Luận án Các nhân tố tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty tại Việt Nam

020) (0.2180) (0.0090) (0.5260) (0.2290) GROW 0.0418* 0.0065 0.0418* -0.0163* -0.0007 -0.0063 0.0290 0.0055 0.0290 -0.0674** -0.0054 -0.0188 (0.0890) (0.7570) (0.0830) (0.0900) (0.9420) (0.4860) (0.5980) (0.8870) (0.5960) (0.0280) (0.8490) (0.4970) TAX 0.2389 0.0640 0.2389 0.0455 0.0202 0.0258 0.3592 0.3114 0.3592 0.0163 0.0195 0.0284 (0.6770) (0.9030) (0.6760) (0.1100) (0.4090) (0.2910) (0.3870) (0.2760) (0.3850) (0.8340) (0.7670) (0.6650) TERM -0.0125 -0.0402 -0.0125 0.0200* 0.0195** 0.0196** 0.0484 0.0226 0.0484 -0.0185 -0.0171 -0.0175 (0.8660) (0.5000) (0.8650) (0.0850) (0.0360) (0.0370) (0.4410) (0.5780) (0.4390) (0.3380) (0.2550) (0.2530) INF 0.0160 0.0103 0.0160 0.0008 0.0019 0.0012 0.0113 0.0050 0.0113 0.0004 0.0002 0.0004 (0.1190) (0.2290) (0.1130) (0.6700) (0.1900) (0.3980) (0.2400) (0.4430) (0.2360) (0.9030) (0.9500) (0.8700) -135- GDP -0.0469 -0.0058 -0.0469 0.0256 0.0228 0.0242* 0.1121 0.1229** 0.1121 -0.0044 -0.0295 -0.0237 (0.6630) (0.9510) (0.6610) (0.1500) (0.1140) (0.0960) (0.2390) (0.0470) (0.2350) (0.8820) (0.2100) (0.3190) FI 5.6531 1.6557 5.6531 0.9393 0.4620 0.7597 3.5631 5.2681 3.5631 -2.1761 -0.9542 -1.3127 (0.3770) (0.7820) (0.3730) (0.3720) (0.5960) (0.3780) (0.5220) (0.1800) (0.5200) (0.2220) (0.5100) (0.3620) FM 0.3001 -0.1883 0.3001 0.1985** 0.2239*** 0.1872** 0.2877 -0.3607 0.2877 0.2985* 0.1574 0.2049 (0.6040) (0.7220) (0.6020) (0.0410) (0.0080) (0.0200) (0.5520) (0.3630) (0.5510) (0.0580) (0.2210) (0.1070) IQ 0.0064 0.0125 0.0064 -0.0005 0.0001 -0.0006 0.0009 -0.0030 0.0009 0.0192 0.0136 0.0157 (0.8990) (0.7870) (0.8990) (0.9550) (0.9880) (0.9250) (0.9840) (0.9180) (0.9840) (0.1720) (0.2170) (0.1600) Số quan sát 72 72 72 782 782 782 93 93 93 246 246 246 R2 0.3888 0.3281 0.2248 0.2643 0.1161 0.1108 0.1707 0.3784 0.0707 0.3749 0.1987 0.1887 Prob>F 0.0100 0.1748 0.0020 0.0000 0.0000 0.0000 0.4097 0.0027 0.3920 0.0000 0.0001 0.0000 Kiểm định Hausman 0.0025 0.0258 0.0000 0.0006 Kiểm định LM 0.0003 0.0000 0.0000 0.0000 Kiểm định Wald 0.0000 0.0000 0.0085 0.0000 Kiểm định Wooldrige 0.0110 0.0000 0.3295 0.0380 -136- Bảng 4.12: Kết quả hồi quy các nhân tố nội tại và nhân tố bên ngoài theo phương pháp Pooled OLS, FEM, REM (theo nhóm ngành) (tiếp theo) Biến Tiện ích cộng đồng Vận tải - Kho bãi Xây dựng - Bất động sản Pooled FEM REM Pooled FEM REM Pooled FEM REM LEV 0.4857** 0.1982 0.2574 -0.0857 -0.0709 -0.0250 0.0839 -0.0293 0.0253 (0.0200) (0.4880) (0.2560) (0.5040) (0.7130) (0.8710) (0.2590) (0.7830) (0.7760) PROF 0.5502 -0.4930 -0.0372 -0.2433* -0.2259 -0.2258 -0.3124 -0.0418 -0.1098 (0.2000) (0.2980) (0.9270) (0.0990) (0.1250) (0.1100) (0.1310) (0.8240) (0.5450) VOL -0.0265 -0.0019 -0.0115 0.0022 -0.0034 -0.0032 0.0006** 0.0002 0.0003 (0.2200) (0.9230) (0.5420) (0.7810) (0.6570) (0.6640) (0.0370) (0.2770) (0.1890) LIQ 0.0618*** 0.0447*** 0.0487*** 0.0348** 0.0526*** 0.0433*** 0.0386*** 0.0138*** 0.0196*** (0.0000) (0.0010) (0.0000) (0.0160) (0.0010) (0.0030) (0.0000) (0.0080) (0.0000) TAN 0.5118*** 0.0995 0.3424** 0.5003*** 0.8269*** 0.6108*** 0.6089*** 0.4043*** 0.4692*** (0.0000) (0.6840) (0.0240) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) AM 0.0014 -0.0007 0.0006 -0.0014 -0.0004 -0.0005 0.0001 -0.0001 0.0000 (0.5110) (0.7580) (0.7850) (0.4810) (0.8450) (0.7960) (0.6580) (0.7840) (0.8400) SIZE 0.0041 0.0497 0.0123 0.0767*** 0.1902*** 0.0874*** 0.1022*** 0.1135*** 0.1084*** (0.8550) (0.6480) (0.7320) (0.0000) (0.0010) (0.0020) (0.0000) (0.0000) (0.0000) GROW -0.0029* -0.0008 -0.0013 0.0185 -0.0062 0.0014 0.0461* 0.0451** 0.0477** (0.0500) (0.4960) (0.2400) (0.6290) (0.8610) (0.9680) (0.0890) (0.0490) (0.0330) TAX 0.2291* 0.0762 0.1070 -0.0497 -0.0235 -0.0251 -0.0024 0.0034 0.0010 (0.0850) (0.4460) (0.2910) (0.5020) (0.7300) (0.7130) (0.8310) (0.7080) (0.9120) TERM 0.0403 0.0149 0.0253 0.0120 -0.0013 0.0033 0.0013 -0.0034 -0.0022 (0.3160) (0.6150) (0.3990) (0.6570) (0.9530) (0.8870) (0.9400) (0.7910) (0.8690) INF 0.0025 0.0008 0.0012 0.0067 0.0035 0.0043 0.0012 -0.0005 -0.0002 (0.6850) (0.8590) (0.7980) (0.1200) (0.3500) (0.2470) (0.6740) (0.8070) (0.9140) GDP 0.0198 0.0160 0.0235 -0.0142 0.0061 -0.0081 -0.0112 -0.0010 -0.0027 -137- (0.7560) (0.7290) (0.6190) (0.7390) (0.8690) (0.8250) (0.6980) (0.9630) (0.8990) FI 4.5626 1.9115 3.2926 2.2726 -0.7532 0.9181 -2.0746 -3.2159** -2.8835** (0.2140) (0.5100) (0.2350) (0.3470) (0.7240) (0.6630) (0.2110) (0.0120) (0.0220) FM 0.2883 0.3219 0.2783 0.4641** 0.4479** 0.4227** 0.2083 0.2030* 0.1937 (0.3980) (0.2250) (0.2830) (0.0410) (0.0210) (0.0310) (0.1700) (0.0940) (0.1000) IQ 0.0076 -0.0037 -0.0014 0.0023 0.0093 0.0062 0.0126 0.0097 0.0101 (0.7930) (0.8600) (0.9480) (0.9090) (0.5710) (0.7150) (0.3230) (0.3060) (0.2910) Số quan sát 132 132 132 172 172 172 576 576 576 R2 0.3537 0.1884 0.1732 0.3286 0.2901 0.2734 0.2827 0.1050 0.1020 Prob>F 0.0000 0.1138 0.0162 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 Kiểm định Hausman 0.9937 0.0014 0.0797 Kiểm định LM 0.0000 0.0000 0.0000 Kiểm định Wald 0.0000 0.0000 0.0000 Kiểm định Wooldrige 0.0088 0.0000 0.0070 (Nguồn: Tác giả xử lý số liệu từ phần mềm Stata) (Ghi chú: Phương trình hồi quy 𝑀𝑅𝑖,𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1𝐿𝐸𝑉𝑖,𝑡 + 𝛽2𝑃𝑅𝑂𝐹𝑖,𝑡 + 𝛽3𝑉𝑂𝐿𝑖,𝑡 + 𝛽 𝐿𝐼𝑄𝑖,𝑡 + 𝛽5𝑇𝐴𝑁𝑖,𝑡 + 𝛽6𝐴𝑀𝑖,𝑡 + 𝛽7𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖,𝑡 + 𝛽8𝐺𝑅𝑂𝑊𝑖,𝑡 + 𝛽9𝑇𝐴𝑋𝑖,𝑡 + 𝛽10𝑇𝐸𝑅𝑀𝑖,𝑡 + 𝛽11𝐼𝑁𝐹𝑖,𝑡 + +𝛽12𝐺𝐷𝑃𝑖,𝑡 + 𝛽13𝐹𝐼𝑖,𝑡 + 𝛽14𝐹𝑀𝑖,𝑡 + 𝛽15𝐼𝑄𝑖,𝑡 (2) theo phương pháp Pooled OLS, FEM, REM lần lượt theo từng nhóm ngành.*, **, *** lần lượt đại diện cho ý nghĩa thống kê tại mức 10%, 5%, 1%). -138- Kết quả kiểm định Hausman và LM cho thấy ngoại trừ ngành Tiện ích cộng đồng, những ngành còn lại đều nên sử dụng phương pháp FEM trong nghiên cứu tác động của các nhân tố nội tại đến cấu trúc kỳ hạn nợ. Tuy nhiên kiểm định Wald tại tất cả các ngành đều có Pvalue < 0.01 nên kết quả ước lượng mô hình (1) dù theo phương pháp REM (đối với ngành Tiện ích cộng đồng) hay phương pháp FEM (đối với các ngành còn lại) đều không hiệu quả do tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi tại mức ý nghĩa 1%. Kết quả kiểm định Wooldrige tại tất cả các ngành (trừ ngành Sản xuất nông lâm ngư nghiệp) đều có Pvalue < 0.05 nên kết quả ước lượng mô hình (1) của những ngành này cũng không hiệu quả do có tồn tại hiện tượng tự tương quan tại mức ý nghĩa 5%. Từ đó, phương pháp GLS sẽ tiếp tục được sử dụng nhằm khắc phục nhược điểm trên, kết quả của các hệ số hồi quy thu được theo phương pháp GLS sẽ hiệu quả. Bảng 4.13: Kết quả hồi quy các nhân tố nội tại và nhân tố bên ngoài theo phương pháp GLS (theo nhóm ngành) Biến Khai khoáng Sản xuất Sản xuất NLNN Thương mại Tiện ích cộng đồng Vận tải- Kho bãi Xây dựng- Bất động sản LEV 0.3931 -0.0378*** 1.0759*** 0.2559*** 0.3146* 0.0171 -0.0002 (0.1720) (0.0010) (0.0020) (0.0000) (0.0690) (0.8580) (0.9970) PROF 0.4789 0.0398 0.4012 0.0196 -0.0273 -0.2158** -0.0399 (0.3430) (0.2620) (0.3820) (0.8610) (0.9090) (0.0390) (0.7970) VOL 0.0030 0.0002*** 0.0003 -0.0012 -0.0138 0.0008 0.0002 (0.1720) (0.0000) (0.9880) (0.5460) (0.2450) (0.7810) (0.2690) LIQ 0.0751*** 0.0161*** 0.0927*** 0.0551*** 0.0546*** 0.0415*** 0.0427*** (0.0070) (0.0030) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) TAN 0.4636 0.5328*** 0.5614** 0.4263*** 0.6344*** 0.4012*** 0.6831*** (0.1250) (0.0000) (0.0270) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) AM -0.0060** 0.0020** 0.0019 0.0005 -0.0008 0.0001 -0.0003 (0.0340) (0.0130) (0.5010) (0.1420) (0.3540) (0.9180) (0.1140) SIZE 0.0738** 0.0439*** -0.0247 0.0022 0.0235** 0.0650*** 0.1324*** (0.0370) (0.0000) (0.4580) (0.8200) (0.0360) (0.0000) (0.0000) GROW 0.0191 -0.0020 0.0158 -0.0047 -0.0017 0.0176 0.0395* (0.4220) (0.6950) (0.6600) (0.6730) (0.1690) (0.4460) (0.0570) TAX -0.0079 0.0172 0.1687 0.0235 0.1253 -0.0096 0.0053 -139- (0.9830) (0.1390) (0.3140) (0.4680) (0.1680) (0.7490) (0.6190) TERM -0.0398 0.0093*** 0.0332 -0.0028 0.0151 -0.0129 -0.0029 (0.3310) (0.0020) (0.2630) (0.6000) (0.2560) (0.1870) (0.7140) INF 0.0092 0.0006 0.0031 0.0012 0.0033 0.0020 -0.0015 (0.1530) (0.3410) (0.5760) (0.2110) (0.3020) (0.3260) (0.3470) GDP -0.0649 0.0205*** 0.1086** -0.0017 0.0057 0.0086 0.0148 (0.3250) (0.0000) (0.0250) (0.8450) (0.8950) (0.6450) (0.3560) FI 0.0244 -0.0721 1.0801 0.1889 2.1597 -1.8794* -3.2585*** (0.9950) (0.8300) (0.6950) (0.7240) (0.2370) (0.0690) (0.0000) FM 0.5720 0.1131*** -0.0521 0.0516 0.2580 0.1531 0.1280 (0.2050) (0.0060) (0.8800) (0.4160) (0.2020) (0.2100) (0.2360) IQ 0.0440 0.0023 0.0028 0.0003 0.0140 0.0073 0.0102 (0.1780) (0.4010) (0.9100) (0.9460) (0.2530) (0.4000) (0.1550) Số quan sát 69 782 93 246 131 172 576 Prob>F 0.0001 0.0000 0.0180 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 (Nguồn: Tác giả xử lý số liệu từ phần mềm Stata) (Ghi chú: Phương trình hồi quy 𝑀𝑅𝑖,𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1𝐿𝐸𝑉𝑖,𝑡 + 𝛽2𝑃𝑅𝑂𝐹𝑖,𝑡 + 𝛽3𝑉𝑂𝐿𝑖,𝑡 + 𝛽 𝐿𝐼𝑄𝑖,𝑡 + 𝛽5𝑇𝐴𝑁𝑖,𝑡 + 𝛽6𝐴𝑀𝑖,𝑡 + 𝛽7𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖,𝑡 + 𝛽8𝐺𝑅𝑂𝑊𝑖,𝑡 + 𝛽9𝑇𝐴𝑋𝑖,𝑡 + 𝛽10𝑇𝐸𝑅𝑀𝑖,𝑡 + 𝛽11𝐼𝑁𝐹𝑖,𝑡 + +𝛽12𝐺𝐷𝑃𝑖,𝑡 + 𝛽13𝐹𝐼𝑖,𝑡 + 𝛽14𝐹𝑀𝑖,𝑡 + 𝛽15𝐼𝑄𝑖,𝑡 (2) theo phương pháp GLS lần lượt theo từng nhóm ngành.*, **, *** lần lượt đại diện cho ý nghĩa thống kê tại mức 10%, 5%, 1%). Bảng 4.13 cho thấy với phương pháp GLS, tác động của các nhân tố nội tại đến cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty trong những nhóm ngành khác nhau khi có sự tác động đồng thời của nhân tố bên ngoài là phù hợp với kết quả nghiên cứu ở bảng 4.11. Theo đó, TAX vẫn hoàn toàn không có tác động đến quyết định về cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty trong bất kỳ ngành nghề nào. Ngoại trừ LIQ có ý nghĩa trong tất cả ngành nghề, TAN có tác động trong tất cả nhóm ngành trừ ngành Khai khoáng, các nhân tố còn lại có tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ là không giống nhau giữa các ngành. Đối với các nhân tố bên ngoài, ngoại trừ INF và IQ hoàn toàn không có tác động; TERM và FM có tác động đến quyết định về cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty thuộc ngành sản xuất; GDP có tác động đến quyết định về cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty -140- thuộc ngành sản xuất và sản xuất nông lâm ngư nghiệp; FI có tác động đến quyết định về cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty thuộc ngành Vận tải - Kho bãi và Xây dựng- Bất động sản. Theo lập luận trong phương pháp nghiên cứu, để khắc phục hiện tượng nội sinh, tiếp theo tác giả tiếp tục sử dụng phương pháp GMM hệ thống để ước lượng mô hình (2) theo từng nhóm ngành. Bảng 4.14 cho thấy hồi quy phương trình (2) theo phương pháp GMM hệ thống, nhân tố TAX hoàn toàn không có tác động đến quyết định về cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty trong bất kỳ ngành nghề nào. Những nhân tố nội tại còn lại tác động không giống nhau giữa các ngành nghề. Đối với các nhân tố bên ngoài, chỉ có TERM và FM có tác động đến quyết định về cấu trúc kỳ hạn nợ ở một vài ngành. Cụ thể trong ngành Sản xuất, cấu trúc kỳ hạn nợ có chịu sự tác động của TERM và FM tại mức ý nghĩa 5%. Trong ngành Vận tải – Kho bãi, cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty chịu tác động của FM tại mức ý nghĩa 5%. Bên cạnh đó, ngoại trừ ngành Thương mại và Vận tải- Kho bãi, kiểm định Sargan và kiểm định Arellano-Bond của mô hình ở các ngành còn lại đều đạt ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1% (Pvalue của kiểm định Sargan và Arellano-Bond đều lớn hơn 0.01) nên không có đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 về biến công cụ ngoại sinh và không có tự tương quan trong mô hình. Như vậy kết quả ước lượng mô hình (2) của ngành Khai khoáng, Sản xuất, Sản xuất NLNN, Tiện ích cộng đồng và Vận tải – Kho bãi theo phương pháp GMM hệ thống phù hợp với dữ liệu nghiên cứu. Tuy nhiên mô hình nghiên cứu của ngành Sản xuất NLNN có Pvalue > 10% nên không có ý nghĩa trong việc giải thích tác động đồng thời của các nhân tố nội tại và nhân tố bên ngoài lên cấu trúc kỳ hạn nợ. Bảng 4.14: Kết quả hồi quy các nhân tố nội tại và nhân tố bên ngoài theo phương pháp GMM hệ thống (theo nhóm ngành) Biến Khai khoáng Sản xuất Sản xuất NLNN Thương mại Tiện ích cộng đồng Vận tải- Kho bãi Xây dựng- Bất động sản LEV 1.3959 -0.1214 0.5716 0.0313 3.3037* -0.6060 0.5070 (0.3310) (0.5600) (0.8320) (0.9760) (0.0980) (0.3800) (0.6220) -141- PROF 0.7639 -0.2707 0.3264 -0.5682 2.8114* -0.3207 -0.0344 (0.4820) (0.6430) (0.8550) (0.7410) (0.0960) (0.1410) (0.9620) VOL 0.0030 0.0002*** -0.0434 0.0000 -0.0452 0.0115 0.0005* (0.2390) (0.0000) (0.2530) (0.9950) (0.2730) (0.3440) (0.0510) LIQ 0.1462 0.0209 0.0095 0.0412 0.1857* 0.0157 0.0484 (0.1240) (0.2580) (0.9450) (0.7110) (0.0710) (0.6080) (0.1100) TAN 1.0692 0.5754*** -0.0670 0.8620*** 0.7696* 0.6400** 0.5513*** (0.3140) (0.0000) (0.9200) (0.0070) (0.0730) (0.0210) (0.0050) AM -0.0061 0.0039** 0.0073 0.0005 0.0023 0.0000 0.0003 (0.1650) (0.0270) (0.2140) (0.5490) (0.6950) (0.9850) (0.6110) SIZE -0.0189 0.0325** -0.0533 0.0380 -0.0905 0.0969** 0.0995*** (0.8820) (0.0430) (0.7410) (0.2970) (0.4220) (0.0110) (0.0000) GROW 0.0264 -0.0047 0.0291 -0.0547 -0.0031*** 0.0643 0.0306 (0.3330) (0.8870) (0.5830) (0.6090) (0.0010) (0.3970) (0.5900) TAX 0.7048 0.0474 0.3477 0.0134 -0.0861 -0.0360 -0.0068 (0.3870) (0.1210) (0.5530) (0.8850) (0.7040) (0.5120) (0.5920) TERM -0.0261 0.0223** 0.0493 -0.0176 -0.0093 0.0248 -0.0020 (0.6220) (0.0340) (0.4770) (0.3570) (0.8530) (0.1720) (0.8830) INF 0.0102 0.0016 0.0112 0.0011 -0.0017 0.0083 -0.0001 (0.3500) (0.5490) (0.2390) (0.8660) (0.8420) (0.1430) (0.9730) GDP -0.0319 0.0239 0.1111 -0.0076 0.0050 -0.0027 0.0038 (0.6570) (0.1090) (0.1990) (0.8090) (0.9530) (0.9310) (0.9330) FI 4.3322 1.3385 3.6545 -1.8741 2.6074 3.3444 -2.5958 (0.5060) (0.3180) (0.5950) (0.5410) (0.4840) (0.1650) (0.1730) FM -0.0700 0.2201** 0.2848 0.3170 -0.0748 0.4595** 0.1378 (0.9320) (0.0400) (0.4580) (0.1240) (0.9140) (0.0350) (0.5360) IQ 0.0174 -0.0012 0.0017 0.0206 0.0318 -0.0001 0.0083 (0.6950) (0.8390) (0.9560) (0.2270) (0.2580) (0.9940) (0.5200) Số quan sát 72 782 93 246 132 172 576 Prob>F 0.0000 0.0000 0.6890 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 Kiểm định Sargan 0.3150 0.2620 0.0960 0.0000 0.8090 0.0060 0.6380 Kiểm định Arellano-Bond 0.2440 0.0930 0.4060 0.2020 0.5580 0.1340 0.8490 (Nguồn: Tác giả xử lý số liệu từ phần mềm Stata) (Ghi chú: Phương trình hồi quy 𝑀𝑅𝑖,𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1𝐿𝐸𝑉𝑖,𝑡 + 𝛽2𝑃𝑅𝑂𝐹𝑖,𝑡 + 𝛽3𝑉𝑂𝐿𝑖,𝑡 + 𝛽 𝐿𝐼𝑄𝑖,𝑡 + 𝛽5𝑇𝐴𝑁𝑖,𝑡 + 𝛽6𝐴𝑀𝑖,𝑡 + 𝛽7𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖,𝑡 + 𝛽8𝐺𝑅𝑂𝑊𝑖,𝑡 + 𝛽9𝑇𝐴𝑋𝑖,𝑡 + 𝛽10𝑇𝐸𝑅𝑀𝑖,𝑡 + 𝛽11𝐼𝑁𝐹𝑖,𝑡 + +𝛽12𝐺𝐷𝑃𝑖,𝑡 + 𝛽13𝐹𝐼𝑖,𝑡 + 𝛽14𝐹𝑀𝑖,𝑡 + 𝛽15𝐼𝑄𝑖,𝑡 (2) theo phương pháp GMM hệ thống lần lượt theo từng nhóm ngành.*, **, *** lần lượt đại diện cho ý nghĩa thống kê tại mức 10%, 5%, 1%). 4.5. Phân tích tác động của các nhân tố đến sự tồn tại của cấu trúc kỳ hạn nợ động của công ty giữa các nhóm ngành trong mẫu nghiên cứu -142- 4.5.1. Phân tích tác động của các nhân tố nội tại Bảng 4.15: Kết quả hồi quy các nhân tố nội tại theo phương pháp GMM hệ thống (theo nhóm ngành) Biến Khai khoáng Sản xuất Sản xuất NLNN Thương mại Tiện ích cộng đồng Vận tải- Kho bãi Xây dựng- Bất động sản MR_1 0.6501*** 0.4523** 0.5263 0.7529*** 0.7769*** 0.3308 0.3307 (0.0010) (0.0380) (0.3310) (0.0040) (0.0000) (0.1370) (0.1490) LEV 0.2866 -0.0298 0.2392 0.2031** 0.2061 -0.0452 0.0763 (0.2570) (0.2360) (0.7140) (0.0490) (0.1490) (0.7230) (0.4970) PROF 0.1957 -0.0762 0.1224 0.0812 0.3277 -0.1906 -0.2712 (0.5190) (0.3620) (0.7990) (0.5190) (0.4160) (0.2160) (0.2660) VOL 0.0022 0.0002*** -0.0072 0.0015 -0.0022 -0.0048 0.0004*** (0.4210) (0.0000) (0.8620) (0.5530) (0.8930) (0.4810) (0.0090) LIQ 0.0626 0.0226*** 0.0249 0.0797** 0.0355** 0.0479*** 0.0493** (0.0650) (0.0040) (0.6350) (0.0130) (0.0190) (0.0090) (0.0250) TAN 0.3697 0.2638** 0.1353 0.2362 0.1301 0.3874** 0.4637*** (0.1860) (0.0470) (0.7620) (0.3430) (0.1400) (0.0340) (0.0030) AM -0.0032 0.0033** 0.0034 0.0001 0.0005 -0.0004 0.0000 (0.1440) (0.0150) (0.3030) (0.6590) (0.6440) (0.6430) (0.9060) SIZE 0.0141 0.0163* -0.0138 0.0104 -0.0063 0.0527** 0.0585** (0.5380) (0.0760) (0.8370) (0.4360) (0.5070) (0.0200) (0.0110) GROW 0.0392 -0.0072 0.0294 -0.0363** -0.0003 -0.0026 0.0628*** (0.4770) (0.4520) (0.1950) (0.0350) (0.3950) (0.9380) (0.0010) TAX 0.7459* 0.0534* 0.3124* 0.0105 0.0212 -0.0049 0.0020 (0.0880) (0.0860) (0.0760) (0.8020) (0.7390) (0.8890) (0.5620) Số quan sát 63 761 91 242 128 161 561 Prob>F 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 Kiểm định Sargan 0.5260 0.0050 0.0920 0.1590 0.8880 0.0170 0.2200 Kiểm định Arellano-Bond 0.3350 0.9840 0.5820 0.0630 0.0320 0.2270 0.3630 (Nguồn: Tác giả xử lý số liệu từ phần mềm Stata) (Ghi chú: Phương trình hồi quy 𝑀𝑅𝑖,𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1𝑀𝑅𝑖,𝑡−1 + 𝛼2𝐿𝐸𝑉𝑖,𝑡 + 𝛼3𝑃𝑅𝑂𝐹𝑖,𝑡 + 𝛼4𝑉𝑂𝐿𝑖,𝑡 + 𝛼5𝐿𝐼𝑄𝑖,𝑡 + 𝛼6𝑇𝐴𝑁𝑖,𝑡 + 𝛼7𝐴𝑀𝑖,𝑡 + 𝛼8𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖,𝑡 + 𝛼9𝐺𝑅𝑂𝑊𝑖,𝑡 + 𝛼10𝑇𝐴𝑋𝑖,𝑡 + 𝜖𝑖,𝑡 (6) theo phương pháp GMM hệ thống lần lượt theo từng nhóm ngành. *, **, *** lần lượt đại diện cho ý nghĩa thống kê tại mức 10%, 5%, 1%) -143- Cấu trúc kỳ hạn nợ động cho phép công ty chủ động điều chỉnh tỷ trọng giữa vay nợ dài hạn và vay nợ ngắn hạn. Kết quả hồi quy phương trình (6) theo phương pháp GMM hệ thống ở bảng 4.15 cho thấy biến trễ bậc 1 của biến cấu trúc kỳ hạn nợ chỉ có ý nghĩa thống kê ở ngành Khai khoáng, Sản xuất, Thương mại và Tiện ích cộng đồng. Điều này có nghĩa là chỉ có công ty thuộc bốn ngành trên có điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ. Tuy nhiên, tốc độ điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ của bốn ngành trên là không giống nhau, trong đó ngành Sản xuất có tốc độ điều chỉnh lớn nhất ( = 1 – 0.4523 = 0.5477) và ngành Tiện ích cộng đồng có tốc độ chậm nhất (( = 1 – 0.7769 = 0.2231). Những ngành còn lại, gồm Sản xuất nông lâm ngư nghiệp, Vận tải-Kho bãi, Xây dựng-Bất động sản không điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ, điều này có thể là do cấu trúc kỳ hạn nợ thực tế không đổi so với năm trước hoặc là do chi phí điều chỉnh cao hơn chi phí phát sinh do việc sai lệch so với cấu trúc kỳ hạn nợ mực tiêu gây nên. Ngoài ra, trừ ngành Sản xuất, kiểm định Sargan và kiểm định Arellano-Bond của mô hình trong các ngành đều đạt ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1% (Pvalue của kiểm định Sargan và Arellano-Bond đều lớn hơn 1%) nên không có đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 về biến công cụ ngoại sinh và không có tự tương quan trong mô hình. Như vậy kết quả ước lượng mô hình (6) theo phương pháp GMM hệ thống phù hợp với dữ liệu nghiên cứu (trừ ngành Sản xuất). Và mô hình nghiên cứu có Pvalue = 0.0000 < 0.01 trong tất cả các ngành chứng tỏ mô hình có ý nghĩa trong việc giải thích tác động của các nhân tố nội tại đến sự tồn tại của cấu trúc kỳ hạn nợ động. 4.5.2. Phân tích tác động của các nhân tố nội tại và nhân tố bên ngoài -144- Bảng 4.16: Kết quả hồi quy các nhân tố nội tại và nhân tố bên ngoài theo phương pháp GMM hệ thống (theo nhóm ngành) Biến Khai khoáng Sản xuất Sản xuất NLNN Thương mại Tiện ích cộng đồng Vận tải- Kho bãi Xây dựng- Bất động sản MR_1 0.4907** 0.2296 0.5697 0.8074*** 0.7205*** 0.3409 0.2823 (0.0170) (0.4930) (0.2700) (0.0020) (0.0000) (0.1400) (0.2150) LEV 0.3570 -0.0425 0.2078 0.1991** 0.2292* -0.0423 0.0815 (0.3230) (0.2410) (0.7290) (0.0240) (0.0630) (0.7030) (0.4830) PROF 0.0894 -0.0929 -0.0108 0.0196 0.3932 -0.1879 -0.3289 (0.8370) (0.3700) (0.9850) (0.8990) (0.3160) (0.3240) (0.2520) VOL 0.0035 0.0002*** -0.0135 0.0012 -0.0057 -0.0042 0.0004** (0.1800) (0.0000) (0.7420) (0.6790) (0.6980) (0.5080) (0.0160) LIQ 0.0803** 0.0243** 0.0288 0.0736** 0.0363** 0.0476** 0.0516** (0.0320) (0.0120) (0.5490) (0.0100) (0.0360) (0.0230) (0.0240) TAN 0.3937 0.4156** 0.2258 0.1919 0.1726* 0.3694** 0.4892*** (0.3430) (0.0390) (0.5950) (0.3910) (0.0730) (0.0410) (0.0030) AM -0.0043 0.0037** 0.0049 0.0000 0.0003 -0.0009 0.0000 (0.1440) (0.0270) (0.2640) (0.9450) (0.8220) (0.3910) (0.9180) SIZE 0.0151 0.0246* -0.0136 0.0146 -0.0066 0.0557** 0.0707*** (0.7620) (0.0850) (0.8110) (0.2920) (0.5020) (0.0190) (0.0070) GROW 0.0800 -0.0148 0.0095 -0.0471* -0.0009* 0.0017 0.0486** (0.2690) (0.2200) (0.7600) (0.0630) (0.0780) (0.9580) (0.0470) TAX 0.4698 0.0494* 0.2731 0.0151 0.0561 -0.0231 0.0016 (0.3610) (0.0980) (0.2040) (0.7390) (0.4340) (0.6090) (0.6280) TERM -0.0421 0.0191** 0.0462 -0.0295 0.0270 -0.0013 -0.0028 (0.4090) (0.0150) (0.5150) (0.1910) (0.2140) (0.9480) (0.8160) INF 0.0111* 0.0008 0.0073 0.0006 -0.0006 0.0004 0.0007 (0.0720) (0.6230) (0.3940) (0.8320) (0.9250) (0.9490) (0.7860) GDP 0.0273 0.0227 0.1005 -0.0356 -0.0159 -0.0184 -0.0098 (0.7160) (0.1380) (0.1790) (0.3300) (0.7560) (0.4550) (0.7060) FI 1.5059 1.0511 4.9488 -3.3749 2.1820 0.3592 -1.5926 (0.7590) (0.2130) (0.2730) (0.1050) (0.3470) (0.8660) (0.2180) FM -0.0793 0.1514 0.3737 0.2402* 0.3006 0.2609 0.1870 (0.9130) (0.1920) (0.1920) (0.0950) (0.3870) (0.2700) (0.2370) IQ 0.0213 0.0003 -0.0107 0.0232* 0.0117 -0.0059 0.0103 (0.5010) (0.9600) (0.7840) (0.0870) (0.4990) (0.6450) (0.1680) Số quan sát 63 761 91 242 128 161 561 Prob>F 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 Kiểm định Sargan 0.2930 0.0020 0.3020 0.3390 0.8140 0.0020 0.2240 Kiểm định Arellano- 0.2920 0.7400 0.3780 0.0350 0.0520 0.2000 0.4480 -145- Bond (Nguồn: Tác giả xử lý số liệu từ phần mềm Stata) (Ghi chú: Phương trình hồi quy 𝑀𝑅𝑖,𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1𝑀𝑅𝑖,𝑡−1 + 𝛼2𝐿𝐸𝑉𝑖,𝑡 + 𝛼3𝑃𝑅𝑂𝐹𝑖,𝑡 + 𝛼4𝑉𝑂𝐿𝑖,𝑡 + 𝛼5𝐿𝐼𝑄𝑖,𝑡 + 𝛼6𝑇𝐴𝑁𝑖,𝑡 + 𝛼7𝐴𝑀𝑖,𝑡 + 𝛼8𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖,𝑡 + 𝛼9𝐺𝑅𝑂𝑊𝑖,𝑡 + 𝛼10𝑇𝐴𝑋𝑖,𝑡 + 𝛼11𝑇𝐸𝑅𝑀𝑖,𝑡 + 𝛼12𝐼𝑁𝐹𝑖,𝑡 + 𝛼13𝐺𝐷𝑃 + 𝛼14𝐹𝐼𝑖,𝑡 + 𝛼15𝐹𝑀𝑖,𝑡 + 𝛼16𝐼𝑄𝑖,𝑡 + 𝜖𝑖,𝑡 (7) theo phương pháp GMM hệ thống lần lượt theo từng nhóm ngành. *, **, *** lần lượt đại diện cho ý nghĩa thống kê tại mức 10%, 5%, 1%). Kết quả hồi quy mô hình (7) theo phương pháp GMM hệ thống ở bảng 4.16 cho thấy biến trễ bậc 1 của biến cấu trúc kỳ hạn nợ chỉ có ý nghĩa thống kê ở ngành Khai khoáng, Thương mại và Tiện ích cộng đồng. Như vậy, trong 7 ngành nghiên cứu chỉ có ngành Khai khoáng, Thương mại và Tiện ích cộng đồng là có cấu trúc kỳ hạn nợ động. Ngành Khai khoáng có tốc độ điều chỉnh lớn nhất ( = 1 – 0.4907 = 0.5093) và ngành Thương mại có tốc độ chậm nhất ( = 1 – 0.8074 = 0.1926). Những ngành còn lại, gồm Sản xuất, Sản xuất nông lâm ngư nghiệp, Vận tải-Kho bãi, Xây dựng-Bất động sản không điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ, điều này có thể là do cấu trúc kỳ hạn nợ thực tế không đổi so với năm trước hoặc là do chi phí điều chỉnh cao hơn chi phí phát sinh do việc sai lệch so với cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu gây nên. Bên cạnh đó, ngoại trừ ngành Sản xuất và Vận tải – Kho bãi, kiểm định Sargan và kiểm định Arellano-Bond của mô hình đều đạt ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1% (Pvalue của kiểm định Sargan và Arellano-Bond đều lớn hơn 1%) nên không có đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 về biến công cụ ngoại sinh và không có tự tương quan trong mô hình. Như vậy kết quả ước lượng mô hình (7) theo phương pháp GMM hệ thống phù hợp với dữ liệu nghiên cứu (trừ ngành Sản xuất và Vận tải – Kho bãi). Và mô hình nghiên cứu của tất cả các ngành đều có Pvalue = 0.0000 < 0.01 chứng tỏ mô hình có ý nghĩa trong việc giải thích tác động của các nhân tố nội tại và nhân tố bên ngoài đến sự tồn tại của cấu trúc kỳ hạn nợ động. 4.6. Tổng hợp kết quả nghiên cứu -146- Bảng 4.17: Tổng hợp kết quả nghiên cứu Giả thuyết nghiên cứu Kết quả nghiên cứu của các tác giả trên thế giới Kết quả nghiên cứu của luận án Tác giả Tương quan Mô hình tĩnh Mô hình động H1 Barclay và Smith (1995), Antoniou và cộng sự (2006), Deesomsak và cộng sự (2009), Terra (2011), Lemma và Negash (2012), Correia và cộng sự (2014) + H2 Deesomsak và cộng sự (2009), Fan và cộng sự (2012) - H3 Antoniou và cộng sự (2006), Deesomsak và cộng sự (2009), Lemma và Negash (2012) + + + H4 Cai và cộng sự (2008); Costa và cộng sự (2014), Deesomsak và cộng sự (2009), Mateurs và Terra (2013), Teruel và Solano (2007), Terra (2011) + + + H5 Kirch và Terra (2012) + + + H6 Cai và cộng sự (2008), Correia và cộng sự (2014), Demiruc-Kunt và Maksimovic (1999), Lemma và Negash (2012), Ozkan (2000), Wang và cộng sự (2010), Terra (2011) + + H7 Barclays và Smith Jr (1995), Cai và cộng sự (2008), Correia và cộng sự (2014), Costa và cộng sự (2014), Fan và cộng sự (2012), Kirch và Terra (2012), Ozkan (2000), Wang và cộng sự (2010), Deesomsak và cộng sự (2009), Antoniou và cộng sự (2006) + + + H8 Barclays và Smith Jr (1995), Ozkan (2000); Wang và cộng sự (2010), Terra (2011) - H9 Kirch và Terra (2012), Mateurs và Terra - -147- (2013), Cai và cộng sự (2008), Terra (2011) H10 Antoniou và cộng sự (2006) + + H11 Deesomsak và cộng sự (2009) + + H12 Wang và cộng sự (2010), Lemma và Negash (2012) + H13 Fan và cộng sự (2012), Lemma và Negash (2012), Kirch và Terra (2012) - + H14 Demiruc-Kunt và Maksimovic (1999), Deesomsak và cộng sự (2009), Kirch và Terra (2012 + + + H15 Demiruc-Kunt và Maksimovic (1999), Fan và cộng sự (2012) + + H16 Ozkan (2000); Antoniou và cộng sự (2006), Deesomsak và cộng sự (2009), Terra (2011), Krich và Terra (2012) và Matues và Terra (2013) + (Nguồn: Tổng hợp của tác giả) Kết quả nghiên cứu cung cấp bằng chứng cho thấy cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty tại Việt Nam có chịu sự tác động của các nhân tố nội tại cũng như nhân tố bên ngoài. Đối với các nhân tố nội tại, kết quả nghiên cứu thu được ở mô hình tĩnh và mô hình động phù hợp với nhau, ngoại từ nhân tố kỳ hạn của tài sản (giả thuyết nghiên cứu H6). Theo đó, kỳ hạn của tài sản chỉ có tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ ở mô hình động, hay nói cách khác, kỳ hạn của tài sản có tác động đến việc điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ của các công ty niêm yết trên sàn HOSE. Các nhân tố tỷ lệ nợ, lợi nhuận, cơ hội tăng trưởng và thuế hoàn toàn không có tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ trong các mô hình nghiên cứu. Ngoài ra, tương quan giữa các nhân tố nội tại với cấu trúc kỳ hạn nợ đều phù hợp với kỳ vọng dựa trên cơ sở lý thuyết cũng như kết quả nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới. -148- Đối với các nhân tố bên ngoài, cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty niêm yết trên sàn HOSE có chịu sự tác động của nhân tố cấu trúc kỳ hạn của lãi suất, nhân tố lạm phát, và nhân tố phát triển tài chính (gồm trung gian tài chính và thị trường tài chính). Tương quan giữa các nhân tố trên với cấu trúc kỳ hạn nợ đều phù hợp với kỳ vọng dựa trên đặc điểm của thị trường cũng như kết quả nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới (bảng 4.17). Riêng tác động của trung gian tài chính (FI) đến cấu trúc kỳ hạn nợ là không phù hợp với kỳ vọng, trung gian tài chính càng phát triển, hệ thống thông tin giữa các trung gian tài chính được kết nối chặt chẽ hơn, giúp các trung gian tài chính đánh giá và giám sát người đi vay tốt hơn những chủ nợ khác, điều này giúp công ty tại Việt Nam niêm yết trên sàn HOSE dễ dàng tiếp cận vốn vay với kỳ hạn dài Nghiên cứu cũng đã chứng tỏ cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty tại Việt Nam là động, nghĩa là các công ty có sự điều chỉnh từng phần cấu trúc kỳ hạn nợ hướng về cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu. Ngoài các nhân tố nội tại, tốc độ điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ chịu tác động của thị trường tài chính và chất lượng thể chế. KẾT LUẬN CHƯƠNG 4 Kết quả nghiên cứu thực nghiệm về cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty tại Việt Nam cho thấy các nhân tố nội tại và nhân tố bên ngoài có tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ. Cụ thể, nghiên cứu cung cấp bằng chứng ủng hộ lý thuyết tín hiệu, lý thuyết sự phù hợp, lý thuyết chi phí đại diện và lý thuyết dựa trên thuế. Khác với các nước khác, trong số các nhân tố nội tại, tài sản hữu hình là nhân tố tác động mạnh nhất đến quyết định vay nợ dài hạn. Điều này chứng tỏ vay nợ của công ty tại Việt Nam chủ yếu thông qua ngân hàng và tài sản đảm bảo có ý nghĩa rất quan trọng trong việc đưa ra quyết định cho vay. Kết luận này càng có cơ sở vững chắc hơn khi trung gian tài chính có tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ mạnh hơn thị trường tài chính. Ngoài ra, dường như các công ty tại Việt Nam không quan tâm đến những thay đổi -149- trong tăng trưởng kinh tế, chất lượng thể chế khi đưa ra quyết định về kỳ hạn vay nợ. Công ty chỉ vay nợ dài hạn khi cấu trúc kỳ hạn của lãi suất tăng lên, lạm phát tăng, trung gian tài chính phát triển cũng như thị trường tài chính phát triển. Tác động của các nhân tố đến cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty trong những ngành nghề khác nhau là khác nhau. Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cũng đã chứng tỏ cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty tại Việt Nam là cấu trúc động, các công ty có sự điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ nhưng với tốc độ không cao, điều này chứng tỏ chi phí cho việc điều chỉnh kỳ hạn nợ là khá lớn. Quyết định điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty vừa chịu tác động của các nhân tố nội tại, gồm biến động thu nhập, tính thanh khoản, tài sản hữu hình, kỳ hạn tài sản và quy mô công ty; vừa chịu tác động của các nhân tố bên ngoài, gồm thị trường tài chính và chất lượng thể chế. Ngoại trừ ngành Khai khoáng, Thương mại và Tiện ích cộng đồng có thực hiện điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ, các ngành nghề còn lại như Sản xuất, Sản xuất nông lâm ngư nghiệp, Vận tải – Kho bãi và Xây dựng – Bất động sản không điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ, điều này chứng chi phí điều chỉnh trong những ngành này lớn hơn chi phí do sai lệch so với cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu gây nên hoặc là công ty thuộc ngành nghề này không có sự thay đổi cấu trúc kỳ hạn nợ thực tế so với năm trước. -150- CHƯƠNG 5 GỢI Ý CHÍNH SÁCH Dựa vào kết quả nghiên cứu thực nghiệm trong chương 4, sau khi kết luận chung về những kết quả đạt được, luận án đã đưa ra một số gợi ý chính sách cho công ty cũng như các nhà hoạch định chính sách nhằm nâng cao khả năng tiếp cận nguồn vốn vay dài hạn cho công ty. 5.1. Kết luận chung Với mục tiêu nghiên cứu tác động của các nhân tố đến cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty và nghiên cứu về sự tồn tại cấu trúc kỳ hạn nợ động của công ty tại Việt Nam, luận án đã thực hiện hồi quy với các phương pháp phù hợp trên dữ liệu bảng được xây dựng nên từ 279 công ty niêm yết trên sàn HOSE trong giai đoạn từ năm 2007- 2015. Sử dụng mô hình tĩnh trong nghiên cứu tác động của các nhân tố đến cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty, kết quả nghiên cứu của luận án theo phương pháp GMM hệ thống chứng tỏ quyết định về cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty chịu sự tác động của cả nhân tố nội tại và nhân tố bên ngoài. Cụ thể như sau: - Kết quả nghiên cứu của luận án phù hợp với kết quả nghiên cứu thực nghiệm của Barclay và Smith (1995), Demirguc-Kunt và Maksimovic (1999), Ozkan (2000), Antoniou và cộng sự (2006), Teruel và Solano (2007), Cai và cộng sự (2008), Deesomsak và cộng sự (2009), Wang và cộng sự (2010), Terra (2011), Fan và cộng sự (2012), Lemma và Negash (2012), Krich và Terra (2012), Matues và Terra (2013) và Costa và cộng sự (2014), đồng thời cung cấp bằng chứng ủng hộ cho những lập luận của lý thuyết tín hiệu, lý thuyết sự phù hợp, lý thuyết chi phí đại diện và lý thuyết dựa trên thuế. -151- - Kết quả hồi quy theo mô hình (1) và (2) đều tìm thấy bằng chứng cho thấy cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty tại Việt Nam chịu tác động dương của các nhân tố nội tại gồm biến động thu nhập, tính thanh khoản, tài sản hữu hình và quy mô công ty. Trong đó, tài sản hữu hình có tác động mạnh nhất đến cấu trúc kỳ hạn nợ. Công ty có nhiều tài sản hữu hình sẽ có xu hướng sử dụng nhiều nợ vay dài hạn do có nhiều lợi thế trong việc thế chấp tài sản đảm bảo để vay vốn ngân hàng. Kế đến là quy mô công ty, công ty có quy mô càng lớn càng dễ tiếp cận với những nguồn vốn vay dài hạn. - Tương tự như nghiên cứu của Antoniou và cộng sự (2006); Kirch và Terra (2012); Mateurs và Terra (2013); Cai và cộng sự (2008); Lemma và Negash (2012), luận án chưa tìm thấy bằng chứng cho sự tác động của lợi nhuận lên cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty tại Việt Nam. Lợi nhuận là nhân tố nội tại có tác động không rõ ràng đến cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty. - Trong khi các công ty tại các quốc gia khác trên thế giới đều có sự cân nhắc về sự phù hợp giữa kỳ hạn của tài sản và kỳ hạn của nợ để đưa ra những quyết định về kỳ hạn nợ vay. Những khoản vay dài hạn được dùng để đầu tư tài sản cố định, tài sản có thời gian sử dụng lâu dài. Tại Việt Nam các công ty chưa quan tâm đến sự phù hợp giữa kỳ hạn của tài sản và kỳ hạn của nợ mà đặc biệt quan tâm nhiều đến tài sản hữu hình và thường dùng chính những tài sản đó để làm tài sản đảm bảo, thế chấp vào ngân hàng để vay nợ dài hạn. - Kết quả nghiên cứu còn tìm thấy bằng chứng các nhân tố bên ngoài có tác động đến quyết định về cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty, gồm cấu trúc kỳ hạn của lãi suất, lạm phát, trung gian tài chính và thị trường tài chính. Khi nền kinh tế có tỷ lệ lạm phát gia tăng, lãi suất trên thị trường có nhiều biến động, công ty tại Việt Nam có xu hướng sử dụng nhiều nợ dài hạn. Kết quả nghiên cứu này đồng thuận với nghiên cứu của Antoniou và cộng sự (2006), Deesomsak và cộng sự (2009). Khác với kết quả nghiên cứu của Kirch và -152- Terra (2012) tại các quốc gia Nam Mỹ, phát triển tài chính là nhân tố có tác động đáng kể đến cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty tại Việt Nam, trung gian tài chính càng phát triển, thị trường tài chính càng phát triển, công ty càng có xu hướng sử dụng nhiều nợ dài hạn. Trong khi kết quả nghiên cứu của Demirguc-Kunt và Maksimovic (1999), Fan và cộng sự (2012), Kirch và Terra (2012) tìm thấy bằng chứng cho mối tương quan giữa chất lượng thể chế và cấu trúc kỳ hạn nợ thì kết quả nghiên cứu của luận án không tìm thấy bằng chứng cho mối quan hệ này tài Việt Nam, nghĩa là môi trường pháp lý, chất lượng của thể thế như thế nào cũng không có ảnh hưởng đến quyết định về cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty tại Việt Nam. - Tác động của các nhân tố đến cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty trong những ngành nghề khác nhau là khác nhau. Ngoại trừ tính thanh khoản và tài sản hữu hình có tác động rõ ràng đến quyết định về cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty trong tất cả các nhóm ngành thì những nhân tố còn lại có tác động không rõ ràng. Sử dụng mô hình động trong nghiên cứu về sự tồn tại cấu trúc kỳ hạn nợ động, luận án đã tìm thấy bằng chứng cho thấy công ty tại Việt Nam có tồn tại cấu trúc kỳ hạn nợ động đồng thời có thực hiện điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ hướng về cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu nhưng với tốc độ từ 30% đến 40%. Kết quả này cho thấy tốc độ điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ tại Việt Nam là chậm hơn các nước có nền kinh có nền kinh tế mới nổi (Deesomsak và cộng sự, 2009; Terra, 2011; Krich và Terra, 2012; Matues và Terra, 2013). Điều này chứng tỏ chi phí điều chỉnh kỳ hạn nợ tại Việt Nam là cao hơn các nước khác. Rõ ràng không có một công thức chung cho việc xác định cấu trúc kỳ hạn nợ cho tất cả các công ty. Ngay tại Việt Nam, công ty thuộc những ngành nghề khác nhau với những đặc điểm khác nhau cũng quyết định điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ với tốc độ khác nhau. Mỗi một công ty tùy vào đặc điểm riêng của mình cũng như đặc điểm của nền kinh tế mà đưa ra những quyết định về kỳ hạn nợ sao cho hợp lý nhất. Tại Việt Nam, chi phí phát sinh do việc điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ là lớn hơn chi phí do sai lệch về cấu trúc kỳ hạn nợ gây -153- nên. Vậy nên, để hạn chế những khoản chi phí này, công ty cần nghiên cứu cẩn thận và xây dựng được một cấu trúc kỳ hạn nợ phù hợp. 5.2. Gợi ý chính sách 5.2.1. Đối với các nhà quản trị tài chính Kết quả nghiên cứu cho thấy gần 90% công ty được nghiên cứu có vay nợ ngắn hạn và vay nợ dài hạn để tài trợ cho hoạt động kinh doanh nhưng đa phần là nợ ngắn hạn. Và các công ty tại Việt Nam có tốc độ điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ chậm, chi phí điều chỉnh cao hơn chi phí do sai lệch cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu gây nên. Vậy, nếu để xảy ra sự sai lệch trong cấu trúc kỳ hạn nợ, dù công ty có tiến hành điều chỉnh hay không thì cũng gây nên thiệt hại nhất định cho công ty. Do đó, nhà quản trị tài chính công ty cần xem xét chắc chắn những đặc điểm nội tại của công ty để xây dựng và thực hiện chính sách kỳ hạn nợ hợp lý nhất cho công ty, cụ thể nhà quản trị cần phải lưu ý những vấn đề sau:  Quy mô công ty và cơ hội tăng trưởng có tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ nên nhằm hạn chế các khoản chi phí phát sinh do vấn đề đại diện, công ty cần xem xét quy mô cũng như cơ hội tăng trưởng của công ty trong tương lai mà đưa ra quyết định cấu trúc kỳ hạn nợ hợp lý. Công ty có quy mô lớn, có nhiều cơ hội tăng trưởng sẽ thực hiện chính sách nợ với kỳ hạn dài chiếm tỷ trọng lớn trong tổng nợ.  Tính thanh khoản và biến động thu nhập có tác động dương đến cấu trúc kỳ hạn nợ. Đây là những nhân tố thể hiện đặc điểm về tình hình tài chính của công ty. Công ty có đặc điểm chứng tỏ tình hình tài chính tốt sẽ thực hiện chính sách nợ với kỳ hạn dài hơn, ngược lại công ty có tình hình tài chính không tốt nên sử dụng nhiều nợ ngắn hạn. Điều này giúp công ty dễ dàng tiếp cận được nguồn vốn vay, lãi suất cho vay ngắn hạn thường thấp hơn vay dài hạn nên công ty giảm bớt được chi phí vay nợ. -154-  Công ty khi xây dựng cấu trúc kỳ hạn nợ cũng nên quan tâm đến giá trị tài sản cố định hiện tại của công ty cũng như mức độ phù hợp giữa kỳ hạn của tài sản và kỳ hạn của nợ. Giá trị tài sản cố định liên quan mật thiết đến giá trị thế chấp và giá trị của khoản vay. Nếu công ty có nhiều tài sản cố định sẽ có nhiều khả năng vay nợ dài hạn hơn và ngược lại. Công ty thỏa đặc điểm này cần thực hiện chính sách nợ với kỳ hạn dài. Và tài sản có thời gian sử dụng càng dài càng nên tài trợ bằng vốn vay dài hạn. 5.2.2. Đối với cơ quan Nhà nước, tổ chức tín dụng Để tăng tỷ trọng nợ vay dài hạn, đáp ứng tốt nhu cầu của công ty cũng như tiến đến phù hợp theo nguyên tắc chung trên thế giới là những khoản đầu tư dài hạn phải được tài trợ bằng nợ có kỳ hạn dài, theo kết quả nghiên cứu của luận án, trong số những nhân tố tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ, tài sản hữu hình có vai trò đặc biệt quan trọng trong việc tăng khả năng vay nợ dài hạn của công ty. Tài sản hữu hình có thể dùng để làm đảm bảo cho các khoản vay. Tài sản hữu hình theo nghiên cứu của luận án gồm có tài sản cố định hữu hình, tài sản cố định vô hình và tài sản thuê tài chính. Trong những tài sản này thì tài sản cố định hữu hình có vai trò rất quan trọng trong việc đảm bảo cho các khoản vay. Vấn đề đặt ra là các tổ chức tín dụng định giá những tài sản như thế nào nhằm vừa đảm bảo hạn chế rủi ro cho các tổ chức tín dụng vừa đảm bảo quyền lợi của công ty sở hữu tài sản đó.  Cơ quan quản lý Nhà nước thống nhất các quy định trong việc quản lý cũng như định giá tài sản cố định hữu hình, đặc biệt là đất đai. Bộ Tài chính và Bộ Tài nguyên môi trường cần có những hướng dẫn rõ ràng về các tỷ suất chiết khấu, tỷ lệ lợi nhuận cho nhà đầu tưđể làm cơ sở xác định đúng giá trị của tài sản theo quy định của Nhà nước  Công tác quản lý tài sản là đất đai cần tránh chồng chéo, tạo sự thống nhất trong quản lý giúp công ty thuận tiện trong việc thực hiện các hồ sơ thẩm định giá tài sản để thế chấp vay vốn. -155-  Ngân hàng cần xây dựng quy trình thẩm định giá trị tài sản thế chấp hợp lý, rõ ràng và xây dựng tính nghiêm minh trong thực hiện thẩm định giá tài sản.  Cơ quan Nhà nước và các tổ chức tín dụng cần thường xuyên bồi dưỡng, cập nhập kiến thức cho thẩm định viên về giá nhằm hạn chế sai sót xảy ra trong quá trình định giá tài sản đảm bảo, hạn chế thiệt hại cho công ty. Phát triển tài chính, bao gồm cả phát triển trung gian tài chính và phát triển thị trường tài chính đều có tác động nhất định đến quyết định về kỳ hạn nợ của công ty. Trong đó, phát triển thị trường tài chính sẽ tạo nên nhiều cơ hội cho công ty vay nhiều nợ dài hạn. Đây là nguồn vốn cần thiết cho công ty trong phát triển hoạt động kinh doanh, góp phần giảm áp lực vay ngắn hạn tại các trung gian tài chính, giảm thiểu được vấn đề nợ tiêu cực trong việc thẩm định tài sản đảm bảo, giảm bớt nợ xấu trong lĩnh vực ngân hàng. Nhà nước cần tiếp tục làm lành mạnh hóa môi trường pháp lý, cải thiện điểm số của các tiêu chí sau: tiếng nói và trách nhiệm giải trình, hiệu quả của chính phủ, chất lượng các quy định, nhà nước pháp quyền và kiểm soát tham nhũng. 5.3. Hạn chế của luận án và hướng nghiên cứu tiếp theo 5.3.1. Hạn chế của luận án Mặc dù luận án đã trả lời được vấn đề nghiên cứu đặt ra, đã kiểm định được giả thuyết nghiên cứu và kiểm chứng cho những lập luận của lý thuyết nhưng luận án vẫn còn một số hạn chế nhất định, điều này xuất phát từ những nguyên nhân sau: - Luận án chỉ thực hiện nghiên cứu với mẫu gồm các công ty cổ phần phi tài chính niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh. - Mẫu nghiên cứu bị hạn chế như vậy khiến cho việc phân tích tác động của các nhân tố nội tại và bên ngoài đến cấu trúc kỳ hạn nợ theo nhóm ngành chưa được đầy đủ. -156- 5.3.2. Hướng nghiên cứu tiếp theo Xuất phát từ những hạn chế trên, luận án đề xuất hướng nghiên cứu tiếp theo cho đề tài nghiên cứu về cấu trúc kỳ hạn nợ như sau:  Mở rộng mẫu nghiên cứu với các công ty cổ phần niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh và Hà Nội nhằm có đánh giá tổng thể đối với toàn thị trường Việt Nam. Khi đó, mẫu nghiên cứu lớn hơn sẽ giúp cho việc nghiên cứu trong phạm vi nhóm ngành sẽ hiệu quả hơn.  Hoặc mở rộng mẫu nghiên cứu với các công ty cổ phần niêm yết tại Việt Nam và tại các quốc gia có nền kinh tế tương đồng với Việt Nam để có sự đối chiếu, so sánh cụ thể. -157- TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. DANH MỤC TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT Lưu Chí Cường và Nguyễn Thu Hiền (2016). Quá trình điều chỉnh cấu trúc vốn của các doanh nghiệp Việt Nam. Tạp chí Khoa học, 2(47), 28-41. Phạm Tiến Minh và Nguyễn Tiến Dũng (2015). Các nhân tố ảnh hưởng cấu trúc vốn từ mô hình tĩnh đến mô hình động: Nghiên cứu trong ngành Bất động sản Việt Nam. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(6), 58-74. 2. DANH MỤC TÀI LIỆU TIẾNG ANH Anderson, T. W., & Hsiao, C. (1982). Formulation and estimation of dynamic models using panel data. Journal of Econometrics, 18, 47-82. Arellano, M., & Bond, S. (1991). Some tests of specification for panel data Review of Economic Studies, 58, 277-297. Awartani, B., Belkhir, M., Boubaker, S., & Maghyereh, A. (2016). Corporate debt maturity in the MENA region: Does institutional quality matter? International Review of FinancialAnalysis, 46, 309-325. Barclay, M. J., & Smith, C. W. (1995). The Maturity Structure of Corporate Debt. The Journal of Finance, 50(2), 609-631. doi: 10.1111/j.1540- 6261.1995.tb04797.x Barnea, A., Haugen, R. A., & Senbet, L. W. (1980). A Rationale for Debt Maturity Structure and Call Provisions in the Agency Theoretic Framework. The Journal of Finance, 35(5), 1223-1234. doi: 10.2307/2327095 Beck, T., Demirguc-Kunt, A., & Levine, R. (2000). A new database on financial development and structure. World Bank Econ. Rev., 14, 579-605. -158- Blundell, R. W., & Bond, S. R. (1998). Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel data models. Journal of Econometrics, 87, 115-143. Brick, I. E., & Ravid, S. A. (1985). On the Relevance of Debt Maturity Structure. The Journal of Finance, 40(5), 1423-1437. doi: 10.2307/2328122 Brick, I. E., & Ravid, S. A. (1991). Interest Rate Uncertainty and the Optimal Debt Maturity Structure. The Journal of Financial and Quantitative Analysis, 26(1), 63-81. doi: 10.2307/2331243 Cai, K., Fairchild, R., & Guney, Y. (2008). Debt maturity structure of Chinese companies. Pacific-Basin Finance Journal, 16(3), 268-297. doi: Čihák, M., Aslı Demirgüç-Kunt, Erik Feyen, and Ross Levine. (2012). Benchmarking Financial Development Around the World. World Bank Policy Research Working Paper 6175. World Bank, Washington, DC. Correia, S., Brito, P., & Brandão, E. (2014). Corporate Debt Maturity An International Comparison of Firm Debt Maturity Choices. Working paper, School of Economics and Management, University of Porto. doi: Costa, S., Laureano, L. M. S., & Laureano, R. M. S. (2014). The Debt Maturity of Portuguese SMEs: The Aftermath of the 2008 Financial Crisis. Procedia - Social and Behavioral Sciences, 150(0), 172-181. doi: Deesomsak, R., Paudyal, K., & Pescetto, G. (2009). Debt maturity structure and the 1997 Asian financial crisis. Journal of Multinational Financial Management, 19(1), 26-42. doi: -159- Demirguc-Kunt, A., & Maksimovic, V. (1999). Institutions,financial markets, and firm debt maturity. Journal of Financial Economics, 54(3), 259-336. Diamond, D. W. (1984). Financial intermediation and delegated monitoring. Review of Economic Studies, 51(393-414). Diamond, D. W. (1991). Debt Maturity Structure and Liquidity Risk. The Quarterly Journal of Economics, 106(3), 709-737. doi: 10.2307/2937924 Fan, J., Titman, S., & Twite, G. (2012). An international comparison of capital structure and debt maturity choices. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 47(1), 23 - 56. Flannery, M. J. (1986). Asymmetric information and risky debt maturity choice. Journal of Finance, 41, 19-37. Grossman, S., & Stiglitz, J. E. (1980). On the impossibility of informationally efficient markets. American Economic Review, 70, 393-408. Hart, O., & Moore, J. (1994). A Theory of Debt Based on the Inalienability of Human Capital. The Quarterly Journal of Economics, 109(4), 841-879. doi: 10.2307/2118350 IMF. (2015). Rethinking Financial Deepening: Stability and Growth in Emerging Markets. 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. Kale, J. R., & Noe, T. H. (1990). Risky debt maturity choice in a sequential game equilibrium. Journal of Financial Research, 13, 155-165. -160- Kane, A., Marcus, A. J., & McDonald, R. L. (1985). Debt policy and the rate of return premium to leverage. Journal of Finance and Quantitative Analysis, 20, 479-199. Kirch, G., & Terra, P. R. S. (2012). Determinants of corporate debt maturity in South America: Do institutional quality and financial development matter? Journal of Corporate Finance, 18(4), 980-993. doi: Lemma, T., & Negash, M. (2012). Debt Maturity Choice of a Firm: Evidence from African Countries. Journal of Business and Policy Research, 7(2), 60-92. Levine, R. (2002). Bank-based or market-based financial systerm: which is better? Journal of Financial Intermediation, 11(4), 398-428. Lưu, C. C., & Nguyễn, T. H. (2016). Quá trình điều chỉnh động cấu trúc vốn của các doanh nghiệp Việt Nam. Tạp chí Khoa học, 2(47), 28-41. Mateurs, C., & Terra, P. (2013). Leverage and the Maturity Structure of Debt in Emerging Markets. Journal of Mathematical Finance, 3, 46-59. doi: Mitchell, K. (1991). The Call, Sinking Fund, and Term-to-Maturity Features of Corporate Bonds: An Empirical Investigation. The Journal of Financial and Quantitative Analysis, 26(2), 201-222. doi: 10.2307/2331265 Modigliani, F., & Miller, M. H. (1958). The Cost of Capital, Corporation Finance and the Theory of Investment. The American Economic Review, 48(3), 261- 297. Morris, J. (1976). On corporate debt maturity strategies. Journal of Finance, 31(1), 29-37. -161- Myers, S. C. (1977). Determinants of corporate borrowing. Journal of Financial Economics, 5, 146-176. Myers, S. C., & Majluf, S. (1984). Corporate Financing and Investmant Decisions When Firms Have Information That Investors Do Not Have. Journal of Financial Economics, 13(2), 187-221. Nguyen, D., Diaz-Rainey, I., & Gregoriou, A. (2012). Financial Development and the Determinants of Capital Structure in Vietnam. Electronic copy available at: Ozkan, A. (2000). An empirical analysis of corporate debt maturity structure. European Financial Management, 6(2), 197-212. Phạm, T. M., & Nguyễn, T. D. (2015). Các nhân tố ảnh hưởng cấu trúc vốn từ mô hình tĩnh đến mô hình động: Nghiên cứu trong ngành Bất động sản Việt Nam. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(6), 58-74. Sarkar, S. (1999). Illiquidity risk, project characteristics, and the optimal maturity of corporate debt. Journal of Financial Research, 22, 353-370. Schiantarelli, F., & Sembenelli, A. (1999). The maturity structure of debt: determinants and effects on firms’ performance -evidence from the United Kingdom and Italy. Policy Research Working Paper Series, 1(1), 1-39. Stohs, M. H., & Mauer, D. C. (1996). The Determinants of Corporate Debt Maturity Structure. The Journal of Business, 69(3), 279-312. doi: 10.2307/2353370 Terra, P. R. S. (2011). Determinants of Corporate Debt Maturity in Latin America. European Business Review, 23(1), 45-70. Teruel, P. J. G., & Solano, P. M. (2007). Short-term debt in Spanish SMEs. International Small Business Journal, 25(6), 579-602. -162- Tran, T. T. L. (2015). Investigating Factors Affecting Capital Structure of Equitized State-Owned Enteprises in Ho Chi Minh. Journal of Economic Development, 22(4), 92-116. Villalonga, B., & Amit, R. (2006). How do family ownership, control and management affect firm value? Journal of Financial Economics, 80(2), 385- 417. Wang, Y., Sun, Y., & Lv, Q. (2010). Empirical study on the debt maturity structure based on macroeconomic variables. International Journal of Business and Management, 5(12), 135 - 140. 3. WEBSITES: