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

h hằng năm đã được kiểm toán của các công ty trên từ cơ sở dữ liệu điện tử của Vietstock và Công ty chứng khoán Bảo Việt. Ngoài ra những thông tin liên quan đến thị trường được thu thập từ cơ sở dữ liệu điện tử của IMF, World Bank, Datastream. 3.2. Giả thuyết nghiên cứu Nhằm giải quyết mục tiêu nghiên cứu của luận án, dựa vào cơ sở những lý thuyết có liên quan đến cấu trúc kỳ hạn nợ và kết quả của các nghiên cứu thực nghiệm đã nêu ra trong chương 2, luận án đưa ra các giả thuyết nghiên cứu như sau: Bảng 3.2: Tổng hợp giả thuyết nghiên cứu Cơ sở Giả thuyết nghiên cứu Nghiên cứu thực nghiệm dẫn chứng Lý thuyết tín hiệu H1: Tỷ lệ nợ có mối tương quan đồng biến với cấu trúc kỳ hạn nợ Antoniou và cộng sự (2006), Barclays và Smith Jr (1995), Cai và cộng sự (2008), Correia và cộng sự (2014), Costa và cộng sự (2014), Deesomsak và cộng sự (2009), Kirch và Terra (2012), Lemma và Negash (2012), Teruel và Solano (2007) H2: Lợi nhuận có mối tương quan nghịch biến với cấu trúc kỳ hạn nợ Deesomsak và cộng sự (2009), Fan và cộng sự (2012), Kirch và Terra (2012), Mateurs và Terra (2013), Antoniou và cộng sự (2006), Cai và cộng sự (2008), Correia và cộng sự (2014), Ozkan (2000) H3: Biến động thu nhập có mối tương quan đồng biến với cấu trúc kỳ hạn nợ Antoniou và cộng sự (2006), Cai và cộng sự (2008), Deesomsak và cộng sự (2009), Lemma và Negash (2012) H4: Tính thanh khoản có mối tương quan đồng biến với cấu trúc kỳ hạn nợ Antoniou và cộng sự (2006), Cai và cộng sự (2008), Costa và cộng sự (2014), Deesomsak và cộng sự (2009), Mateurs và Terra (2013), Teruel và Solano (2007) Lý thuyết sự phù hợp H5: Tài sản hữu hình có mối tương quan đồng biến với cấu trúc kỳ hạn nợ Costa và cộng sự (2014), Kirch và Terra (2012), Mateurs và Terra (2013) H6: Kỳ hạn tài sản có mối tương quan đồng biến với cấu trúc kỳ hạn nợ 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) Lý thuyết chi phí đại diện H7: Quy mô công ty có mối tương quan đồng biến với cấu trúc kỳ hạn nợ Antoniou và cộng sự (2006), 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) H8: Cơ hội tăng trưởng có mối tương quan nghịch biến với cấu trúc kỳ hạn nợ Barclays và Smith Jr (1995), Cai và cộng sự (2008), Kirch và Terra (2012), Lemma và Negash (2012), Ozkan (2000), Teruel và Solano (2007), Wang và cộng sự (2010) Lý thuyết H9: Thuế có mối tương quan nghịch Kirch và Terra (2012), Mateurs và Terra (2013), Cai và cộng sự (2008), 1 Quan điểm phân ngành tại Vietstock, NAICS 2007. -8- dựa trên thuế biến với cấu trúc kỳ hạn nợ và cộng sự (2014), Fan và cộng sự (2012), Ozkan (2000) H10: Cấu trúc kỳ hạn của lãi suất có mối tương quan đồng biến với cấu trúc kỳ hạn nợ Antoniou và cộng sự (2006), Cai và cộng sự (2008), Correia và cộng sự (2014), Deesomsak và cộng sự (2009) Đặc điểm thị trường H11: Lạm phát có mối tương quan đồng biến với cấu trúc kỳ hạn nợ Demiruc-Kunt và Maksimovic (1999); Deesomsak và cộng sự (2009); Wang và cộng sự (2010), Fan và cộng sự (2012) H12: Tăng trưởng kinh tế có mối tương quan đồng biến với cấu trúc kỳ hạn nợ Demiruc-Kunt và Maksimovic (1999), Lemma và Negash (2012), Lemma và Negash (2012), Wang và cộng sự (2010), Deesomsak và cộng sự (2009), Fan và cộng sự (2012) H13: Trung gian tài chính có mối tương quan nghịch biến với cấu trúc kỳ hạn nợ Krich và Terra (2012) H14: Thị trường tài chính có mối tương quan đồng biến với cấu trúc kỳ hạn nợ Krich và Terra (2012) H15: Chất lượng thể chế có mối tương quan đồng biến với cấu trúc kỳ hạn nợ Demiruc-Kunt và Maksimovic (1999), Fan và cộng sự (2012), Krich và Terra (2012) H16: Cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty là cấu trúc động 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) 3.3. Mô tả biến Bảng 3.4: Tóm tắt các biến trong mô hình nghiên cứu Tên biến Cách xác định Cơ sở (lý thuyết) Nghiên cứu thực nghiệm dẫn chứng Nguồn dữ liệu Cấu trúc kỳ hạn nợ (MR) 𝑉𝑎𝑦 𝑛ợ 𝑑à𝑖 ℎạ𝑛 𝑉𝑎𝑦 𝑛ợ 𝑑à𝑖 ℎạ𝑛 + 𝑉𝑎𝑦 𝑛ợ 𝑛𝑔ắ𝑛 ℎạ𝑛 Antoniou và cộng sự (2006), Cai và cộng sự (2008), Deesomsak và cộng sự (2009), Wang và cộng sự (2010), Kirch và Terra (2012), Lemma và Negash (2012), Correia và cộng sự (2014) Báo cáo tài chính đã được kiểm toán Tỷ lệ nợ (LEV) 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑛ợ 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑡à𝑖 𝑠ả𝑛 Lý thuyết tín hiệu Antoniou và cộng sự (2006), Barclays và Smith Jr (1995), Cai và cộng sự (2008), Correia và cộng sự (2014), Costa và cộng sự (2014), Deesomsak và cộng sự (2009), Kirch và Terra (2012), Lemma và Negash (2012), Teruel và Solano (2007) Báo cáo tài chính đã được kiểm toán Lợi nhuận (PROF) 𝐸𝐵𝐼𝑇 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑡à𝑖 𝑠ả𝑛 Lý thuyết tín hiệu Deesomsak và cộng sự (2009), Fan và cộng sự (2012), Kirch và Terra (2012), Mateurs và Terra (2013), Antoniou và cộng sự (2006), Cai và cộng sự (2008), Correia và cộng sự (2014), Ozkan (2000) Báo cáo tài chính đã được kiểm toán Biến động thu nhập (VOL) | 𝐸𝐵𝐼𝑇𝑡 − 𝐸𝐵𝐼𝑇𝑡−1 𝐸𝐵𝐼𝑇𝑡−1 | − 𝑡𝑟𝑢𝑛𝑔 𝑏ì𝑛ℎ 𝑐ủ𝑎 ( 𝐸𝐵𝐼𝑇𝑡 − 𝐸𝐵𝐼𝑇𝑡−1 𝐸𝐵𝐼𝑇𝑡−1 ) Lý thuyết tín hiệu Antoniou và cộng sự (2006), Cai và cộng sự (2008), Deesomsak và cộng sự (2009), Lemma và Negash (2012) Báo cáo tài chính đã được kiểm toán Tính thanh khoản (LIQ) 𝑇à𝑖 𝑠ả𝑛 𝑛𝑔ắ𝑛 ℎạ𝑛 𝑁ợ 𝑝ℎả𝑖 𝑡𝑟ả 𝑛𝑔ắ𝑛 ℎạ𝑛 Lý thuyết tín hiệu Antoniou và cộng sự (2006), Cai và cộng sự (2008), Costa và cộng sự (2014), Deesomsak và cộng sự (2009), Mateurs và Terra (2013), Teruel và Solano Báo cáo tài chính đã được kiểm toán -9- (2007) Tài sản hữu hình (TAN) 𝑇à𝑖 𝑠ả𝑛 𝑐ố đị𝑛ℎ 𝑟ò𝑛𝑔 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑡à𝑖 𝑠ả𝑛 Lý thuyết sự phù hợp Costa và cộng sự (2014), Kirch và Terra (2012), Mateurs và Terra (2013) Báo cáo tài chính đã được kiểm toán Kỳ hạn tài sản (AM) ( 𝑇à𝑖 𝑠ả𝑛 𝑙ư𝑢 độ𝑛𝑔 𝑇𝑆𝐿Đ + 𝑇𝑆𝐶Đ 𝑟ò𝑛𝑔 ∗ 𝑇𝑆𝐿Đ 𝐺𝑉𝐻𝐵 ) + ( 𝑇à𝑖 𝑠ả𝑛 𝑐ố đị𝑛ℎ 𝑟ò𝑛𝑔 𝑇𝑆𝐿Đ + 𝑇𝑆𝐶Đ 𝑟ò𝑛𝑔 ∗ 𝑇𝑆𝐶Đ 𝑟ò𝑛𝑔 𝐾ℎấ𝑢 ℎ𝑎𝑜 ) Lý thuyết sự phù hợp 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) Báo cáo tài chính đã được kiểm toán Quy mô (SIZE) Log(tổng tài sản theo sổ sách) Lý thuyết chi phí đại diện Antoniou và cộng sự (2006), 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) Báo cáo tài chính đã được kiểm toán Cơ hội tăng trưởng (GROW) 𝑁ợ 𝑝ℎả𝑖 𝑡𝑟ả + 𝐺𝑖á 𝑡ℎị 𝑡𝑟ườ𝑛𝑔 𝑐ủ𝑎 𝑣ố𝑛 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑡à𝑖 𝑠ả𝑛 Lý thuyết chi phí đại diện Barclays và Smith Jr (1995), Cai và cộng sự (2008), Kirch và Terra (2012), Lemma và Negash (2012), Ozkan (2000), Teruel và Solano (2007), Wang và cộng sự (2010) Báo cáo tài chính đã được kiểm toán Thuế (TAX) 𝑇ℎ𝑢ế 𝑇𝑁𝐷𝑁 𝑇ℎ𝑢 𝑛ℎậ𝑝 𝑡𝑟ướ𝑐 𝑡ℎ𝑢ế Lý thuyết dựa trên thuế Kirch và Terra (2012), Mateurs và Terra (2013), Cai và cộng sự (2008), Costa và cộng sự (2014), Fan và cộng sự (2012), Ozkan (2000) Báo cáo tài chính đã được kiểm toán Cấu trúc kỳ hạn của lãi suất (TERM) Chênh lệch giữa suất sinh lợi đáo hạn của trái phiếu chính phủ (kỳ hạn 5 năm) và tín phiếu kho bạc (kỳ hạn 3 tháng) Lý thuyết dựa trên thuế Antoniou và cộng sự (2006), Cai và cộng sự (2008), Correia và cộng sự (2014), Deesomsak và cộng sự (2009) Datastream Lạm phát (INF) Chỉ số giá tiêu dùng (CPI) Đặc điểm thị trường Demiruc-Kunt và Maksimovic (1999), Deesomsak và cộng sự (2009); Wang và cộng sự (2010), Fan và cộng sự (2012) Worldbank Tăng trưởng kinh tế (GDP) Tỷ lệ tăng trưởng GDP Đặc điểm thị trường Demiruc-Kunt và Maksimovic (1999), Lemma và Negash (2012), Lemma và Negash (2012), Wang và cộng sự (2010), Deesomsak và cộng sự (2009), Fan và cộng sự (2012) Worldbank Trung gian tài chính (FI) Chỉ số trung gian tài chính (FI Index) Đặc điểm thị trường Kirch và Terra (2012) IMF Thị trường tài chính (FM) Chỉ số thị trường tài chính (FM Index) Đặc điểm thị trường Kirch và Terra (2012) IMF Chất lượng thể chế (IQ) Chỉ số quản trị toàn cầu (WGI) Đặc điểm thị trường Demiruc-Kunt và Maksimovic (1999), Fan và cộng sự (2012), Krich và Terra (2012) Worldbank Biến trễ bậc 1 của biến MR (MRt-1) Độ trễ bậc 1 của biến kỳ hạn nợ Ozkan (2000), Antoniou và cộng sự (2006), Deesomsak và cộng sự (2009), Terra (2011), Kirch và Terra (2012), Mateurs và Terra (2013) Báo cáo tài chính đã được kiểm toán (Nguồn: Tổng hợp của tác giả) -10- 3.4. Mô hình nghiên cứu 3.4.1. Mô hình tĩnh – Mô hình nghiên cứu các nhân tố tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ Mô hình nghiên cứu tác động của các nhân tố nội tại đến cấu trúc kỳ hạn nợ 𝑀𝑅𝑖,𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1𝐿𝐸𝑉𝑖,𝑡 + 𝛽2𝑃𝑅𝑂𝐹𝑖,𝑡 + 𝛽3𝑉𝑂𝐿𝑖,𝑡 + 𝛽 𝐿𝐼𝑄𝑖,𝑡 + 𝛽5𝑇𝐴𝑁𝑖,𝑡 + 𝛽6𝐴𝑀𝑖,𝑡 + 𝛽7𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖,𝑡 + 𝛽8𝐺𝑅𝑂𝑊𝑖,𝑡 + 𝛽9𝑇𝐴𝑋𝑖,𝑡 + ε𝑖,𝑡 (1) Trong đó: MRi,t Cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty i tại năm t LEVi,t Tỷ lệ nợ của công ty i tại năm t PROFi,t Lợi nhuận của công ty i tại năm t VOLi,t Biến động thu nhập của công ty i tại năm t LIQi,t Tính thanh khoản của công ty i tại năm t TANi,t Tài sản hữu hình của công ty i tại năm t AMi,t Kỳ hạn tài sản của công ty i tại năm t SIZEi,t Quy mô công ty i tại năm t GROWi,t Cơ hội tăng trưởng của công ty i tại năm t TAXi,t Thuế của công ty i tại năm t ε𝑖,𝑡 Sai số Mô hình nghiên cứu tác động của các nhân tố nội tại và nhân tố bên ngoài đến cấu trúc kỳ hạn nợ 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+ ε𝑖,𝑡 (2) Trong đó: MRi,t Cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty i tại năm t TERMi,t Cấu trúc kỳ hạn của lãi suất tại năm t INFi,t Lạm phát tại năm t GPDi,t Tăng trưởng kinh tế tại năm t FIi,t Trung gian tài chính tại năm t FMi,t Thị trường tài chính tại năm t IQi,t Chất lượng thể chế tại năm t LEVi,t ; PROFi,t; VOLi,t ; LIQi,t ; TANi,t ; AMi,t ; SIZEi,t ; GROWi,t; TAXi,t xem giới thiệu trong mô hình (1). 3.4.2. Mô hình động – Mô hình nghiên cứu về sự tồn tại của cấu trúc kỳ hạn nợ động Mô hình nghiên cứu tác động của các nhân tố nội tại đến sự tồn tại cấu trúc kỳ hạn nợ động: 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) Mô hình nghiên cứu tác động của các nhân tố nội tại và nhân tố bên ngoài đến sự tồn tại cấu trúc kỳ hạn nợ động: 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) Trong đó: MRi,t Cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty i tại năm t -11- MRi,t-1 Biến trễ bậc 1 của biến kỳ hạn nợ LEVi,t ; PROFi,t; VOLi,t ; LIQi,t ; TANi,t ; AMi,t ; SIZEi,t ; GROWi,t; TAXi,t xem giới thiệu trong mô hình (1) TERMi,t ; INFi,t ; GDPi,t ; FIi,t ; FMi,t ; IQi,t xem giới thiệu trong mô hình (2) 3.5. Phương pháp ước lượng mô hình 3.5.1. Phương pháp ước lượng mô hình tĩnh – Mô hình nghiên cứu các nhân tố tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ Trước tiên luận án sẽ hồi quy mô hình nghiên cứu theo Pooled OLS. Tiếp theo, luận án tiến hành hồi quy mô hình nghiên cứu theo FEM và REM với mục đích là hạn chế sai lệch về kết quả của hệ số hồi quy theo Pooled OLS. Sau đó, luận án sẽ lựa chọn phương pháp ước lượng phù hợp nhất giữa FEM và REM thông qua hai trong số ba kiểm định, gồm kiểm định Hausman, kiểm định Breusch-Pargan Lagrange Multiplier (LM) và kiểm định Likelihood Ratio. Tuy có thể giúp tránh dẫn đến việc đưa ra kết quả các hệ số hồi quy bị sai lệch khi sử dụng Pooled OLS nhưng phương pháp ước lượng FEM và REM vẫn tồn tại khả năng có hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan. Điều này khiến cho kết quả hồi quy sẽ không hiệu quả. Do đó, luận án tiếp tục dùng kiểm định Wald để kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi và kiểm định Woolridge để kiểm định hiện tượng tự tương quan. Nếu kết quả hồi quy không có hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan, phương pháp ước lượng tốt nhất cho mô hình là phương pháp được chọn lựa giữa FEM và REM. Nếu kết quả hồi quy có hiện tượng phương sai thay đổi hoặc có hiện tượng tự tương quan hoặc có cả hai hiện tượng này, khi đó luận án sẽ sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS) để hồi quy lại mô hình nghiên cứu nhằm khắc phục những khuyết tật trên. Và cuối cùng, để giải quyết vấn đề nội sinh do quan hệ đồng thời giữa biến phụ thuộc và biến độc lập (biến MR và LEV) trong mô hình nghiên cứu, phương pháp GMM hệ thống được thực hiện nhằm giúp kết quả ước lượng đạt được là đáng tin cậy. 3.5.2. Phương pháp ước lượng mô hình động – Mô hình nghiên cứu về sự tồn tại của cấu trúc kỳ hạn nợ động Trong mô hình động, biến trễ có thể có tương quan với các nhân tố nội tại cũng như các nhân tố bên ngoài nên kết quả ước lượng đạt được có khả năng không vững. Và bằng kỹ thuật phân tích và ước lượng thay thế, Antoniou và cộng sự (2006) cũng đã chứng minh GMM hệ thống là phương pháp ước lượng phù hợp nhất trong trường hợp này. Để kiểm định kết quả ước lượng theo phương pháp GMM hệ thống, kiểm định Sargan (hay kiểm định Hansen) nhằm xem xét tính phù hợp của các biến công cụ và kiểm định Arellano-Bond nhằm kiểm định về tự tương quan trong mô hình được thực hiện. 3.6. Trình tự nghiên cứu CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN CẤU TRÚC KỲ HẠN NỢ CỦA CÔNG TY TẠI VIỆT NAM 4.1. Phân tích mẫu nghiên cứu 4.1.1 Phân tích kết quả thống kê mô tả các biến 4.1.2. Phân tích mối tương quan giữa các biến và kiểm định đa cộng tuyến 4.2. Kết quả nghiên cứu các nhân tố tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty 4.2.1. Kết quả nghiên cứu tác động của các nhân tố nội tại đến cấu trúc kỳ hạn nợ -12- Hồi quy mô hình (1) theo Pooled OLS, FEM và REM; sau khi tiến hành các kiểm định Hausman và LM đã chứng tỏ FEM là phương pháp ước lượng tốt nhất trong ba phương pháp trên. Tuy nhiên, kết quả kiểm định Wald và kiểm định Wooldridge cho thấy các hệ số hồi theo FEM là không hiệu quả do có tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan. Từ đó, phương pháp GLS được sử dụng nhằm khắc phục nhược điểm trên của FEM. Hồi quy mô hình (1) theo phương pháp GLS sẽ giúp loại bỏ các vấn đề như phương sai thay đổi và tự tương quan nên kết quả của các hệ số hồi quy sẽ hiệu quả. Bảng 4.4: Kết quả hồi quy các nhân tố nội tại theo phương pháp GLS, GMM hệ thống Biến Dự đoán mối tương quan GLS GMM hệ thống LEV + -0.0522*** 0.1312 (0.0000) (0.5120) PROF - -0.0106 0.2488 (0.7660) (0.5570) VOL + 0.0002** 0.0006*** (0.0260) (0.0010) LIQ + 0.0411*** 0.0447*** (0.0000) (0.0000) TAN + 0.6417*** 0.5625*** (0.0000) (0.0000) AM + 0.0000 0.0011** (0.8720) (0.0140) SIZE + 0.0809*** 0.0585*** (0.0000) (0.0000) GROW - 0.0000 -0.0023 (0.9770) (0.1700) TAX - 0.0119 0.0052 (0.1250) (0.6340) Const -1.0774*** -0.8171*** (0.0000) (0.0000) Số quan sát 2138 2143 Prob>F 0.0000 0.0000 Kiểm định Sargan 0.0550 Kiểm định Arellano-Bond 0.0140 (Nguồn: Tác giả xử lý số liệu từ phần mềm Stata) ( Ghi chú: *, **, *** lần lượt đại diện cho ý nghĩa thống kê tại mức 10%, 5%, 1%). Theo phương pháp GLS, ngoại trừ PROF, AM, GROW và TAX, các nhân tố nội tại còn lại đều có tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty tại mức ý nghĩa 1% và 5%. Tương quan giữa các nhân tố nội tại với cấu trúc kỳ hạn nợ đều phù hợp với kỳ vọng trên cơ sở lý thuyết ngoại trừ LEV. TAN là nhân tố có tác động mạnh nhất đến quyết định về cấu trúc kỳ hạn nợ. Điều này ngụ ý rằng tài sản hữu hình có vai trò rất quan trọng trong việc đưa ra quyết định vay nợ dài hạn của các công ty tại Việt Nam. AM hoàn toàn không có tác động cũng như không có ý nghĩa thống kê đến cấu trúc kỳ hạn nợ tại mức ý nghĩa 10% cho thấy các công ty tại Việt Nam chưa quan tâm đến sự phù hợp giữa kỳ hạn của nợ và kỳ hạn của tài sản để đưa ra quyết định -13- về kỳ hạn của khoản vay mà chủ yếu dựa vào khả năng thế chấp của tài sản hữu hình. Về tính phù hợp của mô hình, Pvalue = 0.0000 < 0.01 chứng tỏ mô hình có ý nghĩa trong việc giải thích tác động của các nhân tố nội tại đến cấu trúc kỳ hạn nợ (Bảng 4.4). Và nhằm khắc phục hiện tượng nội sinh, phương pháp GMM hệ thống được sử dụng. Kết quả nghiên cứu theo phương pháp GMM hệ thống khá phù hợp với phương pháp GLS (Bảng 4.4). Phương pháp GMM hệ thống đã cung cấp bằng chứng về mối tương quan giữa AM với MR với mức ý nghĩa 5% và không ủng hộ cho mối tương quan giữa LEV và MR. Bên cạnh đó, 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 (1). Như vậy kết quả ước lượng mô hình (1) theo phương pháp GMM hệ thống phù hợp với dữ liệu nghiên cứu. Và mô hình nghiên cứu 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 lên cấu trúc kỳ hạn nợ. 4.2.2. Kết quả nghiên cứu tác động của các nhân tố nội tại và nhân tố bên ngoài đến cấu trúc kỳ hạn nợ Hồi quy mô hình (2) theo Pooled OLS, FEM và REM; sau khi tiến hành các kiểm định Hausman và LM đã chứng tỏ FEM là phương pháp ước lượng tốt nhất trong ba phương pháp trên. Tuy nhiên, kết quả kiểm định Wald và kiểm định Wooldridge cho thấy các hệ số hồi theo FEM là không hiệu quả do có tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan. Từ đó, phương pháp GLS được sử dụng nhằm khắc phục nhược điểm trên của FEM. Hồi quy mô hình (2) theo phương pháp GLS sẽ giúp loại bỏ các vấn đề như phương sai thay đổi, tự tương quan hay nội sinh nên kết quả ước lượng sẽ hiệu quả. Bảng 4.6: Kết quả hồi quy các nhân tố nội tại và nhân tố bên ngoài theo phương pháp GLS, GMM hệ thống Biến Dự đoán mối tương quan GLS GMM hệ thống LEV + -0.0579*** -0.5137 (0.0000) (0.1140) PROF - -0.0396 -1.0945 (0.2540) (0.1230) VOL + 0.0001** 0.0006** (0.0300) (0.0320) LIQ + 0.0403*** 0.0266* (0.0000) (0.0980) TAN + 0.6498*** 0.6436*** (0.0000) (0.0000) AM + 0.0000 0.0006 (0.8330) (0.1210) SIZE + 0.0926*** 0.0759*** (0.0000) (0.0000) GROW - -0.0002 0.0017 (0.7460) (0.5920) TAX - 0.0139* 0.0130 (0.0780) (0.3080) TERM + 0.0034 0.0200** -14- (0.2160) (0.0140) INF + 0.0006 0.0043*** (0.2970) (0.0090) GDP + 0.0194*** 0.0129 (0.0000) (0.2770) FI - -1.0910*** 1.5350* (0.0000) (0.0920) FM + 0.1527*** 0.3555*** (0.0000) (0.0050) IQ + 0.0052** 0.0064 (0.0460) (0.1770) Const -0.9996*** -1.3475*** (0.0000) (0.0000) Số quan sát 2138 2143 Prob>F 0.0000 0.0000 Kiểm định Sargan 0.0950 Kiểm định Arellano-Bond 0.0600 (Nguồn: Tác giả xử lý số liệu từ phần mềm Stata ( Ghi chú: *, **, *** lần lượt đại diện cho ý nghĩa thống kê tại mức 10%, 5%, 1%). Dù theo phương pháp GLS hay GMM hệ thống thì tác động của các nhân tố nội tại đến cấu trúc kỳ hạn nợ khi tác động riêng lẽ hoặc tác động đồng thời cùng với các nhân tố bên ngoài đều thu được kết quả là tương tự nhau, ngoại trừ nhân tố AM (Bảng 4.4 và 4.6). Và TAN vẫn là nhân tố có tác động mạnh nhất đến quyết định về cấu trúc kỳ hạn nợ của các công ty. Tác động của các nhân tố bên ngoài đến cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty theo phương pháp GLS và GMM hệ thống là khác nhau (Bảng 4.6). Theo lập luận trong phần phương pháp nghiên cứu, kết quả ước lượng theo GMM hệ thống sẽ vững, hiệu quả và đáng tin cậy. Kết quả nghiên cứu theo GMM hệ thống cho thấy TERM và INF có tác động dương đến cấu trúc kỳ hạn nợ. Điều này ngụ ý rằng khi cấu trúc kỳ hạn của lãi suất tăng lên cũng như nền kinh tế có mức lạm phát tăng lên, công ty tại Việt Nam có xu hướng tăng tỷ trọng vay nợ dài hạn trong tổng vay nợ. Ngoài ra, trong khi chất lượng thể chế không có tác động thì phát triển tài chính, bao gồm phát triển trung gian tài chính và phát triển thị trường tài chính đều có tác động đến quyết định về cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty tại Việt Nam. 4.3. Kết quả nghiên cứu sự tồn tại của cấu trúc kỳ hạn nợ động 4.3.1. Kết quả nghiên cứu tác động của các nhân tố nội tại đến sự tồn tại của cấu trúc kỳ hạn nợ động Cấu trúc kỳ hạn nợ động cho phép công ty chủ động điều chỉnh tỷ trọng giữa vay nợ dài hạn và tổng vay nợ. Kết quả hồi quy mô hình (6) theo phương pháp GMM hệ thống ở bảng 4.7 cho thấy cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty ngoài chịu sự tác động của MR_1 tại mức ý nghĩa 1%, còn chịu tác động của VOL và LIQ tại mức ý nghĩa 1% và chịu sự tác động của TAN, SIZE, và TAX tại mức ý nghĩa 10%. Kết quả này cung cấp bằng chứng thực nghiệm ủng hộ cho những lý thuyết liên quan đến cấu trúc kỳ hạn nợ, gồm lý thuyết tín hiệu, lý thuyết sự phù hợp, lý thuyết chi phí đại diện và lý thuyết dựa trên thuế. Bảng 4.7: : Kết quả hồi quy các nhân tố nội tại theo phương pháp GMM hệ thống -15- Biến Hệ số ước lượng Pvalue MR_1 0.7090*** 0.0000 LEV -0.0036 0.8670 PROF -0.0284 0.5210 VOL 0.0003*** 0.0010 LIQ 0.0273*** 0.0010 TAN 0.1869* 0.0940 AM 0.0003 0.1120 SIZE 0.0212* 0.0850 GROW -0.0004 0.2920 TAX 0.0120* 0.0520 Số quan sát 2074 Prob>F 0.0000 Kiểm định Sargan 0.4400 Kiểm định Arellano-Bond 0.5630 (Nguồn: Tác giả xử lý số liệu từ phần mềm Stata) ( Ghi chú: *, **, *** lần lượt đại diện cho ý nghĩa thống kê tại mức 10%, 5%, 1%). Theo lập luận trong phần phương pháp nghiên cứu, biến trễ bậc 1 của biến phụ thuộc có ý nghĩa thống kê tại mức 1% chứng tỏ mô hình nghiên cứu là mô hình động, hay nói cách khác là cấu trúc kỳ hạn nợ của các công ty tại Việt Nam là cấu trúc động. Hệ số điều chỉnh có giá trị là  = 1 – 0.7090 = 0.2910, tương đương 29.10%, chứng tỏ các công ty trong mẫu nghiên cứu có sự điều chỉnh từng phần cấu trúc kỳ hạn nợ. Tuy nhiên, hệ số điều chỉnh  = 29.10% là khá nhỏ, điều này chứng tỏ cấu trúc kỳ hạn nợ của các công ty tại Việt Nam có thay đổi nhưng không nhiều, điều này là do chi phí điều chỉnh do sai lệch kỳ hạn nợ mục tiêu là lớn hơn so với chi phí do việc sai lệch kỳ hạn nợ mục tiêu gây nên. Kết quả nghiên cứu này cho thấy tốc độ điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ tại Việt Nam là chậm hơn các nước có nền kinh tế đã phát triển (Antoniou và cộng sự, 2006; Ozkan, 2000), các nước có nền kinh tế đang phát triển và có nền kinh tế mới nổi (Kirch và Terra, 2012; Mateurs và Terra, 2013; Terra, 2011) cũng như các nước thuộc khu vực Châu Á – Thái Bình Dương (Deesomsak và cộng sự, 2009) điều này chứng tỏ chi phí điều chỉnh kỳ hạn nợ tại Việt Nam là cao hơn các nước khác. Tóm lại, các công ty tại Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2007-2015 có thực hiện điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ, và các nhà quản trị tài chính công ty sẽ dựa vào đặc điểm cụ thể của công ty như biến động thu nhập, tính thanh khoản, tài sản hữu hình, quy mô công ty và thuế để đưa ra quyết định điều chỉnh. Kết quả kiểm định Sargan và Arellano – Bond (Bảng 4.7) không có đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết về biến công cụ ngoại sinh và không có tự tương quan trong mô hình nghiên cứu. Điều này chứng tỏ kết quả ước lượng theo phương pháp GMM hệ thống là phù hợp với dữ liệu nghiên cứu. Ngoài ra, khi xem xét tính phù hợp của mô hình nghiên cứu, Pvalue = 0.0000 < 0.01 chứng tỏ mô hình có ý nghĩa trong việc giải thích tác động của các nhân tố nội tại lên cấu trúc kỳ hạn nợ. 4.3.2. Nghiên cứu tác động của các nhân tố nội tại và nhân tố bên ngoài đến sự tồn tại của cấu trúc kỳ hạn nợ động -16- Bảng 4.8 cho thấy biến MR_1 có ý nghĩa thống kê tại mức 5%. Hệ số hồi quy của MR_1 là 54.18%, hệ số điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ là [] = 1 – 0.5418 = 0.4482, tương ứng 44.82%. Kết quả nghiên cứu này chứng tỏ trong giai đoạn từ năm 2007-2015, các công ty tại Việt Nam sẽ điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ nhanh hơn khi có sự tác động của các nhân tố bên ngoài. Bảng 4.8: Kết quả hồi quy các nhân tố nội tại và nhân tố bên ngoài theo phương pháp GMM hệ thống Biến Hệ số ước lượng Pvalue MR_1 0.5418** 0.0200 LEV -0.0189 0.5050 PROF -0.0715 0.2340 VOL 0.0003*** 0.0050 LIQ 0.0324*** 0.0000 TAN 0.2825** 0.0360 AM 0.0005* 0.0520 SIZE 0.0327** 0.0380 GROW -0.0008 0.1430 TAX 0.0114 0.1290 TERM 0.0032 0.6160 INF 0.0011 0.3690 GDP -0.0035 0.7330 FI 0.1871 0.7530 FM 0.1661** 0.0170 IQ 0.0069* 0.0850 Số quan sát 2074 Prob>F 0.0000 Kiểm định Sargan 0.1540 Kiểm định Arellano-Bond 0.6700 (Nguồn: Tác giả xử lý số liệu từ phần mềm Stata) ( Ghi chú: *, **, *** lần lượt đại diện cho ý nghĩa thống kê tại mức 10%, 5%, 1%). Kết quả nghiên cứu trình bày trong bảng 4.6 và 4.8 cho thấy khi nghiên cứu mô hình động thì mối tương quan giữa các nhân tố bên ngoài đến kỳ hạn nợ đã có sự thay đổi. Tuy cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty chịu sự tác động của TERM, INF, FI, FM (bảng 4.6) nhưng quyết định điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty tại Việt Nam lại chịu tác động của thị trường tài chính (FM) và chất lượng thể chế (IQ) (bảng 4.8). Bên cạnh đó, khi đưa ra quyết định thay đổi cấu trúc kỳ hạn nợ, công ty còn quan tâm đến các nhân tố nội tại, cụ thể là biến động thu nhập (VOL), tính thanh khoản (LIQ), tài sản hữu hình (TAN), kỳ hạn tài sản (AM) và quy mô công ty (SIZE), trong đó tài sản hữu hình là nhân tố có tác động mạnh nhất đến cấu trúc kỳ hạn nợ. Kết quả kiểm định Sargan và Arellano – Bond (Bảng 4.8) không có đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết về biến công cụ ngoại sinh và không có tự tương quan trong mô hình nghiên cứu. Điều này chứng tỏ kết quả ước lượng theo phương pháp GMM hệ thống là phù hợp với dữ liệu nghiên cứu. Ngoài ra, khi xem xét tính phù hợp của mô hình nghiên cứu, Pvalue = 0.0000 < 0.01 chứng tỏ mô hình có ý nghĩa trong việc giải thích tác động của các nhân tố nội tại lên cấu trúc kỳ hạn nợ. -17- 4.4. Phân tích tác động của các nhân tố đến cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty giữa các nhóm ngành trong mẫu nghiên cứu 4.4.1. Phân tích tác động của các nhân tố nội tại Phân tích tác động của các nhân tố nội tại đến cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty theo nhóm ngành với dữ liệu bảng theo Pooled OLS, FEM và REM; sau khi tiến hành các kiểm định Hausman và LM cũng như kiểm định Wald và kiểm định Wooldridge đã chứng tỏ kết quả ước lượng theo một trong ba phương pháp trên là không hiệu quả do có tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan. Từ đó, phương pháp GLS được sử dụng để khắc phục hiện tượng này. Và cuối cùng, để loại bỏ vấn đề nội sinh, theo lập luận trong phương pháp nghiên cứu, phương pháp GMM hệ thống được sử dụng. Bảng 4.11 cho thấy nhân tố TAX, LEV, PROF hoàn toàn không có tác động đến quyết định về cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty trong bất kỳ ngành nghề nào. Nhân tố GROW chỉ có tác động duy nhất đến quyết định về cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty trong ngành Tiện ích cộng đồng sản tại mức ý nghĩa 5%. Tương quan âm giữa GROW và cấu trúc kỳ hạn nợ ủng hộ cho lập luận của lý thuyết chi phí đại diện dựa trên vấn đề đầu tư dưới mức. Như vậy, giữa vấn đề đầu tư thái quá và đầu tư dưới mức, các công ty thuộc ngành Tiện ích cộng đồng thường rơi vào vấn đề đầu tư dưới mức. Trong khi các nhân tố nội tại khác tác động không đồng đều giữa các ngành thì TAN có tác động đến quyết định về cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty tại các ngành được nghiên cứu, trừ ngành khai khoáng. Bảng 4.11: 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 LEV 0.5910 0.1910 -1.0239 0.2076 0.8535 -0.7709 0.2727 (0.7240) (0.4590) (0.4320) (0.7230) (0.4750) (0.2400) (0.8340) PROF 0.4641 0.6119 -0.1563 -0.1967 0.8086 -0.3243 -0.1190 (0.5510) (0.3790) (0.8370) (0.8410) (0.4630) (0.1220) (0.8950) VOL 0.0028 0.0003*** -0.0489 -0.0006 -0.0289 0.0138 0.0006** (0.3910) (0.0000) (0.2380) (0.8870) (0.2160) (0.3220) (0.0430) LIQ 0.0913 0.0429** -0.0838 0.0605 0.0771 0.0111 0.0436 (0.3540) (0.0380) (0.2640) (0.3780) (0.1510) (0.7280) (0.2220) TAN 0.6809 0.5280*** -0.5394 0.8798*** 0.5175* 0.7150*** 0.5874*** (0.4200) (0.0000) (0.2450) (0.0010) (0.0500) (0.0050) (0.0080) AM -0.0078 0.0051*** 0.0044 0.0004 0.0015 0.0009 0.0002 (0.2330) (0.0090) (0.4140) (0.5240) (0.6080) (0.7170) (0.7560) SIZE 0.0379 0.0241 0.0186 0.0252 -0.0021 0.0980** 0.0898*** (0.7050) (0.1320) (0.8560) (0.3350) (0.9700) (0.0130) (0.0000) GROW 0.0206 -0.0428 0.0584 -0.0505 -0.0022** 0.0692 0.0592 (0.2780) (0.2850) (0.1130) (0.3080) (0.0010) (0.3300) (0.1870) TAX 0.6447 0.0411 0.6184 0.0117 0.1616 0.0021 -0.0043 (0.5200) (0.1910) (0.1760) (0.9000) (0.3740) (0.9650) (0.7760) Số quan sát 72 782 93 246 132 172 576 Prob>F 0.0000 0.0000 0.0070 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 -18- Kiểm định Sargan 0.2980 0.0100 0.4510 0.0000 0.1340 0.0040 0.7340 Kiểm định Arellano-Bond 0.2530 0.1180 0.9420 0.2230 0.8700 0.0560 0.7440 (Nguồn: Tác giả xử lý số liệu từ phần mềm Stata) ( Ghi chú: *, **, *** lần lượt đại diện cho ý nghĩa thống kê tại mức 10%, 5%, 1%) 1.4.2. Phân tích tác động của các nhân tố nội tại và các nhân tố bên ngoài Phân tích tác động của các nhân tố nội tại đến cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty theo nhóm ngành với dữ liệu bảng theo Pooled OLS, FEM và REM; sau khi tiến hành các kiểm định Hausman và LM cũng như kiểm định Wald và kiểm định Wooldridge đã chứng tỏ kết quả theo một trong ba phương pháp trên là không hiệu quả do có tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan. Từ đó, phương pháp GLS được sử dụng để khắc phục hiện tượng này. Và cuối cùng, để loại bỏ vấn đề nội sinh, theo lập luận trong phương pháp nghiên cứu, phương pháp GMM hệ thống được sử dụng. 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) 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) -19- 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:*, **, *** lần lượt đại diện cho ý nghĩa thống kê tại mức 10%, 5%, 1%) Bảng 4.14 cho thấy 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 số 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%. 4.5. Phân tích tác động của các nhân tố đến sự tồn của tại cấu trúc kỳ hạn nợ động của công ty giữa các nhóm ngành trong mẫu nghiên cứu 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 -20- (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: *, **, *** lần lượt đại diện cho ý nghĩa thống kê tại mức 10%, 5%, 1%) 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 mô hình (6) theo phương pháp GMM hệ thống ở bảng 4.15 cho thấy biến trễ bậc 1 của biến 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. 4.5.2. Phân tích tác động của các nhân tố nội tại và nhân tố bên ngoài 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 -21- (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-Bond 0.2920 0.7400 0.3780 0.0350 0.0520 0.2000 0.4480 (Nguồn: Tác giả xử lý số liệu từ phần mềm Stata) (Ghi chú: **, *** 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 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 mực tiêu gây nên. 4.6. Tổng hợp kết quả nghiên cứu 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 + + + -22- (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 (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 (Bảng 4.17) 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 AM (giả thuyết nghiên cứu H6). Theo đó, kỳ hạn của tài sản chỉ có tác động đến việc điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ của các công ty niêm yết trên sàn HOSE. Các nhân tố LEV, PROF, GROW và TAX 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. 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 TERM, INF, FI và FM. 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 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. -23- 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 FM và IQ. CHƯƠNG 5: GỢI Ý CHÍNH SÁCH 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 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 kỳ hạn nợ của công ty chịu sự tác động của cả các nhân tố nội tại và các 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. - 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 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 -24- 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 tại 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 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 5.2.2. Đối với cơ quan Nhà nước, tổ chức tín dụng 5.3. Hạn chế của luận án và hướng nghiên cứu tiếp theo 5.3.1. Hạn chế của luận án 5.3.2. Hướng nghiên cứu tiếp theo