanh nghiệp này có cùng quy mô vốn và cùng khoảng thời gian thành lập.
+ Chính sách tài chính đất đai có ảnh hưởng lớn thứ 3 đến các doanh nghiệp FDI tại Việt Nam. Cụ thể là, khi mức độ ảnh hưởng của chính sách tài chính đất đai tăng/giảm 01 đơn vị thì Quyết định đầu tư và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp FDI tại Việt Nam sẽ tăng/giảm 0,2222 đơn vị trong điều kiện các doanh nghiệp này có cùng quy mô vốn và cùng khoảng thời gian thành lập.
+ Chính sách chi ngân sách cho xúc tiến đầu tư và cải cách thủ tục hành chính có ảnh hưởng lớn thứ 4 đến các doanh nghiệp FDI tại Việt Nam. Cụ thể là, khi mức độ ảnh hưởng của chính sách chi ngân sách cho xúc tiến đầu tư và cải cách thủ tục hành chính tăng/giảm 01 đơn vị thì Quyết định đầu tư và hiệu quả hoạt động của các doanh
nghiệp FDI tại Việt Nam sẽ tăng/giảm 0,15458 đơn vị trong điều kiện các doanh nghiệp này có cùng quy mô vốn và cùng khoảng thời gian thành lập.
Ngoài ra:
+ Khi được áp dụng chung các ưu đãi và khung chính sách giống nhau thì mức độ tác động của các chính sách tài chính trên tới kết quả thu hút và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp FDI được thành lập cùng khoảng thời gian sẽ có sự khác biệt giữa các doanh nghiệp có quy mô lớn và các doanh nghiệp có quy mô vừa và nhỏ là 0,267219 đơn vị.
+ Khi được áp dụng chung các ưu đãi và khung chính sách giống nhau thì mức độ tác động của các chính sách tài chính trên tới kết quả thu hút và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp FDI có cùng quy mô vốn sẽ có sự khác biệt giữa các doanh nghiệp thành lập trên 10 năm và những doanh nghiệp mới thành lập dưới 10 năm là 0,22811 đơn vị.
Như vậy, kết quả thu được với mẫu số liệu hoàn toàn phù hợp với lý thuyết đã đưa ra ban đầu. Đồng thời giá trị thống kê F = 71,12, giá trị sig= 0,000 là căn cứ để chúng ta có đủ điều kiện để bác bỏ giả thuyết H0: là tập hợp các biến độc lập không có mối liên hệ với biến phụ thuộc (ngoại trừ hằng số), điều này có nghĩa là mô hình được xây dựng hoàn toàn phù hợp.
* Kiểm tra sự vi phạm của các giả thuyết thống kê:
- Kiểm định về hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập:
Bảng 2.11. Hệ số phóng đại phương sai (VIF)
Variable VIF 1/VIF
cshtdt 2,44 0,410645
t 2,11 0,47384
dd 2,10 0,475877
xtdthc 1,84 0,544016
y 1,12 0,892395
a 1,11 0,902935
Mean VIF 1,79
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả Stata trên mẫu chính thức Kiểm định về hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập Đa cộng tuyến là hiện tượng trong đó các biến độc lập có quan hệ với nhau. Công cụ chuẩn đoán giúp ta
phát hiện sự tồn tại của đa cộng tuyến trong dữ liệu là hệ số phóng đại phương sai (VIF), quy tắc là khi VIF vượt quá 10 đó là dấu hiệu của Đa cộng tuyến. Kết quả đánh giá mức độ đa cộng tuyến thông qua phân tích hồi quy (Bảng 2.8) cho thấy hệ số VIF của các yếu tố đều nhỏ hơn 10, do đó ta có thể kết luận không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
- Phương sai sai số thay đổi:
Định lý Gauss - Markow khẳng định để ước lượng OLS là tốt nhất thì phương sai sai số trong mô hình hồi quy phải bằng nhau tại mọi quan sát. Tuy nhiên, trong thực tế giả thuyết này có thể bị vi phạm, tức là phương sai sai số ngẫu nhiên có giá trị khác nhau tại mỗi giá trị khác nhau của biến độc lập. Hiện tượng này được gọi là phương sai sai số thay đổi.
Tác giả sử dụng kiểm định Breusch - Godfrey Cặp giả thuyết trong kiểm định Breusch - Panda như sau:
Giả thuyết H0 là phương sai sai số không đổi.
Đối thuyết H1 là dữ liệu có phương sai sai số thay đổi tức là nó phụ thuộc vào các biến ngoại sinh có quan hệ tương quan với phương sai của mô hình.
Kết quả thu được:
Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance
Variables: fitted values of hq chi2(1) = 2,34
Prob > chi2 = 0,1264
Do giá trị ―Prob > chi2‖ >0,05 kết luận mô hình gốc có phương sai đồng nhất, hay phương sai sai số không đổi.
* Kết luận sau kiểm định:
- Chính sách thuế là chính sách tài chính có ảnh hưởng nhiều nhất đến các doanh nghiệp FDI tại Việt Nam. Và việc hoàn thiện chính sách tài chính theo hướng ổn định, ít sự thay đổi, với thuế suất hợp lý, chi phí tuân thủ thuế thấp sẽ mang lại tác động tích cực tới thu hút đầu tư từ các doanh nghiệp có vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài và hiệu quả hoạt động sản xuất kinh doanh của các doanh nghiệp này tại Việt Nam.
- Chính sách chi ngân sách cho cơ sở hạ tầng như tăng cường chất lượng cơ sở kết nối giao thông, hệ thống cấp điện, hệ thống thông tin liên lạc đáp ứng được nhu cầu của các doanh nghiệp FDI và chính sách chi ngân sách cho đào tạo nguồn nhân lực cán bộ quản lý chất lượng, nâng cao số lượng lao động đã qua đào tạo nghề có ảnh hưởng lớn thứ 2 đến Quyết định đầu tư và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp FDI tại Việt Nam chỉ sau chính sách thuế.
- Chính sách tài chính đất đai với đơn giá thuê đất hợp lý, ổn định, thời gian thuê đất dài với các quy định về miễn giảm tiền thuê đất hấp dẫn là công cụ có tác động lớn thứ 3 tới quyết định đầu tư của các doanh nghiệp FDI. Chính sách chi ngân sách cho xúc tiến đầu tư và cải cách thủ tục hành chính có ảnh hưởng lớn thứ 4 đến các doanh nghiệp FDI tại Việt Nam.
+ Mức độ tác động của các chính sách tài chính trên tới kết quả thu hút và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp FDI sẽ có sự khác biệt giữa các doanh nghiệp có quy mô lớn và các doanh nghiệp có quy mô vừa và nhỏ, giữa các doanh nghiệp đã hoạt động tại Việt Nam trên 10 năm và những doanh nghiệp mới hoạt động dưới 10 năm.