Mối liên hệ thể chế và chi phí sử dụng nợ của doanh nghiệp

1
© Học viện Ngân hàng
ISSN 1859 - 011X 
Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
Số 217- Tháng 6. 2020
Mối liên hệ thể chế và chi phí sử dụng nợ của 
doanh nghiệp
Lê Thị Phương Vy
Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh
Ngày nhận: 20/03/2020 Ngày nhận bản sửa: 25/05/2020 Ngày duyệt đăng: 26/05/2020
Bài nghiên cứu xem xét tác động của mối liên hệ thể chế lên chi phí sử dụng 
nợ của các doanh nghiệp, bằng việc sử dụng dữ liệu bảng không cân bằng 
của 690 các doanh nghiệp phi tài chính được niêm yết trên Sở Giao dịch 
Chứng khoán Hà Nội (HNX) và Sở Giao dịch Chứng khoán TP Hồ Chí 
Minh (HOSE) trong giai đoạn từ năm 2011 đến năm 2017. Sử dụng các ước 
lượng mô hình hồi quy bình phương nhỏ nhất tổng thể OLS, mô hình ảnh 
hưởng ngẫu nhiên REM, mô hình ảnh hưởng cố định FEM, mô hình dữ liệu 
bảng động GMM, bài nghiên cứu đã tìm thấy tương quan ngược chiều giữa 
mối liên hệ về thể chế và chi phí sử dụng nợ của doanh nghiệp.
Từ khóa: Mối liên hệ thể chế, chi phí sử dụng nợ.
The impact of political connection on cost of debt 
Abstract: This paper aims to explore the association between political connection and cost of debt in 
Vietnamese listed firms. The study uses unbalance panel data from reports including annual reports and 
financial statements of 690 listed companies from 2011 to 2017. The raw data was collected from the websites 
of HNX, HOSE and DataStream. Using the least-squares regression model OLS, the random-effect model REM, 
the fixed-effect model FEM, the dynamic system GMM method, this study finds a negative association between 
a political connection and cost of debt.
Keywords: political connection, cost of debt.
Vy Thi Phuong Le 
Emai: phuongvyqt@ueh.edu.vn
University of Economics Ho Chi Minh City
1. Giới thiệu 
Hiện nay, có nhiều khái niệm khác 
nhau về mối liên hệ thể chế (political 
connection) nhưng nhìn chung về bản 
chất đó là liên hệ giữa cổ đông lớn hoặc 
ban quản lý công ty với chính phủ thông 
qua quan hệ cá nhân hoặc cổ phần. Faccio 
(2006) định nghĩa một công ty có liên hệ 
thể chế khi công ty có ít nhất một cổ đông 
lớn hoặc nhà quản lý cấp cao là thành 
viên của Quốc hội hoặc bộ trưởng. Cull 
và cộng sự (2015) khi nghiên cứu ở Trung 
Quốc xác định một công ty được coi là có 
liên kết thể chế nếu giám đốc điều hành 
hoặc chủ tịch hội đồng quản trị đã từng 
Mối liên hệ thể chế và chi phí sử dụng nợ của doanh nghiệp
2 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 217- Tháng 6. 2020
là một quan chức Chính phủ hoặc một sĩ 
quan quân đội hoặc một người có thứ hạng 
chính trị ở cấp tỉnh hoặc cấp bộ. Fisman 
(2001) nghiên cứu ở Indonesia định nghĩa 
các công ty có mối quan hệ với thể chế là 
các công ty có mối quan hệ với gia đình 
Tổng thống. Choi (2014) thực hiện nghiên 
cứu ở Hàn Quốc cho rằng mối liên hệ thể 
chế có thể dưới dạng “minh bạch” hoặc 
“ngầm”. Mối quan hệ “minh bạch” là khi 
một chính trị gia gia nhập công ty với tư 
cách là thành viên hội đồng quản trị hoặc 
trở thành một cổ đông lớn. Mối quan hệ 
“ngầm” là mối quan hệ tài chính được xác 
định thông qua những đóng góp của công 
ty cho chiến dịch tranh cử của chính trị 
gia. 
Trong thập kỷ qua, các nhà tài chính và 
các nhà nghiên cứu càng ngày càng quan 
tâm ảnh hưởng của mối liên kết thể chế 
lên các khía cạnh của công ty, đặc biệt sau 
bài báo nghiên cứu mối liên hệ thể chế ở 
47 quốc gia của Faccio (2006). Các nghiên 
cứu đã chứng minh rằng một công ty có 
liên hệ thể chế thường có những lợi ích 
kinh tế nhờ vào mối quan hệ đó. Cụ thể, 
các doanh nghiệp này có thể có những hợp 
đồng với chính phủ và được bảo vệ pháp 
lý (Kroszner và Stratmann, 1998); có thể 
được đánh thuế nhẹ hơn hay được chính 
phủ viện trợ khi doanh nghiệp gặp khó 
khăn về tài chính (Faccio, 2006). 
Mặc dù, mối quan hệ giữa các công ty và 
chính phủ đã dần trở thành một chủ đề 
thu hút nhiều nhà nghiên cứu trên toàn thế 
giới, những nghiên cứu về vấn đề này ở 
Việt Nam vẫn còn khá ít. Trong khi, Việt 
Nam là một nước đang phát triển với việc 
đã chuyển từ một nền kinh tế kế hoạch tập 
trung sang một nền kinh tế định hướng thị 
trường, do đó, khá nhiều các doanh nghiệp 
có mối liên hệ thể chế. Vì vậy, mục tiêu 
của nghiên cứu này là để phân tích một 
trong những ảnh hưởng chính của mối liên 
hệ thể chế đó là chi phí sử dụng nợ vay 
của doanh nghiệp.
Phần còn lại của bài nghiên cứu được sắp 
xếp theo thứ tự như sau: Phần thứ hai sẽ 
trình bày tổng quan các nghiên cứu về mối 
liên hệ thể chế; Phần thứ ba trình bày về 
phương pháp nghiên cứu; Phần thứ tư thảo 
luận kết quả; Phần thứ năm là kết luận.
2. Tổng quan nghiên cứu
Các nghiên cứu trước đây đưa ra những 
quan điểm khác nhau về ảnh hưởng của 
mối liên hệ thể chế lên chi phí sử dụng 
nợ của doanh nghiêp. Leuz và Oberholer 
(2006) với nghiên cứu ở Indonesia, Cull 
và cộng sự (2015) với nghiên cứu ở Trung 
Quốc, và Chkir và Toukabri (2019) với 
nghiên cứu ở Mỹ cùng cho rằng một trong 
những lợi ích quan trọng nhất khi doanh 
nghiệp có mối liên hệ với thể chế đó là có 
thể tiếp cận được ưu đãi tín dụng. Những 
ưu đãi này sẽ giúp các doanh nghiệp 
giảm được chi phí sử dụng nợ một cách 
đáng kể. Ngược lại, Bliss và Gul (2012), 
Johnson và Mitton (2003) khi nghiên cứu 
mối quan hệ giữa liên kết thể chế và đòn 
bẩy trong các công ty ở Malaysia đã phát 
hiện ra rằng các công ty có liên hệ thể chế 
thường có mức nợ cao hơn, và chi phí nợ 
cao hơn. Nghiên cứu của Bunkanwanicha 
và Wiwattanakantang (2009) ở Thái Lan 
lại không tìm thấy bất kỳ ảnh hưởng của 
mối liên hệ thể chế đối với khả năng tiếp 
cận các nguồn tài trợ hay các ưu đãi từ 
Chính phủ. 
Cụ thể, Qin (2011) sử dụng dữ liệu bảng 
không cân bằng của 86.827 công ty ở 
Trung Quốc trong giai đoạn 10 năm 1998 
đến 2007 đã cho rằng các doanh nghiệp 
LÊ THỊ PHƯƠNG VY
3Số 217- Tháng 6. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
có mối liên hệ về thể chế có thể hưởng 
những ưu đãi từ chính phủ bao gồm: (1) 
Khía cạnh xã hội: các thành viên ban lãnh 
đạo hay mối quan hệ của thành viên ban 
lãnh đạo là nguồn vốn xã hội của doanh 
nghiệp. Do đó, ở những nước xem trọng 
mối quan hệ thì những doanh nghiệp có 
mối liên hệ thể chế sẽ có thể tiếp cận các 
khoản vay từ chính phủ dễ dàng hơn. 
(2) Khía cạnh thông tin: trong một môi 
trường bất cân xứng thông tin, các quan 
chức chính phủ thường tin tưởng hơn vào 
những doanh nghiệp mà họ đã từng làm 
việc hay thân thuộc. Vì thế khi xem xét 
các dự án hay ưu đãi, họ sẽ ưu tiên các 
doanh nghiệp có mối liên hệ về thể chế 
nhằm đảm bảo việc đầu tư hiệu quả. (3) 
Xây dựng danh tiếng: Khi các quan chức 
chỉnh phủ trở thành lãnh đạo các doanh 
nghiệp thì các doanh nghiệp này nhận 
được nhiều quan tâm từ công chúng. Nếu 
doanh nghiệp phát triển tốt, sẽ tạo hình 
ảnh tốt cho sự nghiệp tương lai của họ. Do 
đó, họ thường muốn chuyển các nguồn lực 
cho các doanh nghiệp để thúc đẩy sự phát 
triển của các doanh nghiệp nhằm xây dựng 
danh tiếng của mình. Ngoài ra khi đối 
mặt với khó khăn tài chính trong các cuộc 
khủng hoảng tài chính hay suy thoái kinh 
tế, những người cho vay dự đoán rằng 
chính phủ nhiều khả năng sẽ ra tay để giải 
cứu các doanh nghiệp này. Những ưu đãi 
và lợi ích như vậy làm cho doanh nghiệp 
có mối liên hệ về thể chế có thể đi vay 
nhiều hơn, với chi phí thấp hơn các doanh 
nghiệp khác. 
Ủng hộ cho lập luận trên, nghiên cứu của 
Houston và cộng sự (2014) đã phân tích 
xem các mối liên hệ về thể chế ảnh hưởng 
như thế nào tới chi phí sử dụng nợ và các 
điều khoản của hợp đồng vay. Bằng việc 
nghiên cứu trên các doanh nghiệp niêm 
yết Mỹ trong giai đoạn 2003-2008, kết 
quả cho thấy mối liên hệ về thể chế làm 
tăng giá trị, giảm chi phí giám sát, rủi ro 
tín dụng và giảm chi phí đi vay của doanh 
nghiệp. Hơn nữa, khi xem xét giai đoạn 
2005-2007, các doanh nghiệp vay mượn từ 
ngân hàng cả trước và sau khi chiến thắng 
của Đảng Dân Chủ trong cuộc bầu cử 
năm 2006, thì thấy rằng các doanh nghiệp 
có mối quan hệ với Đảng Dân Chủ được 
giảm chi phí vay ngay sau cuộc bầu cử, 
ngược lại các doanh nghiệp có mối quan 
hệ với Đảng Cộng Hòa thì có sự tăng lên 
về chi phí đi vay sau cuộc bầu cử. Tương 
tự, nghiên cứu của Infante and Piazza 
(2014) về mối quan hệ thể chế và cho vay 
ưu đãi ở cấp địa phương từ thị trường tín 
dụng ở Ý cũng tìm ra bằng chứng cho thấy 
các doanh nghiệp có mối liên hệ về thể 
chế được hưởng lãi suất thấp hơn khi có 
mối liên hệ về thể chế ở cấp địa phương. 
Các khoản ưu đãi sẽ mạnh mẽ hơn khi các 
doanh nghiệp có mối liên hệ về thể chế 
vay vốn từ các ngân hàng mà các chính trị 
gia nằm trong hội đồng quản trị. 
Ngược lại, nghiên cứu của Bliss và Gul 
(2012) về mối liên hệ thể chế với chi phí 
nợ ở các doanh nghiệp Malaysia trong 
khoảng thời gian 2001-2004 cho thấy, 
các doanh nghiệp có mối liên hệ về thể 
chế thường chịu một chi phí đi vay cao 
hơn so với những doanh nghiệp không 
có mối quan hệ này. Họ lập luận rằng các 
doanh nghiệp có mối liên hệ với thể chế 
thường sử dụng đòn bẩy tài chính cao, khả 
năng báo cáo lỗ cao hơn, do đó rủi ro cao 
hơn, vì vậy sẽ phải gánh chịu chi phí sử 
dụng vốn cao hơn các doanh nghiệp khác. 
Cùng quan điểm này, bài nghiên cứu của 
các tác giả Xu và cộng sự (2016) ở các 
doanh nghiệp ở Trung Quốc trong giai 
đoạn 2003-2014 cho thấy rằng, các doanh 
nghiệp có mối liên hệ thể chế thường gặp 
khó khăn hơn trong việc có được tín dụng 
Mối liên hệ thể chế và chi phí sử dụng nợ của doanh nghiệp
4 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 217- Tháng 6. 2020
thương mại từ các nhà cung cấp và phải 
chịu một chi phí cao hơn do các công ty 
này có tỷ lệ thanh toán chậm các khoản 
phải trả cao và nhiều khoản quá hạn.
Ngoài ra, cũng có nghiên cứu cho rằng 
mối liên hệ về thể chế không ảnh hưởng 
đến chi phí sử dụng nợ của doanh nghiệp. 
Cụ thể, nghiên cứu của Khwaja và Mian 
(2005) điều tra về mối liên hệ về thể chế 
và ưu đãi đi vay tại các doanh nghiệp ở 
Parkistan trong giai đoạn 1996- 2002. Bài 
nghiên cứu phân loại một doanh nghiệp có 
mối liên hệ về thể chế nếu giám đốc tham 
gia vào cuộc tranh cử cấp quốc gia và cấp 
tỉnh và sử dụng dữ liệu đi vay của 90.000 
công ty ở Parkistan từ cơ sở dữ liệu của 
Ngân hàng Trung ương Pakistan. Kết quả 
là chí phí sử dụng nợ ở các doanh nghiệp 
có mối liên hệ về thể chế gần bằng chi 
phí sử dụng nợ của doanh nghiệp không 
có mối quan hệ này, từ đó có thể kết luận 
rằng mối liên hệ về thể chế không ảnh 
hưởng đến chi phí sử dụng nợ của doanh 
nghiệp.
Tổng quan nghiên cứu cho thấy, đã có khá 
nhiều nghiên cứu ảnh hưởng của mối liên 
hệ thể chế đến chi phí vay nợ, tuy nhiên 
theo như hiểu biết của tác giả, chưa có 
nghiên cứu chuyên sâu nào đánh giá tác 
động của mối liên hệ thể chế đến chi phí 
sử dụng nợ ở các doanh nghiệp Việt Nam. 
Cụ thể, gần đây ở Việt Nam có nghiên 
cứu của Vũ và Lê (2017) sử dụng dữ liệu 
của các công ty niêm yết ở Việt Nam từ 
2009 đến 2013 để xem xét ảnh hưởng của 
mối quan hệ thể chế đến khả năng tiếp cận 
thị trường vốn. Vũ và Lê (2017) đã kết 
luận rằng mối liện hệ thể chế giúp giảm 
sự phân biệt đối xử, vượt qua những trở 
ngại về mặt pháp lí, giảm các rào cản và 
bất cân xứng thông tin, và từ đó làm gia 
tăng khả năng tiếp cận thị trường vốn của 
doanh nghiệp. Tuy nhiên, nghiên cứu của 
hai tác giả này chưa đi sâu phân tích ảnh 
hưởng của mối liên hệ thể chế đến chi phí 
sử dụng nợ, hay lãi suất phải gánh chịu. 
Hơn nữa, các bằng chứng thực nghiệm 
trên thế giới cũng đưa ra những kết quả 
khác nhau, tùy thuộc vào đặc điểm riêng 
biệt của từng quốc gia. Do đó, nghiên cứu 
ảnh hưởng của mối liên hệ thể chế lên chi 
phí sử dụng nợ ở các doanh nghiệp niêm 
yết Việt Nam trong bài viết này kỳ vọng 
sẽ cung cấp thêm một bằng chứng cũng 
như những hàm ý quan trọng cho các 
doanh nghiệp cũng như nhà đầu tư, hay 
người làm chính sách.
3. Phương pháp nghiên cứu
3.1. Dữ liệu
Mẫu dữ liệu bao gồm 690 doanh nghiệp 
được niêm yết trên hai sàn giao dịch HNX 
và HOSE tại Việt Nam trong giai đoạn từ 
năm 2011- 2017. Các doanh nghiệp tài 
chính được loại ra khỏi mẫu vì các công 
ty này có báo cáo tài chính khác đáng kể 
so với các công ty còn lại. Nghiên cứu 
sử dụng dữ liệu thu thập từ các bản báo 
cáo thường niên và báo cáo tài chính của 
các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết. 
Cụ thể, dữ liệu kế toán được thu thập từ 
cơ sở dữ liệu Datastream của Thomson 
Reuters. Dữ liệu mối quan hệ thể chế được 
tác giả thu thập bằng tay dựa vào lịch sử 
quá trình công tác của ban lãnh đạo được 
thể hiện trên báo cáo thường niên của các 
doanh nghiệp niêm yết. Vì một số quan sát 
bị thiếu thông tin, do đó, dữ liệu của bài 
nghiên cứu này là một dữ liệu bảng không 
cân bằng (unbalance pabel data).
3.2. Mô hình nghiên cứu 
Để kiểm định mối quan hệ giữa mối liên 
LÊ THỊ PHƯƠNG VY
5Số 217- Tháng 6. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
hệ về thể chế và chi phí sử dụng nợ của 
doanh nghiệp, tác giả dựa trên bài nghiên 
cứu của Bliss và Gul (2012), Bliss và cộng 
sự (2018) với mô hình sau:
IR = β
o
 + β
1
PCON + β
2
AGE + 
β
3
AUDITOR + β
4
LEV + β
5
CF + β
6
SIZE + 
β
7
PPE + β
8
GROWTH + β
9
CR + β
10
LOSS 
+ ε
Giả thiết đưa ra là có mối tương quan âm 
(ngược chiều) giữa mối liên hệ về thể chế 
và chi phí sử dụng nợ của doanh nghiệp. 
Do đó, theo giả thuyết này dấu của β
1
 ở 
phương trình hồi quy được kỳ vọng là âm 
và có ý nghĩa thống kê.
Đo lường các biến trong mô hình
Biến phụ thuộc 
Chi phí vay (IR): được đo bằng chi phí lãi 
vay của doanh nghiệp chia cho trung bình 
nợ ngắn hạn và nợ dài hạn trong năm. Chi 
phí lãi vay trong năm được công bố trong 
báo cáo thu nhập, nợ ngắn hạn và nợ dài 
hạn được trình bày trong bảng cân đối tài 
chính.
Biến độc lập 
Mối liên hệ thể chế (PCON): Hiện nay, 
không tồn tại một thước đo chung để xác 
định mối liên hệ thể chế, mà các nghiên 
cứu ở mỗi quốc gia khác nhau sẽ xây 
dựng một thước đo riêng biệt, phù hợp 
với quốc gia đó. Bài nghiên cứu này dựa 
trên nghiên cứu của Vũ và Lê (2017) để 
đo lường mối liên hệ với thể chế ở Việt 
Nam. Vũ và Lê (2017) lập luận rằng đặc 
thù của Việt Nam là một quốc gia có nền 
kinh tế chuyển đổi với văn hóa kinh doanh 
coi trọng mối quan hệ cũng như khá nhiều 
các công ty cổ phần niêm yết tại Việt 
nam đều có tiền thân là các doanh nghiệp 
Nhà nước. Do đó, biến mối liên hệ về 
thể chế (PCON) sẽ có giá trị bằng 1 nếu 
thành viên lãnh đạo doanh nghiệp (gồm 
giám đốc điều hành hoặc chủ tịch hội 
đồng quản trị) đã từng làm việc cho các 
cơ quan, đoàn thể thuộc chính phủ từ cấp 
địa phương đến trung ương hoặc đã từng 
làm việc và nắm giữ chức vụ lãnh đạo cấp 
cao tại doanh nghiệp nhà nước, và bằng 0 
trong các trường hợp khác.
Các biến kiểm soát
Dựa trên các nghiên cứu của Bliss và 
Gul (2012), Bliss và cộng sự (2018), và 
Chkir và Toukabri (2019), các biến sau 
đây được đưa vào mô hình bao gồm: 
tuổi của doanh nghiệp (AGE), kiểm toán 
(AUDITOR), đòn bẩy (LEV), dòng tiền 
(CF), quy mô (SIZE), bất  ... ờng hợp còn lại.
Nguồn: Tác giả đề xuất dựa trên các nghiên cứu Bliss và Gul (2012), Bliss và cộng sự (2018) và Chkir và 
Toukabri (2019)
LÊ THỊ PHƯƠNG VY
7Số 217- Tháng 6. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
nghiệp có tăng trưởng doanh số bán hàng 
sẽ có nhiều khả năng để trả các khoản vay 
hơn và vì thế chi phí nợ sẽ thấp hơn.
Hệ số khả năng thanh toán (CR): được đo 
bằng tài sản ngắn hạn chia cho nợ ngắn 
hạn. Những doanh nghiệp có hệ số này 
cao nghĩa là có nhiều khả năng để có thể 
đáp ứng các nghĩa vụ nợ ngắn hạn, do đó 
có thể giảm chi phí sử dụng nợ.
Doanh nghiệp báo lỗ (LOSS): được đo 
lường bằng 1 nếu doanh nghiệp báo lỗ 
trong năm tài chính trước đó, và bằng 0 
trong các trường hợp còn lại. Người cho 
vay có thể xem xét doanh nghiệp báo 
cáo về các khoản lỗ trong năm tài chính 
và đánh giá rủi ro nhiều hơn nếu doanh 
nghiệp tồn tại các khoản lỗ này, từ đó làm 
tăng chi phí nợ. 
Cách đo lường các biến trong mô hình 
được tóm tắt ở Bảng 1.
4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
4.1. Thống kê mô tả
Thống kê mô tả của tất cả các biến sử 
dụng trong mô hình được trình bày ở Bảng 
2. Kết quả cho thấy, trong tổng cộng gồm 
4.767 mẫu quan sát, giá trị trung bình của 
biến mối liên hệ về thể chế là 0,66. Điều 
này có nghĩa là khoảng 66% doanh nghiệp 
niêm yết trên hai sàn HOSE và HNX có 
ban lãnh đạo đã từng làm việc cho chính 
phủ hoặc nắm giữ chức vụ ở các doanh 
nghiệp nhà nước. Nếu so với các nghiên 
cứu trên thế giới, tỷ lệ các doanh nghiệp 
có mối liên hệ về thể chế ở các doanh 
nghiệp Việt Nam cao hơn so với các 
nước khác. Cụ thể tỷ lệ này cao hơn tỷ lệ 
20,76% trong nghiên cứu của Bliss và Gul 
(2012) cho các công ty ở Malaysia, 32% 
ở các doanh nghiệp Trung Quốc trong 
nghiên cứu của Harjan và cộng sự (2019). 
Giá trị trung bình của chi phí lãi vay là 
0,0748, có nghĩa là chi phí lãi vay trung 
bình của các doanh nghiệp trong giai đoạn 
này là 7,48% một năm. Chi phí này là cao 
hơn chi phí sử dụng nợ 7% của các doanh 
Bảng 2. Thống kê mô tả biến
Biến Số quan sát* Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất
PCON 4.767 0,6641 0,4723 0 1
IR 3.892 0,0748 0,1530 0 7,9097
AGE 4.767 12,2029 3,8874 2 41
AUDITOR 4.473 0,2164 0,4118 0 1
LEV 4.360 0,5169 0,2259 0,0020 0,9836
CF 4.346 0,0497 0,1621 -1,3350 1,9027
SIZE 4.360 26,9998 1,6340 20,9746 34,3770
PPE 4.358 0,2419 0,2164 -0,6485 0,9764
GROWTH 4.185 0,4141 3,7030 -1 176,1942
CR 4.250 2,6478 7,4591 0,0577 242,5772
LOSS 4.767 0,0543 0,2267 0 1
Nguồn: Tác giả tự tính toán từ phần mềm Stata
*dữ liệu không cân bằng (unbalance panel data) với một số quan sát (year-firm observation) bị thiếu do thiếu thông 
tin trong năm đó.
Mối liên hệ thể chế và chi phí sử dụng nợ của doanh nghiệp
8 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 217- Tháng 6. 2020
nghiệp Trung Quốc (Harjan và cộng sự, 
2019), 4,6% ở các công ty Mỹ (Chkir và 
cộng sự, 2019) hay 5,56% ở các công ty 
Malaysia (Bliss và Gul, 2012).
Bảng 3 trình bày thống kê mô tả của các 
biến trong mô hình ở hai nhóm là các 
doanh nghiệp có mối liên hệ thể chế (có 
giá trị PCON bằng 1) và các doanh nghiệp 
không có mối liên hệ thể chế (có giá trị 
PCON bằng 0). Khi so sánh giữa các 
doanh nghiệp có và không có mối liên 
hệ về thể chế thì những doanh nghiệp có 
mối liên hệ về thể chế có chi phí lãi vay 
trung bình thấp hơn, cụ thể chi phí vay ở 
các doanh nghiệp có mối liên hệ về thể 
chế là 0,716 trong khi đó ở các doanh 
nghiệp không có mối liên hệ thể chế thì 
tới 0,0826. Đồng thời, ta cũng thấy rằng 
các doanh nghiệp có mối liên hệ thể chế 
có đòn bẩy cao hơn, tuổi doanh nghiệp lớn 
hơn so với những doanh nghiệp không có 
mối liên hệ này. 
4.2. Kết quả hồi qui
Đầu tiên, bài nghiên cứu sử dụng mô hình 
hồi quy bình phương nhỏ nhất OLS để 
phân tích ảnh hưởng của mối liên hệ thể 
chế lên chi phí sử dụng nợ. Tuy nhiên, độ 
vững và tính hiệu quả của các hệ số trong 
phân tích dữ liệu bảng dựa trên phương 
pháp hồi quy OLS có thể không tốt vì mô 
hình này không xem xét đến các yếu tố 
không thể quan sát được hoặc ảnh hưởng 
riêng lẻ, đặc thù từng doanh nghiệp, trong 
khi vấn đề ảnh hưởng riêng lẻ là một trong 
những hiện tượng xảy ra thường xuyên ở 
những nghiên cứu thực nghiệm (Baltagi, 
2008). Vì thế, để xử lý vấn đề về các yếu 
tố không quan sát được, mô hình ảnh 
hưởng ngẫu nhiên (RE) và ảnh hưởng cố 
định (FE) được sử dụng. Tuy nhiên, theo 
Firth và cộng sự (2012), hầu hết các mô 
hình hồi quy trong nghiên cứu tài chính 
doanh nghiệp đều có thể xảy ra vấn đề 
nội sinh. Thiếu biến là một trong những 
nguyên nhân dẫn đến hiện tượng nội sinh, 
Bảng 3. Mô tả thống kê các biến tại các doanh nghiệp niêm yết có và không có mối liên hệ về 
thể chế
Các DNNY có mối liên hệ thể chế Các DNNY không có mối liên hệ thể chế
Biến
Số 
quan 
sát
Giá trị 
trung 
bình
Độ 
lệch 
chuẩn
Giá trị 
nhỏ 
nhất
Giá trị 
lớn nhất
Số 
quan 
sát
Giá trị 
trung 
bình
Độ lệch 
chuẩn
Giá trị 
nhỏ 
nhất
Giá trị 
lớn nhất
IR 2.752 0,0716 0,0656 0 0,9994 1.140 0,0826 0,2637 0 7,9097
AGE 3.166 12,7603 3,6815 3 41 1.601 11,1006 4,0463 2 27
AUDITOR 3.130 0,1901 0,3924 0 1 1.343 0,2777 0,4480 0 1
LEV 3.057 0,5351 0,2239 0,0081 0,9706 1.303 0,4743 0,2247 0,002 0,9836
CF 3.049 0,0537 0,1556 -1,0813 1,9027 1.297 0,0403 0,1756 -1,3350 1,5086
SIZE 3.057 26,9915 1,6508 23,2820 34,3770 1.303 27,0192 1,6142 20,9746 32,8436
PPE 3.055 0,2441 0,2188 -0,6485 0,9764 1.303 0,2369 0,2106 0 0,9661
GROWTH 2.960 0,2621 1,5248 -1 40,7637 1.225 0,7814 6,4079 -1 176,1942
CR 2.963 2,2266 3,9254 0,0577 110,4666 1.287 3,6173 12,1241 0,1434 242,5772
LOSS 3.166 0,0467 0,2111 0 1 1.601 0,0693 0,2541 0 1
Nguồn: Tác giả tự tính toán từ phần mềm Stata
LÊ THỊ PHƯƠNG VY
9Số 217- Tháng 6. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
trong khi có rất nhiều yếu tố tác động đến 
chi phí sử dụng nợ mà các yếu tố này khó 
có thể thu thập được hết. Do đó, tiếp theo 
nghiên cứu sử dụng phương pháp ước 
lượng GMM được đề xuất bởi Arellano 
và Bond (1991). Một trong những ưu 
điểm của mô hình là dễ dàng chọn các 
biến công cụ để xử lý vấn đề nội sinh bởi 
vì độ trễ của các biến có thể sử dụng như 
biến công cụ cho các biến nội sinh tại thời 
điểm hiện tại. Bên cạnh đó, phương pháp 
ước lượng này còn thích hợp trong việc sử 
dụng dữ liệu bảng có T nhỏ, N lớn, phù 
hợp với dữ liệu bảng trong nghiên cứu này 
với thời gian ngắn 7 năm nhưng số doanh 
nghiệp lên đến 690. Sử dụng hai kiểm 
định chủ chốt để kiểm tra tính hiệu lực của 
mô hình GMM cho thấy chỉ số Hansen 
test lớn hơn 0,1, AR(1) có giá trị nhỏ hơn 
0,1 trong khi AR(2) có giá trị lớn hơn 
0,1. Vì vậy có thể kết luận, các điều kiện 
về tính hợp lý của mô hình GMM là thỏa 
mãn và do đó kết quả nghiên cứu sẽ dựa 
trên mô hình GMM.
Kết quả hồi quy ở Bảng 4 cho thấy, hệ 
Bảng 4. Ảnh hưởng của mối liên hệ thể chế lên chi phí sử dụng nợ của doanh nghiệp 
OLS RE FE GMM
PCON -0,0076** -0,004 -0,0122 -0,0242**
AGE 0,0004 0,0006 0,0044 -0,0005
AUDITOR -0,0177*** -0,0167*** -0,0138* -0,0837**
LEV 0,0288*** 0,0113 0,0696*** 0,1913***
CF 0,0196** 0,0242*** 0,0305*** 0,1638
SIZE -0,0008 -0,0003 0,0002 -0,0528***
PPE 0,0604*** 0,0575*** 0,0529*** 0,0049
GROWTH -0,0003 -0,0003 -0,0002 -0,0157
CR -0,0001 -0,0001 0,0001 -0,0069**
LOSS 0,0475*** 0,0467*** 0,0493*** 0,1315**
Constant 0,0637** 0,0477 0,0245 1,3891***
Observation 3.724 3.724 3.724 3.156
R-square 0,0544 0,0523 0,0114
Ftest 21,36 11,5
Wald chi 2 148,6
Hausman test 53,22
P value (0,0000)
Breusch and Pagan test 502,65
P value (0,0000)
AR(1) 0,039
AR(2) 0,582
Hansen 0,575
Nguồn: Tác giả tự tính toán từ phần mềm Stata
Ghi chú: * mức ý nghĩa 10%, ** mức ý nghĩa 5%, *** mức ý nghĩa 1%
Mối liên hệ thể chế và chi phí sử dụng nợ của doanh nghiệp
10 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 217- Tháng 6. 2020
số của biến PCON mang dấu âm và có ý 
nghĩa thống kê ở mức 5% theo phương 
pháp OLS và GMM. Kết quả này là phù 
hợp với các nghiên cứu trước đây của 
Houston và cộng sự (2014) hay Chkir và 
cộng sự (2019). Kết quả này có thể giải 
thích như sau: Mối liên hệ thể chế có thể 
giúp doanh nghiệp giảm sự phân biệt đối 
xử, vượt qua những trở ngại về mặt pháp 
lí, giảm các rào cản và bất cân xứng thông 
tin. Vì vậy, các doanh nghiệp có mối liên 
hệ thể chế có khả năng tiếp cận thị trường 
vốn tốt hơn và chi phí sử dụng nợ thấp 
hơn (Vũ và Lê, 2017). Ngoài ra, mối liên 
hệ thể chế có thể giúp doanh nghiệp giảm 
thiểu rủi ro, bởi vì các doanh nghiệp này 
có thể nhận được những ưu đãi về thuế 
hay những khoản cứu trợ từ chính phủ 
khi gặp khó khăn về mặt tài chính. Do đó, 
doanh nghiệp có mối liên hệ về thể chế 
có chi phí sử dụng nợ thấp hơn các doanh 
nghiệp khác (Houston và cộng sự, 2014).
Ngoài ra, các biến như LEV cho thấy một 
mối quan hệ đồng biến giữa đòn bẩy của 
doanh nghiệp và chi phí sử dụng vốn, thể 
hiện thông qua hệ số 0,1913 có ý nghĩa 
thống kê ở mức 1% tức là các doanh 
nghiệp có đòn bẩy quá cao sẽ kéo theo 
việc tăng chi phí sử dụng nợ. Biến SIZE 
có hệ số là -0,0528 tại ý nghĩa thống kê ở 
mức 1%, điều này cho thấy rằng có mối 
quan hệ nghịch biến giữa quy mô của 
công ty và chi phí sử dụng nợ tức là khi 
doanh nghiệp có tổng tài sản lớn sẽ có 
chi phí nợ thấp hơn vì được xem là ít rủi 
ro hơn. Với biến CR ta nhận thấy có mối 
quan hệ nghịch biến với chi phí sử dụng 
nợ của doanh nghiệp (hệ số là -0,0069) và 
có ý nghĩa thống kê ở mức 5% cho thấy 
nếu hệ số khả năng thanh toán càng cao 
tức là doanh nghiệp có nhiều khả năng đáp 
ứng nghĩa vụ nợ thì sẽ có chi phí sử dụng 
nợ thấp. Biến LOSS có mối tương quan 
dương với hệ số là 0,1315 tại mức thống 
kê là 5% có ý nghĩa là nếu doanh nghiệp 
tồn tại khoản lỗ lớn điều này sẽ làm tăng 
rủi ro nhận thức của người cho vay về vấn 
đề thực hiện các nghĩa vụ nợ từ đó tăng 
chi phí sử dụng nợ. Tất cả kết quả ở trên 
đều phù hợp với nghiên cứu của Bliss và 
Gul (2012), hay Bliss và cộng sự (2018).
Kết quả phương trình hồi quy theo GMM 
có thể được viết lại như sau:
IR = 1,3891 - 0,0242PCON - 0,0005AGE 
- 0,0837AUDITOR + 0,1913LEV + 
0,1638CF - 0,0528SIZE + 0,0049PPE 
- 0,0157GROWTH - 0,0069CR + 
0,1315LOSS + ε
5. Kết luận
Bài nghiên cứu thực hiện nhằm xem xét 
tác động mối liên hệ thể chế tới chi phí sử 
dụng nợ của doanh nghiệp, của các doanh 
nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch chứng 
khoán Hà Nội (HNX) và Sở Giao dịch 
chứng khoán TP. Hồ Chí Minh (HOSE) từ 
năm 2011 đến năm 2017.
Thực hiện hồi quy mô hình với các ước 
lượng OLS, REM. FEM, GMM đã cho 
thấy, có một tương quan âm giữa mối 
liên hệ thể chế và chi phí sử dụng nợ của 
doanh nghiệp. Cụ thể, khi doanh nghiệp có 
mối liên hệ về thể chế thì doanh nghiệp có 
thể sẽ hưởng được những ưu đãi mà những 
doanh nghiệp không có mối quan hệ này 
sẽ không có được. Những doanh nghiệp 
này có thể tiếp cận được ưu đãi tín dụng 
như có thể tiếp cận với các khoản vay dài 
hạn, tiếp cận khoản vay của chính phủ từ 
đó giúp giảm được chi phí sử dụng nợ của 
doanh nghiệp một cách đáng kể.
Kết quả này là tương đồng với nhiều 
LÊ THỊ PHƯƠNG VY
11Số 217- Tháng 6. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
nghiên cứu thực nghiệm tại các quốc gia 
khác (Houston và cộng sự 2014; Chkir 
và cộng sự, 2019), Tuy nhiên, bài nghiên 
cứu vẫn còn một số hạn chế nhất định. 
Thứ nhất, việc đo lường mối liên hệ thể 
chế mới chỉ xem xét các mối liên hệ có 
tính minh bạch và công khai, các mối liên 
hệ ngầm như quan hệ bạn bè, gia đình 
chưa được xem xét trong nghiên cứu này. 
Thứ hai, mô hình nghiên cứu chưa kiểm 
soát hết các yếu tố tác động đến chi phí 
sử dụng nợ như yếu tố liên quan đến nền 
kinh tế cũng như các yếu tố quản trị doanh 
nghiệp. Cụ thể các nghiên cứu tiếp theo có 
thể xem xét thêm ảnh hưởng của cấu trúc 
sở hữu, cổ đông lớn hay các yếu tố khác 
liên quan đến nền kinh tế đến mối quan hệ 
này. ■
Tài liệu tham khảo
1. Bliss, M. A., Goodwin, J. A., Gul, F. A., & Wong, A. (2018). The association between cost of debt and Hong Kong 
politically connected firms. Journal of Contemporary Accounting & Economics, 14(3), 321-334.
2. Bliss, M., & Gul, F. (2012). Political connection and leverage: Some Malaysian evidence. Journal of Banking & 
Finance, 36(8), 2344–2350.
3. Johnson, S., & Mitton, T. (2003). Cronyism and capital controls: Evidence from Malaysia. Journal of Financial 
Economics, 67(2), 351–382. 
Bunkanwanicha, P., & Wiwattanakantang, Y. (2009). Big business owners in politics. Review of Financial Studies, 
22(9), 2133–2168.
4. Chkir, I., Gallali, M. I., & Toukabri, M. (2019). Political connections and corporate debt: Evidence from two US 
election campaigns. The Quarterly Review of Economics and Finance.
5. Choi, M. (2014). The value of political connections: evidence from Korean chaebols (Doctoral dissertation, 
Queensland University of Technology).
6. Cull, R., Li, W., Sun, B., & Xu, L. C. (2015). Government connections and financial constraints: Evidence from a 
large representative sample of Chinese firms. Journal of Corporate Finance, 32, 271–294
7. Faccio, M (2006). Politically connected firms. The American Economic Review 96 (1),369–386.
8. Fisman, R., 2001. Estimating the value of political connections. American Economic Review, 91, 1095–1102.
9. Harjan, S. A., Teng, M., Shah, S. S. H., & Mohammed, J. H. (2019). Political Connections and Cost of Debt 
Financing: Empirical Evidence from China. International Journal of Economics and Financial Issues, 9(1), 212.
10. Houston, J. F., Jiang, L., Lin, C., & Ma, Y. (2014). Political connections and the cost of bank loans. Journal of 
Accounting Research, 52(1), 193-243.
11. Infante, L., & Piazza, M. (2014). Political connections and preferential lending at local level: Some evidence from 
the Italian credit market. Journal of Corporate Finance, 29, 246-262.
12. Khwaja, A. I., & Mian, A. (2005). Do lenders favor politically connected firms? Rent provision in an emerging 
financial market. The Quarterly Journal of Economics, 120(4), 1371-1411.
13. Kroszner, R. S., & Stratmann, T. (1998). Interest-group competition and the organization of congress: theory and 
evidence from financial services’ political action committees. American Economic Review, 1163-1187.
14. Leuz, C., & Oberholzer-Gee, F. (2006). Political relationships, global financing, and corporate transparency: 
Evidence from Indonesia. Journal of Financial. Economics, 81(2), 411–439.
15. Qin, B. (2011). Political connection and government patronage: Evidence from Chinese manufacturing firms. 
In Institute for International Economic Studies (pp. 1-36). IIES. Stockholm University. 
16. Vũ Việt Quảng, Lê Thị Phương Vy (2016). Mối quan hệ về thể chế và khả năng tiếp cận thị trường vốn của doanh 
nghiệp. Tạp chí phát triền kinh tế, 27(6), 80-101.
17. Xu, N., Jing, C., Nan, G., & Tian, G. (2016). The dark side of political connections in access to finance: Evidence 
from the use of trade credit of entrepreneurial firms in China. Unpublished Working Paper.