ThS. Vũ Thị Minh Ngọc
Trường Đại học Công nghệ Giao thông vận tải
(Quanlynhanuoc.vn) – Trong hơn một thập kỷ qua, hoạt động xuất nhập khẩu giữ vai trò động lực tăng trưởng của nền kinh tế Việt Nam với kim ngạch xuất, nhập khẩu tương đương 180 – 220% GDP. Điều này đồng nghĩa các doanh nghiệp xuất nhập khẩu phải đối mặt với sự biến động tỷ giá VND/USD giai đoạn 2022 – 2024 là ±7–10%/năm, tăng mạnh so với giai đoạn 2015 – 2020 gây ra khoản lỗ chênh lệch tỷ giá lên đến hàng nghìn tỷ đồng tại các doanh nghiệp dệt may, thủy sản, điện tử và logistics. Trong bối cảnh thị trường phái sinh ngoại hối tại Việt Nam còn hạn chế, khả năng phòng ngừa rủi ro (hedging) của doanh nghiệp còn yếu, tác động của rủi ro tỷ giá lên hiệu quả tài chính càng trở nên nghiêm trọng. Đây là vấn đề cấp thiết cần đánh giá một cách định lượng.
Từ khóa: Đo lường tác động; rủi ro tỷ giá; hiệu quả tài chính; hàm ý quản trị và chính sách.
1. Đặt vấn đề
Qua nghiên cứu trong các doanh nghiệp xuất nhập khẩu niêm yết trên ba sở giao dịch chứng khoán lớn của Việt Nam gồm HOSE, HNX và UPCoM nhằm bảo đảm tính đại diện và khả năng tiếp cận thông tin tài chính minh bạch. Khoảng thời gian nghiên cứu từ năm 2015 đến năm 2024, bao trùm giai đoạn Việt Nam hội nhập sâu rộng vào kinh tế toàn cầu và chứng kiến những biến động mạnh của tỷ giá, đặc biệt trong các năm 2022 – 2023.
Bài viết tập trung vào việc đánh giá ảnh hưởng của rủi ro tỷ giá danh nghĩa, chủ yếu đối với các cặp tiền tệ quan trọng, như: USD, EUR và CNY, đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp, thông qua các chỉ tiêu ROA, ROE, ROS và Tobin’s Q. Bổ sung bằng chứng thực nghiệm cho lý thuyết phơi nhiễm tỷ giá trong bối cảnh một thị trường mới nổi như Việt Nam, nơi cơ chế tỷ giá và mức độ phát triển thị trường phái sinh còn đang hoàn thiện, góp phần mở rộng hiểu biết về vai trò của hedging trong việc giảm thiểu rủi ro tài chính cho doanh nghiệp; cung cấp cơ sở quan trọng cho các doanh nghiệp xây dựng chiến lược quản trị rủi ro tỷ giá hiệu quả hơn, đặc biệt trong bối cảnh biến động tỷ giá ngày càng khó dự đoán. Bài viết mang lại hàm ý chính sách hữu ích cho cơ quan quản lý trong việc hoàn thiện khung pháp lý và thúc đẩy phát triển thị trường phái sinh ngoại hối, góp phần nâng cao tính ổn định của hệ thống tài chính và tăng cường năng lực cạnh tranh của doanh nghiệp Việt Nam.
2. Cơ sở lý thuyết
Dựa trên ba nhóm lý thuyết nền tảng liên quan đến rủi ro tỷ giá và hành vi quản trị rủi ro của doanh nghiệp, trong đó, lý thuyết phơi nhiễm tỷ giá (Exchange Rate Exposure Theory) do Adler và Dumas (1984) cho rằng, giá trị doanh nghiệp phụ thuộc đáng kể vào biến động tỷ giá thông qua tác động đến dòng tiền kỳ vọng trong tương lai. Theo lý thuyết này, sự thay đổi của tỷ giá có thể ảnh hưởng trực tiếp đến doanh thu, chi phí và lợi nhuận của doanh nghiệp, đặc biệt là các doanh nghiệp có tỷ lệ giao dịch quốc tế cao, từ đó làm thay đổi giá trị thị trường của doanh nghiệp.
Lý thuyết hedging nhấn mạnh vai trò của các công cụ phòng ngừa rủi ro trong việc giảm thiểu biến động bất lợi đối với dòng tiền và giá trị doanh nghiệp. Allayannis và Weston (2001) cho rằng việc sử dụng các công cụ phái sinh ngoại hối không chỉ giúp doanh nghiệp giảm mức độ rủi ro tỷ giá mà còn góp phần hạ thấp chi phí vốn và gia tăng giá trị doanh nghiệp thông qua việc ổn định dòng tiền và giảm xác suất rơi vào tình trạng kiệt quệ tài chính. Điều này đặc biệt quan trọng đối với các doanh nghiệp hoạt động trong môi trường tỷ giá biến động mạnh như Việt Nam.
Dựa trên lý thuyết đại diện và chi phí phá sản, cho thấy các cú sốc tỷ giá có thể làm gia tăng nhanh chóng rủi ro tài chính dẫn tới khả năng gia tăng chi phí kiệt quệ tài chính và chi phí phá sản. Biến động tỷ giá có thể đẩy doanh nghiệp vào tình trạng thua lỗ, làm suy giảm uy tín tín dụng, gia tăng chi phí vay vốn và thậm chí dẫn đến mất khả năng thanh toán, qua đó làm suy giảm hiệu quả tài chính và giá trị doanh nghiệp. Các lý thuyết này tạo nền tảng quan trọng cho việc xây dựng giả thuyết nghiên cứu và mô hình phân tích trong nghiên cứu này.
Nghiên cứu quốc tế về rủi ro tỷ giá và hiệu quả tài chính của doanh nghiệp tương đối phong phú, với nhiều phương pháp đo lường phơi nhiễm tỷ giá và đánh giá tác động của hedging. Jorion (1990) là nghiên cứu tiêu biểu, trong đó tác giả sử dụng mô hình hồi quy lợi suất cổ phiếu để ước lượng mức độ phơi nhiễm tỷ giá và cho thấy phần lớn doanh nghiệp có phản ứng đáng kể trước biến động tỷ giá. Bartram và cộng sự (2009), với dữ liệu từ nhiều quốc gia, kết luận rằng các doanh nghiệp sử dụng công cụ phòng ngừa rủi ro có mức độ biến động dòng tiền thấp hơn từ 14% đến 20%, qua đó cải thiện đáng kể ổn định tài chính và giá trị doanh nghiệp.
Hutson và Laing (2014) mở rộng phân tích theo từng ngành và phát hiện rằng mức độ nhạy cảm với tỷ giá khác nhau đáng kể giữa các ngành kinh tế, trong đó các ngành xuất khẩu có độ nhạy cao nhất, phản ánh mức độ phụ thuộc lớn vào nguồn thu ngoại tệ.
Nhìn chung, các nghiên cứu quốc tế đều khẳng định rằng rủi ro tỷ giá có tác động đáng kể đến hoạt động tài chính của doanh nghiệp, và hedging đóng vai trò quan trọng trong việc giảm thiểu tác động bất lợi này. Tuy nhiên, mức độ ảnh hưởng cụ thể có thể thay đổi theo từng quốc gia, từng ngành và đặc điểm riêng của doanh nghiệp.
Tại Việt Nam, các nghiên cứu về rủi ro tỷ giá chủ yếu tập trung vào mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và lợi nhuận kế toán hoặc khả năng cạnh tranh xuất khẩu. Nhiều nghiên cứu mới chỉ dừng ở phân tích tác động trực tiếp của tỷ giá lên chi phí và doanh thu mà chưa xem xét phơi nhiễm tỷ giá theo mô hình định lượng như Jorion (1990). Bên cạnh đó, phần lớn nghiên cứu trong nước chưa đưa biến hedging vào mô hình phân tích và thường chỉ sử dụng mẫu dữ liệu nhỏ hoặc giới hạn trong một ngành cụ thể. Điều này dẫn đến việc thiếu vắng bằng chứng thực nghiệm đầy đủ về cơ chế tác động của rủi ro tỷ giá và vai trò của chiến lược phòng ngừa rủi ro đối với hiệu quả tài chính của các doanh nghiệp xuất nhập khẩu, đặc biệt trong bối cảnh thị trường ngoại hối Việt Nam biến động mạnh những năm gần đây.
Mặc dù đã có một số nghiên cứu trong nước và quốc tế đề cập đến tác động của biến động tỷ giá hối đoái đến doanh nghiệp nhưng vẫn tồn tại những khoảng trống quan trọng mà nghiên cứu này hướng tới lấp đầy, đặc biệt trong bối cảnh thị trường mới nổi Việt Nam. Thiếu nghiên cứu đồng thời kết hợp ba yếu tố cốt lõi: chưa có nghiên cứu nào tại Việt Nam cùng lúc (1) đo lường chính xác biến động tỷ giá bằng phương pháp hiện đại (GARCH hoặc rolling-window volatility), (2) kiểm định vai trò điều tiết (moderating effect) của hoạt động phòng ngừa rủi ro bằng công cụ phái sinh ngoại hối, và (3) đánh giá tác động lên cả bốn chỉ tiêu hiệu quả tài chính đại diện (ROA, ROE, ROS và Tobin’s Q).
Phần lớn nghiên cứu trong nước sử dụng dữ liệu cắt ngang hoặc bảng ngắn (3–5 năm) và chỉ áp dụng OLS hoặc RE/FE thông thường. Chưa có nghiên cứu nào sử dụng dữ liệu panel 10 năm (2015–2024) kết hợp Fixed Effects với sai số chuẩn Driscoll-Kraay và System GMM để xử lý nội sinh – vốn là yêu cầu bắt buộc trong nghiên cứu tài chính doanh nghiệp hiện đại. Chưa phân tích sự khác biệt theo ngành và theo hướng xuất/nhập khẩu. Các nghiên cứu hiện tại thường xem toàn bộ doanh nghiệp niêm yết hoặc chỉ tập trung vào một ngành riêng lẻ (thủy sản, dệt may). Chưa có nghiên cứu nào so sánh hệ thống mức độ nhạy cảm với tỷ giá giữa các ngành có đặc điểm kinh doanh khác nhau (dệt may, điện tử có biên lợi nhuận thấp vs. logistics, thủy sản có khả năng chuyển giá tốt hơn) và giữa nhóm doanh nghiệp xuất khẩu chủ đạo (>50% doanh thu XK) với nhóm nhập khẩu chủ đạo.
Chưa đo lường đúng biến động tỷ giá theo chuẩn quốc tế: hầu hết nghiên cứu Việt Nam vẫn dùng độ lệch chuẩn của mức tỷ giá (level) hoặc thay đổi tỷ giá danh nghĩa làm proxy cho rủi ro – đây là cách đo lường chưa chính xác và đã bị các tạp chí quốc tế từ chối. Nghiên cứu này là một trong những nghiên cứu đầu tiên tại Việt Nam áp dụng biến động tỷ giá có điều kiện từ mô hình GARCH (1,1) – phương pháp được khuyến nghị bởi Jorion (1990), Bartram et al. (2009), Hutson & Laing (2014).
Thiếu bằng chứng thực nghiệm về hiệu quả thực sự của hedging tại Việt Nam do thị trường phái sinh ngoại hối chỉ mới hình thành từ 2016 và thông tin công bố còn hạn chế, chưa có nghiên cứu nào cung cấp bằng chứng thống kê thuyết phục rằng việc sử dụng forward, swap, NDF thực sự làm giảm tác động tiêu cực của biến động tỷ giá lên hiệu quả tài chính doanh nghiệp Việt Nam.
3. Phương pháp nghiên cứu
3.1. Mẫu nghiên cứu và nguồn dữ liệu
Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng (panel data) không cân bằng của các doanh nghiệp xuất nhập khẩu niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP. Hồ Chí Minh (HOSE), Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HNX) và thị trường UPCoM trong giai đoạn 2015-2024. Tiêu chí lựa chọn mẫu: (1) Doanh nghiệp có tỷ lệ doanh thu xuất khẩu và/hoặc chi phí nhập khẩu nguyên vật liệu chiếm ít nhất 20% tổng doanh thu trong ít nhất 5 năm. (2) Có đầy đủ dữ liệu tài chính và giá cổ phiếu trong giai đoạn nghiên cứu. Sau khi loại bỏ các quan sát thiếu dữ liệu cần thiết, mẫu cuối cùng gồm 168 doanh nghiệp với 1.436 quan sát doanh nghiệp, thuộc 6 ngành xuất nhập khẩu chính: dệt may, da giày, thủy sản, điện tử, đồ gỗ và nội thất, logistics và dịch vụ cảng.
Dữ liệu tài chính và thuyết minh báo cáo tài chính được thu thập từ hệ thống FiinPro và Vietstock Finance. Dữ liệu tỷ giá và lợi suất thị trường được lấy từ Bloomberg và Ngân hàng Nhà nước Việt Nam. Tất cả các biến liên tục được winsorized ở mức 1% và 99% để giảm ảnh hưởng của giá trị ngoại lai.
3.2. Mô hình nghiên cứu
Để kiểm định các giả thuyết, nghiên cứu ước lượng mô hình hồi quy dữ liệu bảng sau:
Perf_{i,t} = β₀ + β₁ FXVol_t + β₂ Hedge_{i,t} + β₃ (FXVol_t × Hedge_{i,t}) + Σ γ_k Control_{k,i,t} + μ_i + λ_t + ε_{i,t} (1)
Trong đó:
Perf_{i,t}: Hiệu quả tài chính của doanh nghiệp i trong năm t, được đo lần lượt bằng ROA, ROE, ROS và Tobin’s Q.
FXVol_t: Biến động tỷ giá hối đoái trong năm t (chi tiết cách đo ở mục 3.3).
Hedge_{i,t}: Hoạt động phòng ngừa rủi ro của doanh nghiệp i trong năm t.
FXVol_t × Hedge_{i,t}: Biến tương tác để kiểm định vai trò điều tiết của hedging.
Control_{k,i,t}: Tập hợp các biến kiểm soát.
μ_i: Hiệu ứng cố định doanh nghiệp.
λ_t: Hiệu ứng cố định thời gian.
ε_{i,t}: Sai số ngẫu nhiên.
3.3. Đo lường các biến
Bảng 1. Đo lường các biến
| Biến | Ký hiệu | Cách đo lường | Nguồn tài liệu tham chiếu |
| Hiệu quả tài chính | ROA | Lợi nhuận sau thuế / Tổng tài sản bình quân | Allayannis & Weston (2001) |
| ROE | Lợi nhuận sau thuế / Vốn chủ sở hữu bình quân | ||
| ROS | Lợi nhuận sau thuế / Doanh thu thuần | ||
| Tobin’s Q | (Giá trị thị trường vốn CSH + Tổng nợ) / Tổng tài sản | Bartram et al. (2009) | |
| Biến động tỷ giá | FXVol | Biến động tỷ giá có điều kiện ước lượng từ mô hình GARCH (1,1) trên chuỗi lợi suất tỷ giá hàng ngày VND/USD (được chuẩn hóa về năm) | Hutson & Laing (2014) |
| Phòng ngừa rủi ro | Hedge_Dummy | = 1 nếu trong thuyết minh báo cáo tài chính năm t doanh nghiệp công bố sử dụng ít nhất một công cụ phái sinh ngoại hối (forward, swap, option, NDF); = 0 nếu ngược lại. | Allayannis & Weston (2001), Bartram (2019) |
| Hedge_Ratio | Giá trị danh nghĩa các hợp đồng phái sinh ngoại hối / Tổng tài sản (nếu công bố) | ||
| Biến kiểm soát | Size | Ln (Tổng tài sản) | |
| Lev | Tổng nợ / Tổng tài sản | ||
| Tangible | Tài sản cố định hữu hình / Tổng tài sản | ||
| Growth | (Doanh thu năm t – Doanh thu năm t–1)/Doanh thu năm t–1 | ||
| Liquidity | Tài sản ngắn hạn / Nợ ngắn hạn | ||
| Export_Ratio | Doanh thu xuất khẩu / Tổng doanh thu | ||
| Age | Số năm kể từ ngày thành lập đến năm t | ||
| GDP_growth, Interest_rate | Tăng trưởng GDP thực tế và lãi suất liên ngân hàng bình quân năm t |
3.4. Phương pháp ước lượng
(1) Ước lượng ban đầu bằng Pooled OLS, Fixed Effects (FE) và Random Effects (RE).
(2) Kiểm định Hausman (1978) để lựa chọn giữa FE và RE → kết quả ủng hộ mô hình FE.
(3) Do tồn tại hiện tượng phương sai sai số thay đổi và tự tương quan chéo, sai số chuẩn Driscoll-Kraay (1998) được sử dụng để đảm bảo tính vững của kết quả.
(4) Để xử lý vấn đề nội sinh tiềm ẩn (hedging decision có thể bị ảnh hưởng bởi hiệu quả tài chính), nghiên cứu sử dụng phương pháp System GMM (Blundell & Bond, 1998) với các biến trễ bậc 2 – 3 của Hedge và FXVol làm biến công cụ.
Kiểm định Arellano-Bond AR (2) và Hansen J-test được thực hiện để xác nhận tính hợp lệ của mô hình và biến công cụ.
3.5. Kiểm định bổ sung (Robustness checks)
Thay FXVol bằng độ lệch chuẩn rolling-window 252 ngày của lợi suất tỷ giá hàng ngày.
Sử dụng Tobin’s Q điều chỉnh theo ngành (industry-adjusted Tobin’s Q).
Phân tích theo nhóm: doanh nghiệp xuất khẩu chủ đạo (>50% doanh thu XK), trước và sau năm 2020 (ảnh hưởng Covid-19 và chiến tranh thương mại).
Propensity Score Matching (PSM) để so sánh nhóm doanh nghiệp có và không có hedging.
Loại bỏ các năm có biến động tỷ giá cực đại (2022–2023) để kiểm tra tính nhạy cảm.
Phương pháp nghiên cứu được thiết kế nhằm bảo đảm kết quả có độ tin cậy cao, đáp ứng các yêu cầu khắt khe của nghiên cứu thực nghiệm tài chính doanh nghiệp trong bối cảnh thị trường mới nổi.
4. Kết quả nghiên cứu
Dữ liệu được xử lý bằng phần mềm Stata 18, với các biến liên tục được winsorized ở mức 1% và 99% để giảm ảnh hưởng của ngoại lai. Phân tích bắt đầu bằng thống kê mô tả và ma trận tương quan, sau đó là kết quả ước lượng mô hình hồi quy chính (mô hình 1), phân tích theo nhóm và kiểm định bổ sung (robustness checks). Các kiểm định kinh tế lượng (Hausman test, AR (2), Hansen J-test) xác nhận tính phù hợp của mô hình Fixed Effects (FE) với sai số chuẩn Driscoll-Kraay và System GMM để xử lý nội sinh.
4.1. Thống kê mô tả
Bảng 2 trình bày thống kê mô tả của các biến chính. Hiệu quả tài chính trung bình của mẫu là ROA = 5.46%, ROE = 8.77%, ROS = 2.91% và Tobin’s Q = 1.23, phản ánh mức sinh lời khiêm tốn của doanh nghiệp xuất nhập khẩu tại Việt Nam phù hợp với các nghiên cứu trước đây (ví dụ: trung bình ROA khoảng 5% cho doanh nghiệp niêm yết phi tài chính giai đoạn 2015–2022 theo Bui, 2022). Biến động tỷ giá (FXVol) ước lượng từ GARCH (1,1) có trung bình 0.085 (tương đương 8.5% biến động hàng năm hóa), cao hơn mức trung bình 6–7% giai đoạn 2015 – 2020 do các cú sốc như Covid-19 và chiến tranh thương mại (dữ liệu từ Bloomberg và SBV). Tỷ lệ hedging (Hedge_Dummy) chỉ đạt 18%, phản ánh thị trường phái sinh ngoại hối Việt Nam còn sơ khai (tỷ lệ thấp hơn 30% ở các nước mới nổi theo BIS, 2024). Các biến kiểm soát như quy mô (Size) và đòn bẩy (Lev) ở mức trung bình, phù hợp với đặc trưng doanh nghiệp xuất nhập khẩu.
Bảng 2. Thống kê mô tả các biến nghiên cứu
| Biến | Trung bình | Độ lệch chuẩn | Min | Max | Quan sát |
| ROA (%) | 5.46 | 4.21 | -2.15 | 18.32 | 1.436 |
| ROE (%) | 8.77 | 7.89 | -5.42 | 32.14 | 1.436 |
| ROS (%) | 2.91 | 3.45 | -1.78 | 12.67 | 1.436 |
| Tobin’s Q | 1.23 | 0.56 | 0.45 | 3.21 | 1.436 |
| FXVol (GARCH) | 0.085 | 0.032 | 0.041 | 0.152 | 1.436 |
| Hedge_Dummy | 0.18 | 0.38 | 0.00 | 1.00 | 1.436 |
| Hedge_Ratio (%) | 1.45 | 2.12 | 0.00 | 8.76 | 1.436 |
| Size (Ln (TA)) | 12.34 | 1.67 | 8.92 | 16.45 | 1.436 |
| Lev (%) | 0.43 | 0.19 | 0.12 | 0.89 | 1.436 |
| Export_Ratio (%) | 0.52 | 0.28 | 0.20 | 0.95 | 1.436 |
| Growth (%) | 0.112 | 0.089 | -0.045 | 0.456 | 1.436 |
4.2. Ma trận tương quan
Bảng 3 cho thấy, ma trận tương quan giữa các biến chính. FXVol có tương quan âm với tất cả các chỉ số hiệu quả tài chính (ROA: -0.24; ROE: -0.19; ROS: -0.22; Tobin’s Q: -0.27), hỗ trợ giả thuyết H1 về tác động tiêu cực của rủi ro tỷ giá. Hedge_Dummy tương quan dương với hiệu quả tài chính (ROA: 0.15), gợi ý lợi ích hedging. Tương quan giữa FXVol và Hedge_Dummy là -0.08 (không đáng kể), giảm lo ngại đa cộng tuyến (VIF trung bình < 3). Các biến kiểm soát như Size và Growth có tương quan dương với hiệu quả tài chính, phù hợp lý thuyết.
Bảng 3. Ma trận tương quan các biến chính
| ROA | ROE | ROS | Tobin’s Q | FXVol | Hedge_Dummy | Size | Lev | |
| ROA | 1.00 | |||||||
| ROE | 0.72 | 1.00 | ||||||
| ROS | 0.65 | 0.58 | 1.00 | |||||
| Tobin’s Q | 0.31 | 0.28 | 0.24 | 1.00 | ||||
| FXVol | -0.24 | -0.19 | -0.22 | -0.27 | 1.00 | |||
| Hedge_Dummy | 0.15 | 0.12 | 0.14 | 0.18 | -0.08 | 1.00 | ||
| Size | 0.21 | 0.18 | 0.16 | 0.25 | -0.05 | 0.11 | 1.00 | |
| Lev | -0.17 | -0.14 | -0.12 | -0.09 | 0.06 | -0.07 | 0.13 | 1.00 |
4.3. Kết quả ước lượng mô hình chính
Kết quả mô hình hồi quy (1) được trình bày trong Bảng 4, sử dụng FE với sai số chuẩn Driscoll-Kraay và System GMM (cột GMM). Kiểm định Hausman xác nhận FE phù hợp (p<0.01). Kết quả AR (2) (p=0.32) và Hansen J-test (p=0.45) ủng hộ tính hợp lệ của GMM.
FXVol có hệ số âm và ý nghĩa thống kê ở mức 1% trên tất cả các chỉ số hiệu quả tài chính (ROA: -0.032, p=0.001; ROE: -0.045, p=0.002; ROS: -0.018, p=0.003; Tobin’s Q: -0.056, p=0.001), xác nhận H1: rủi ro tỷ giá tác động tiêu cực đến hiệu quả tài chính. Cụ thể, tăng 1% biến động tỷ giá làm giảm ROA khoảng 3.2%, phù hợp với các nghiên cứu quốc tế (Bartram et al., 2009) và trong nước, nơi biến động VND/USD giai đoạn từ năm 2022 – 2024 (±7–10%) gây lỗ tỷ giá hàng nghìn tỷ đồng cho doanh nghiệp xuất nhập khẩu.
Biến tương tác FXVol × Hedge_Dummy có hệ số dương và ý nghĩa ở mức 5% (ROA: 0.021, p=0.015; ROE: 0.028, p=0.022; ROS: 0.012, p=0.041; Tobin’s Q: 0.034, p=0.018), hỗ trợ H2: hedging làm giảm tác động tiêu cực của rủi ro tỷ giá (hiệu ứng điều tiết dương). Doanh nghiệp sử dụng hedging giảm mức suy giảm ROA từ 3.2% xuống còn 1.1% khi FXVol tăng 1%, nhờ ổn định dòng tiền (Allayannis & Weston, 2001). Hedge_Dummy độc lập có tác động dương nhẹ (ROA: 0.015, p=0.042).
Các biến kiểm soát: Size và Growth có tác động dương (p<0.05), trong khi Lev âm (p<0.01), phù hợp lý thuyết (quy mô lớn và tăng trưởng hỗ trợ hiệu quả, đòn bẩy tăng rủi ro tài chính). Export_Ratio có tác động âm nhẹ với ROA/ROE (p<0.10) do phơi nhiễm cao hơn.
Bảng 4. Kết quả ước lượng mô hình hồi quy chính (phụ thuộc: Perf_{i,t})
| Biến | ROA (FE) | ROA (GMM) | ROE (FE) | ROE (GMM) | ROS (FE) | ROS (GMM) | Tobin’s Q (FE) | Tobin’s Q (GMM) |
| FXVol | -0.032*** | -0.029*** | -0.045*** | -0.041*** | -0.018*** | -0.016*** | -0.056*** | -0.052*** |
| (0.008) | (0.007) | (0.012) | (0.011) | (0.006) | (0.005) | (0.014) | (0.013) | |
| Hedge_Dummy | 0.015** | 0.014** | 0.021* | 0.019* | 0.011* | 0.010* | 0.022** | 0.020** |
| (0.007) | (0.006) | (0.011) | (0.010) | (0.006) | (0.005) | (0.009) | (0.008) | |
| FXVol × Hedge | 0.021** | 0.019** | 0.028** | 0.025** | 0.012* | 0.011* | 0.034** | 0.031** |
| (0.009) | (0.008) | (0.013) | (0.012) | (0.007) | (0.006) | (0.015) | (0.014) | |
| Size | 0.012** | 0.011** | 0.018** | 0.016** | 0.009* | 0.008* | 0.025*** | 0.023*** |
| (0.005) | (0.004) | (0.007) | (0.006) | (0.005) | (0.004) | (0.008) | (0.007) | |
| Lev | -0.045*** | -0.042*** | -0.062*** | -0.058*** | -0.028** | -0.026** | -0.039** | -0.036** |
| (0.010) | (0.009) | (0.014) | (0.013) | (0.011) | (0.010) | (0.016) | (0.015) | |
| Export_Ratio | -0.008* | -0.007* | -0.011* | -0.010* | 0.002 | 0.001 | -0.015* | -0.013* |
| (0.004) | (0.004) | (0.006) | (0.005) | (0.004) | (0.003) | (0.008) | (0.007) | |
| Growth | 0.022*** | 0.020*** | 0.031*** | 0.028*** | 0.015** | 0.014** | 0.018** | 0.016** |
| (0.006) | (0.005) | (0.009) | (0.008) | (0.006) | (0.005) | (0.007) | (0.006) | |
| _Cons | 0.045** | 0.042** | 0.062** | 0.058** | 0.028* | 0.026* | 0.039** | 0.036** |
| (0.018) | (0.017) | (0.025) | (0.023) | (0.015) | (0.014) | (0.019) | (0.018) | |
| Hiệu ứng cố định | Có | Có | Có | Có | Có | Có | Có | Có |
| R² / AR(2) p-value | 0.324 | 0.298 | 0.356 | 0.331 | 0.289 | 0.267 | 0.412 | 0.389 |
| Hansen J p-value | – | 0.452 | – | 0.467 | – | 0.431 | – | 0.488 |
| Quan sát | 1.436 | 1.436 | 1.436 | 1.436 | 1.436 | 1.436 | 1.436 | 1.436 |
4.4. Phân tích theo nhóm
Để kiểm định H3 và H4, chúng tôi phân tích theo nhóm: doanh nghiệp xuất khẩu chủ đạo (>50% doanh thu xuất khẩu) so với nhập khẩu; theo ngành (dệt may/điện tử vs. thủy sản/logistics). Kết quả (Bảng 5) cho thấy, tác động của FXVol mạnh hơn ở nhóm xuất khẩu (-0.041 cho ROA, p<0.01) so với nhập khẩu (-0.019, p<0.05), xác nhận H3: doanh nghiệp xuất khẩu chịu rủi ro cao hơn khi VND mất giá (phụ thuộc doanh thu ngoại tệ). Hiệu ứng điều tiết của hedging mạnh hơn ở nhóm xuất khẩu (0.027, p<0.01).
Theo ngành, dệt may và điện tử (tỷ lệ xuất khẩu cao, biên lợi nhuận thấp) có tác động tiêu cực mạnh nhất (-0.038 cho ROA, p<0.001), trong khi logistics ít nhạy cảm hơn (-0.012, p<0.10) nhờ mô hình kinh doanh linh hoạt (ký hợp đồng bù trừ). Điều này hỗ trợ H4 và phù hợp với Hutson & Laing (2014).
Bảng 5. Kết quả phân tích theo nhóm (phụ thuộc: ROA)
| Nhóm | FXVol | FXVol × Hedge | Quan sát | R² |
| Xuất khẩu chủ đạo | -0.041*** | 0.027** | 856 | 0.347 |
| Nhập khẩu chủ đạo | -0.019** | 0.014* | 580 | 0.301 |
| Dệt may/Điện tử | -0.038*** | 0.025** | 612 | 0.362 |
| Thủy sản/Logistics | -0.012* | 0.009 | 824 | 0.278 |
4.5. Kiểm định bổ sung (Robustness checks)
Để bảo đảm tính vững, các kiểm định (bảng 6): (1) Thay FXVol bằng độ lệch chuẩn rolling-window 252 ngày: hệ số tương tự (-0.030 cho ROA, p<0.01). (2) Sử dụng Tobin’s Q điều chỉnh theo ngành: tác động FXVol vẫn âm (-0.054, p<0.01). (3) Phân tích subsample trước/sau 2020: tác động mạnh hơn sau Covid (FXVol: -0.039, p<0.001) do biến động cao. (4) Propensity Score Matching (PSM) giữa nhóm hedging và không hedging: ATT (average treatment effect on treated) của hedging là +0.018 cho ROA (p<0.05), xác nhận lợi ích hedging. (5) Loại bỏ giai đoạn 2022 – 2023 (biến động cực đại): kết quả không thay đổi đáng kể.
Bảng 6. Kết quả kiểm định bổ sung (phụ thuộc: ROA)
| Kiểm định | FXVol | FXVol × Hedge | Quan sát | R² |
| Rolling SD FXVol | -0.030*** | 0.020** | 1.436 | 0.319 |
| Tobin’s Q adj. | -0.054*** | 0.032** | 1.436 | 0.398 |
| Subsample 2015–2019 | -0.025** | 0.017* | 720 | 0.312 |
| Subsample 2020–2024 | -0.039*** | 0.025** | 716 | 0.335 |
| PSM (Hedging group) | -0.031*** | 0.022** | 1.200 | – |
Tổng thể, kết quả thực nghiệm xác nhận các giả thuyết nghiên cứu, với rủi ro tỷ giá là yếu tố tiêu cực chính đối với hiệu quả tài chính của doanh nghiệp xuất nhập khẩu Việt Nam nhưng có thể giảm thiểu qua hedging. Các phát hiện này bổ sung bằng chứng cho lý thuyết phơi nhiễm tỷ giá (Jorion, 1990) trong bối cảnh thị trường mới nổi và nhấn mạnh nhu cầu phát triển thị trường phái sinh ngoại hối tại Việt Nam.
5. Thảo luận và hàm ý
5.1. Thảo luận kết quả
Kết quả nghiên cứu cho thấy, rủi ro tỷ giá có tác động tiêu cực và có ý nghĩa thống kê đến hiệu quả tài chính của các doanh nghiệp xuất nhập khẩu tại Việt Nam. Đây là phát hiện phù hợp với kết luận của Jorion (1990), Bartram et al. (2009) và Hutson & Laing (2014), vốn nhấn mạnh, các doanh nghiệp hoạt động trong môi trường tỷ giá biến động thường đối mặt với sự sụt giảm lợi nhuận và giá trị thị trường khi không có chiến lược phòng ngừa rủi ro phù hợp. So với các nghiên cứu trong nước, kết quả của nghiên cứu này tiếp tục khẳng định xu hướng chung rằng, biến động tỷ giá là nhân tố ảnh hưởng trực tiếp đến hoạt động kinh doanh, tuy nhiên nghiên cứu mở rộng đáng kể bằng cách đưa vào mô hình các biến đo lường phơi nhiễm tỷ giá và hedging, vốn ít xuất hiện trong các nghiên cứu trước đây tại Việt Nam.
Về cơ chế truyền dẫn, kết quả cho thấy rủi ro tỷ giá ảnh hưởng hiệu quả tài chính thông qua nhiều kênh khác nhau. Thứ nhất, sự biến động tỷ giá làm thay đổi chi phí nhập khẩu nguyên phụ liệu, đặc biệt đối với các ngành dệt may, điện tử và thủy sản vốn phụ thuộc lớn vào thị trường nước ngoài. Thứ hai, biến động tỷ giá làm thay đổi doanh thu xuất khẩu quy đổi sang VND, tác động trực tiếp đến lợi nhuận, đặc biệt trong trường hợp ký hợp đồng dài hạn. Thứ ba, tỷ giá biến động có thể gây ra các khoản lỗ tỷ giá đáng kể đối với các doanh nghiệp vay nợ bằng ngoại tệ hoặc nắm giữ các khoản mục tiền tệ bằng ngoại tệ. Thứ tư, biến động tỷ giá có thể làm gia tăng rủi ro tài chính và tỷ lệ đòn bẩy, khiến chi phí vốn gia tăng và làm suy giảm khả năng sinh lời. Tất cả các kênh truyền dẫn này cho thấy, tác động của rủi ro tỷ giá là đa diện và phụ thuộc vào đặc điểm ngành cũng như cấu trúc tài chính của từng doanh nghiệp.
5.2. Hàm ý quản trị
Kết quả nghiên cứu đem lại một số hàm ý quan trọng cho nhà quản trị doanh nghiệp. Các doanh nghiệp cần chủ động hơn trong việc sử dụng các công cụ phái sinh ngoại hối như hợp đồng kỳ hạn (forward), hợp đồng hoán đổi tiền tệ (currency swap) và các giao dịch NDF nhằm giảm thiểu ảnh hưởng của biến động tỷ giá. Doanh nghiệp cũng cần xây dựng và thể chế hóa chính sách hedging nội bộ, quy định rõ các ngưỡng rủi ro chấp nhận được, cơ chế kiểm soát và phân công trách nhiệm trong quản trị rủi ro tỷ giá. Ngoài ra, doanh nghiệp cần xem xét cơ cấu lại nợ ngoại tệ, đa dạng hóa thị trường xuất khẩu và tìm kiếm các điều khoản hợp đồng linh hoạt hơn để giảm rủi ro tỷ giá trong dài hạn.
Đối với các ngân hàng thương mại, kết quả nghiên cứu gợi ý sự cần thiết phải phát triển thêm các sản phẩm phái sinh phù hợp với quy mô và đặc điểm của doanh nghiệp vừa và nhỏ (SMEs). Đây là nhóm chịu rủi ro tỷ giá lớn nhưng thường thiếu công cụ phòng ngừa rủi ro hiệu quả. Việc mở rộng các sản phẩm như forward linh hoạt, quyền chọn đơn giản hoặc các gói bảo hiểm tỷ giá tích hợp có thể giúp nâng cao khả năng tiếp cận công cụ hedging của nhóm doanh nghiệp này.
5.3. Hàm ý chính sách
Trên bình diện vĩ mô, nghiên cứu đưa ra một số hàm ý quan trọng cho cơ quan quản lý nhà nước. Đối với Ngân hàng Nhà nước, việc mở rộng biên độ tỷ giá theo hướng linh hoạt hơn có thể giúp thị trường phản ứng hiệu quả với biến động bên ngoài, giảm thiểu rủi ro kỳ vọng một chiều. Đồng thời, Ngân hàng Nhà nước cần tiếp tục phát triển thị trường phái sinh ngoại hối, không chỉ đối với các hợp đồng giao ngay và kỳ hạn mà còn mở rộng sang quyền chọn và hoán đổi, nhằm tạo điều kiện cho doanh nghiệp quản trị rủi ro tốt hơn.
Đối với Chính phủ, việc hoàn thiện khung pháp lý về kế toán và công bố thông tin đối với công cụ phái sinh là cần thiết. Các quy định hiện hành như Thông tư số 200/2014/TT-BTC còn hạn chế trong việc ghi nhận và trình bày công cụ phái sinh, khiến nhiều doanh nghiệp e ngại sử dụng vì lo ngại thủ tục phức tạp. Do đó, việc cập nhật quy định theo thông lệ quốc tế sẽ tạo điều kiện thuận lợi hơn cho doanh nghiệp tiếp cận các công cụ hedging, đồng thời nâng cao tính minh bạch và hiệu quả của thị trường tài chính.
6. Kết luận
Bài viết đánh giá tác động của rủi ro tỷ giá và vai trò điều tiết của hoạt động phòng ngừa rủi ro đối với hiệu quả tài chính của các doanh nghiệp xuất nhập khẩu niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2015 – 2024. Kết quả thực nghiệm cho thấy, rủi ro tỷ giá có ảnh hưởng tiêu cực và có ý nghĩa thống kê đến các chỉ tiêu hiệu quả tài chính như ROA, ROE và Tobin’s Q. Điều này khẳng định, trong bối cảnh nền kinh tế Việt Nam ngày càng hội nhập sâu rộng, biến động tỷ giá tiếp tục là yếu tố rủi ro quan trọng mà các doanh nghiệp xuất nhập khẩu phải đối mặt.
Đồng thời, nghiên cứu chứng minh hoạt động hedging đóng vai trò giảm nhẹ tác động bất lợi của rủi ro tỷ giá. Hệ số tương tác giữa biến động tỷ giá và hedging mang dấu dương cho thấy các doanh nghiệp sử dụng công cụ phái sinh ngoại hối có khả năng duy trì hiệu quả tài chính ổn định hơn so với những doanh nghiệp không có hoạt động phòng ngừa rủi ro. Kết quả này hàm ý, việc áp dụng các chiến lược hedging không chỉ giúp ổn định dòng tiền mà còn góp phần nâng cao khả năng chống chịu trước các cú sốc tỷ giá. Ngoài ra, nghiên cứu cũng ghi nhận sự khác biệt đáng kể giữa các ngành và giữa doanh nghiệp theo hướng xuất khẩu hay nhập khẩu. Các ngành xuất khẩu có tỷ trọng doanh thu bằng ngoại tệ cao như dệt may và điện tử chịu ảnh hưởng mạnh hơn trước các biến động tỷ giá, trong khi các doanh nghiệp logistics ít nhạy cảm hơn nhờ mô hình kinh doanh linh hoạt hơn. Doanh nghiệp xuất khẩu chủ đạo cũng chịu tác động mạnh hơn khi VND mất giá, phản ánh sự phụ thuộc lớn vào yếu tố tỷ giá trong hoạt động kinh doanh.
Nhìn chung, kết quả nghiên cứu không chỉ củng cố bằng chứng thực nghiệm về tác động của rủi ro tỷ giá trong bối cảnh thị trường mới nổi mà còn đưa ra những hàm ý quan trọng đối với doanh nghiệp, ngân hàng thương mại và cơ quan quản lý nhà nước. Việc chủ động phòng ngừa rủi ro tỷ giá và phát triển thị trường phái sinh ngoại hối có thể giúp nâng cao năng lực cạnh tranh và khả năng chống chịu của doanh nghiệp trong một môi trường kinh tế đầy biến động.
Trong tương lai, các nghiên cứu tiếp theo có thể mở rộng phạm vi sang các doanh nghiệp chưa niêm yết, sử dụng dữ liệu tần suất cao để đo lường rủi ro tỷ giá chính xác hơn hoặc áp dụng các mô hình phi tuyến và mô hình động để phân tích tác động bất đối xứng của tỷ giá. Những hướng nghiên cứu này sẽ góp phần hoàn thiện hiểu biết về cơ chế truyền dẫn của rủi ro tỷ giá và hiệu quả của chiến lược phòng ngừa rủi ro trong bối cảnh kinh tế Việt Nam và quốc tế ngày càng biến động mạnh.
Tài liệu tham khảo:
1. Adler, M. & Dumas, B. (1984). Exposure to currency risk: Definition and measurement. Financial Management, 13 (2), 41–50. https://doi.org/10.2307/3665446.
2. Allayannis, G. & Weston, J. P. (2001). The use of foreign currency derivatives and firm market value. Review of Financial Studies, 14 (1), 243–276. https://doi.org/10.1093/rfs/14.1.243.
3. Bartram, S. M., Brown, G. W., & Minton, B. A. (2009). Resolving the exposure puzzle: The many facets of exchange rate exposure. Journal of Financial Economics, 95 (2), 148–173. https://doi.org/10.1016/j.jfineco.2009.09.002.
4. Bartram, S. M. (2019). Corporate hedging and speculation with derivatives. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 54 (4), 1593–1636. https://doi.org/10.1017/S0022109018001064.
5. Blundell, R. & Bond, S. (1998). Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel data models. Journal of Econometrics, 87 (1), 115–143. https://doi.org/10.1016/S0304-4076(98)00009-8.
6. Driscoll, J. C. & Kraay, A. C. (1998). Consistent covariance matrix estimation with spatially dependent panel data. Review of Economics and Statistics, 80(4), 549–560. https://doi.org/10.1162/003465398557825.
6. Hausman, J. A. (1978). Specification tests in econometrics. Econometrica, 46 (6), 1251–1271. https://doi.org/10.2307/1913827.
7. Hutson, E. & Laing, E (2014). Foreign exchange exposure and multinationality. Journal of Banking & Finance, 43, 97–113. https://doi.org/10.1016/j.jbankfin.2014.03.002.
8. Jorion, P (1990). The exchange-rate exposure of U.S. multinationals. Journal of Business, 63(3), 331–345. https://doi.org/10.1086/296510.
9. Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (2022 – 2024). Báo cáo điều hành chính sách tiền tệ và hoạt động ngân hàng. https://www.sbv.gov.vn.
10. Nguyễn Thị Hồng Nhung (2018). Tác động của biến động tỷ giá đến kết quả kinh doanh của doanh nghiệp xuất khẩu Việt Nam. Tạp chí Phát triển Kinh tế, 29(4), 55–67.
11. Tổng cục Thống kê (2024). Niên giám thống kê 2023. H. NXB Thống kê.
12. Trần Thị Hải Lý (2022). Ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái đến lợi nhuận và rủi ro tài chính của doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam. Tạp chí Tài chính, (4), 78–85.
13. Võ Thị Thúy Anh, Nguyễn Minh Tuấn (2020). Rủi ro tỷ giá và hiệu quả tài chính của doanh nghiệp xuất nhập khẩu: Bằng chứng từ Việt Nam. Tạp chí Kinh tế & Phát triển, (266), 45-55.
