Bài viết Cấu trúc kỳ hạn tài sản và cấu trúc kỳ hạn nợ: Trường hợp các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam được nghiên cứu nhằm đánh giá sự tác động của cấu trúc kỳ hạn tài sản đến cấu trúc kỳ hạn nợ của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
TẠP CHÍ KHOA HỌC KINH TẾ - SỐ 10(01) - 2022 CẤU TRÚC KỲ HẠN TÀI SẢN VÀ CẤU TRÚC KỲ HẠN NỢ: TRƯỜNG HỢP CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM ASSET MATURITY MATURITIES AND DEBT MATURITY STRUCTURES FOR FIRMS LISTED ON VIETNAMESE STOCK EXCHANGE Ngày nhận bài: 12/02/2022 Ngày chấp nhận đăng: 28/03/2022 Phan Trần Minh Hưng TÓM TẮT Nghiên cứu thực nhằm đánh giá tác động cấu trúc kỳ hạn (CTKH) tài sản đến cấu trúc kỳ hạn nợ công ty niêm yết (CCTNY) thị trường chứng khốn (TTCK) Việt Nam Khung phân tích sử dụng kỹ thuật ước lượng mô men tổng quát dạng hệ thống (System-GMM) với liệu bảng động không cân công ty niêm yết hai Sở Giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh Hà Nội giai đoạn 2006 - 2020 Nghiên cứu tìm thấy tác động chiều cấu trúc kỳ hạn tài sản đến cấu trúc kỳ hạn nợ Kết nghiên cứu bền vững với kỹ thuật ước lượng mơ hình thực nghiệm Kết nghiên cứu phù hợp với lý thuyết phù hợp (The matching theory) Từ khóa: Từ khóa: Cấu trúc kỳ hạn tài sản, cấu trúc kỳ hạn nợ, System-GMM, mơ hình động Mã JEL: C58, G3; O16 ABSTRACT This paper examines the influence of asset maturity structure on debt maturity structure for firms listed in Vietnam We employ the System Generalized method of moments (System-GMM) estimator with an unbalanced panel data set of stocks listed on both Hochiminh and Hanoi stock exchanges from 2006 to 2020 We document the positive impact of asset maturity structure on debt maturity structure Our findings are robust to the alternative econometric method and the alternative specification Our result supports the economic relevance of the matching theory Keywords: Asset maturity structure, debt maturity structure, System-GMM, Dynamic model JEL code: C58, G3; O16 Giới thiệu CTKH tài sản thường xuyên sử dụng nhân tố tác động đến CTKH nợ (Antoniou cộng sự, 2006 Deesomsak cộng sự, 2009) Sự tác động CTKH tài sản đến CTKH nợ giải thích lý thuyết phù hợp (Morris, 1976) Theo lý thuyết này, tài sản ngắn hạn (dài hạn) nên tài trợ nợ ngắn hạn (dài hạn) Điều cơng ty đối mặt với rủi ro tốn nợ chi phí kiệt quệ tài CTKH tài sản khác biệt CTKH nợ Dựa tảng lý thuyết này, mối quan hệ CTKH tài sản CTKH nợ chứng minh bối cảnh quốc tế Việt Nam. Các chứng thực nghiệm thường hướng đến chứng minh liệu lý thuyết phù hợp có tồn bối cảnh hay khơng Hay nói cách khác, CTKH tài sản có quan hệ chiều với CTKH nợ, lý thuyết phù hợp tồn điều kiện thực tiễn ngược lại Trong bối cảnh quốc tế, Antoniou cộng (2006) Deesomsak cộng (2009) không thống mối quan hệ CTKH tài sản CTKH nợ Tương tự, Phan Trần Minh Hưng, Trường Đại học Hoa Sen 53 TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG Việt Nam, mối quan hệ CTKH tài sản CTKH nợ không đạt (Phạm Thị Vân Trinh, 2017; Nguyễn Thanh Nhã, 2018 Do, 2020) Nhìn chung, hầu hết chứng thực nghiệm mối quan hệ CTKH tài sản CTKH nợ Việt Nam quan tâm điều kiện tĩnh Trong đó, Nguyễn Thanh Nhã (2018) nghiên cứu hoi quan tâm đến mối quan hệ CTKH tài sản CTKH nợ điều kiện tĩnh động Tuy nhiên, Nguyễn Thanh Nhã (2018) không đơn kiểm tra mối quan hệ CTKH tài sản CTKH nợ điều kiện động Mối quan hệ đồng biến CTKH tài sản CTKH nợ điều kiện động trình xác định tốc độ điều chỉnh CTKH nợ Hay nói cách khác, Nguyễn Thanh Nhã (2018) sử dụng CTKH tài sản biến kiểm sốt mơ hình thực nghiệm xác định tốc độ điều chỉnh CTKH nợ Hai động để tác giả thực nghiên cứu là: i) thứ nhất, bối cảnh Việt Nam giới, mối quan hệ CTKH tài sản CTKH nợ không đạt đồng nhất; ii) thứ hai, nay, Việt Nam, chưa có nghiên cứu đơn quan tâm đến tác động CTKH tài sản đến CTKH nợ điều kiện tĩnh động Vì vậy, đóng góp lớn nghiên cứu cung cấp khám liên quan đến mối quan hệ động CTKH tài sản CTKH nợ CCTNY TTCK Việt Nam Tổng quan tài liệu phát triển giả thuyết Lý thuyết phù hợp phát triển Morris (1976) Nền tảng để hình thành lý thuyết rủi ro toán khoản nợ chi phí kiệt quệ tài dịng tiền vào khơng đủ để khoản nghĩa vụ nợ Cụ thể, CTKH nợ ngắn CTKH tài sản, công ty dễ dàng đối mặt với rủi ro tốn chi phí kiệt quệ tài 54 dịng tiền tạo từ tài sản chưa có để tốn nghĩa vụ nợ Hay nói cách khác, nghĩa vụ tốn nợ đến hạn trước dịng tiền tạo từ tài sản Ngược lại, CTKH nợ dài CTKH tài sản, công ty đối mặt với rủi ro tốn chi phí kiệt quệ tài dịng tiền tạo từ tài sản khơng đủ để tốn nghĩa vụ nợ Hay nói cách khác, dịng tiền tạo từ tài sản hoàn tất nghĩa vụ nợ chưa đến hạn Vì vậy, để đảm bảo việc toán nghĩa vụ nợ, nguyên tắc phù hợp nên sử dụng tức kỳ hạn khoản nợ nên gần với kỳ hạn tài sản, chí CTKH nợ nên với CTKH tài sản Theo nguyên tắc này, dòng tiền tạo từ tài sản kỳ vọng đủ để toán nghĩa vụ nợ đến hạn Trong bối cảnh quốc tế, Antoniou cộng (2006) ghi nhận ảnh hưởng CTKH tài sản đến CTKH nợ công ty Đức Pháp đồng biến ảnh hưởng không tồn công ty Anh Tương tự, Deesomsak cộng (2009) đạt kết luận Antoniou cộng (2006) công ty Malaysia không tìm thấy mối quan hệ cơng ty Thái, Singapore Úc Cuối cùng, Cai cộng (2008) có kết luận Deesomsak cộng (2009) quan tâm đến công ty Trung Quốc Tại Việt Nam, Phan (2020) Ngo & Le (2021) mối quan hệ chiều CTKH tài sản CTKH nợ CCTNY TTCK Việt Nam Trong đó, Phạm Thị Vân Trinh (2017) CTKH tài sản có quan hệ nghịch chiều với CTKH nợ công ty kinh doanh bất động sản niêm yết thị trường chứng khốn Việt Nam Ngồi ra, Do (2021) khơng tìm thấy mối quan hệ CTKH tài sản CTKH nợ công ty hoạt động ngành hàng hóa tiêu dùng niêm yết TẠP CHÍ KHOA HỌC KINH TẾ - SỐ 10(01) - 2022 thị trường chứng khoán Việt Nam Cuối cùng, Nguyễn Thanh Nhã (2018) mối quan hệ CTKH tài sản CTKH nợ chiều điều kiện động Tuy nhiên, mối quan hệ không tồn điều kiện tĩnh CCTNY Sở Giao dịch Chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh Nhìn chung, điều kiện thực tiễn Việt Nam, mối quan hệ CTKH tài sản CTKH nợ không đạt đồng điều kiện tĩnh mối quan hệ tìm thấy chiều điều kiện động Dựa vào tảng lý thuyết phù hợp chứng thực nghiệm trước liên quan đến mối quan hệ CTKH tài sản CTKH nợ Antoniou cộng (2006) Deesomsak cộng (2009), nghiên cứu xây dựng giả thuyết sau: Ảnh hưởng cấu trúc kỳ hạn tài sản đến cấu trúc kỳ hạn nợ chiều công ty niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam (H1) Phương pháp nghiên cứu liệu 3.1 Mơ hình thực nghiệm Mơ hình tĩnh sử dụng để đánh giá tác động nhân tố đến CTKH nợ (Phan, 2020 Ngo & Le, 2021) Tuy nhiên, Terra (2011) Tekin (2021) điều chỉnh CTKH nợ thực tế hướng CTKH nợ mục tiêu Hay nói cách khác, nghiên cứu chất động CTKH nợ Vì vậy, sử dụng mơ hình tĩnh khơng phản ánh xác tác động nhân tố đến CTKH nợ Trong bối cảnh giới (Ozkan, 2000 Antoniou cộng sự, 2006) Việt Nam (Nguyễn Thanh Nhã, 2018), mô hình động sử dụng để đánh giá tác động nhân tố đến CTKH nợ Vì vậy, nghiên cứu sử dụng mơ hình động để xem xét liệu CTKH tài sản có quan hệ với CTKH nợ CCTNY TTCK Việt Nam Tuy nhiên, để gia tăng ý nghĩa nghiên cứu, nghiên cứu cịn sử dụng mơ tĩnh để kiểm định tính bền vững kết nghiên cứu với mơ hình nghiên cứu Ngoài ra, để loại trừ vấn đề nội sinh xuất phát từ ảnh hưởng biến phụ thuộc đến biến độc lập, mơ hình sử dụng giá trị trễ biến độc lập (Harford cộng sự, 2009) Dựa vào khung lý thuyết chứng thực nghiệm trước CTKH nợ (Ozkan, 2000, Antoniou cộng sự, 2006 Nguyễn Thanh Nhã, 2018), mơ hình nghiên cứu cụ thể sau: DMSi, t = β0 + β1DMSi, t-1 + β2AMSi,t-1 + β3SIZEi,t-1 + β4PROi,t-1 + β5LIQi,t-1 + β6LEVi,t-1 + β7AGi,t-1 + µi + Өt-1 + ui, t-1, (1) Trong đó, DMS CTKH nợ; AMS CTKH tài sản; SIZE quy mô công ty; PRO lợi nhuận; LIQ khoản tài sản; LEV cấu trúc vốn; AG tỷ lệ tăng trưởng tài sản; i t cơng ty thời gian µi ảnh hưởng cố định công ty không quan sát không thay đổi theo thời gian Өt-1 ảnh hưởng cố định năm quan sát thay đổi theo thời gian Ui, t-1 sai số ngẫu nhiên 3.2 Xây dựng biến Nghiên cứu sử dụng ba nhóm biến để đánh giá tác động kỳ hạn tài sản đến CTKH nợ Cụ thể sau: 3.2.1 Biến phụ thuộc: Để đo lường CTKH nợ, Antoniou cộng (2006) Ozkan (2000) sử dụng tỷ lệ nợ có thời gian đến hạn năm năm năm Tuy nhiên, điều kiện thực tiễn Việt Nam, liệu nợ có thời gian đến hạn năm năm khơng có sẵn việc thu thập khơng khả thi Vì vậy, tương tự Phan (2020) Ngo & Le (2021), nghiên cứu sử dụng tỷ lệ nợ có thời gian đến hạn năm tổng nợ biến phụ thuộc 55 TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG 3.2.2 Biến quan tâm: Nghiên cứu sử dụng ba đại diện cho CTKH tài sản: AMS1= (Tài sản cố định/Tổng tài sản) x (Tài sản cố định/Khấu hao) + (Khoản phải thu/Tổng tài sản) x (Khoản phải thu/Doanh thu) + (Hàng tồn kho/Tổng tài sản) x (Hàng tồn kho/Doanh thu bán hàng) + (Tài sản ngắn hạn khác/Tổng tài sản) Đại diện sử dụng GarcíaTeruel & Martínez-Solano (2010) LópezGracia & Mestre-Barberá (2011) AMS2= (Tài sản cố định hữu hình/khấu hao hàng năm) x (Tài sản cố định hữu hình/Tổng tài sản) + (Tài sản ngắn hạn/Giá vốn hàng bán) x (Tài sản ngắn hạn/Tổng tài sản) Đo lường phát triển Stohs & Mauer (1996) sử dụng rộng rãi Barclay cộng (2001); Cai cộng (2008); Benlemlih (2015) Dang & Phan (2016) AMS3= Tài sản cố định hữu hình/Tổng tài sản Đại diện sử dung González (2017) 3.2.3 Biến kiểm soát : Nghiên cứu kế thừa nghiên cứu trước Ozkan (2000), Antoniou cộng (2006) Nguyễn Thanh Nhã (2018) để sử dụng biến sau làm biến kiểm sốt: Quy mơ cơng ty (SIZE) logarithm tổng tài sản; Lợi nhuận (PRO) tỷ suất sinh lời vốn tổng tài sản, tính lợi nhuận sau thuế chia cho tổng tài sản; Thanh khoản tài sản (LIQ) tỷ lệ toán nhanh, đo lường tài sản ngắn hạn nợ phải trả ngắn hạn; Cấu trúc vốn (LEV) đo tổng nợ chia cho tổng tài sản; 56 Tỷ lệ tăng trưởng tổng tài sản (AG) đo lường tổng tài sản năm sau trừ tổng tài sản năm trước sau chia cho tổng tài sản năm trước 3.3 Kỹ thuật ước lượng Các kỹ thuật ước lượng truyền thống POLS, FE thường xun sử dụng mơ hình liệu bảng tĩnh Tuy nhiên, kỹ thuật ước lượng khả giải vấn đề nội sinh1 mơ hình liệu bảng động Kỹ thuật ước lượng SystemGMM hiệu việc giải vấn đề nội sinh xuất mơ hình liệu bảng động Kỹ thuật ước lượng SystemGMM kỹ thuật ước lượng hình thành tảng biến cơng cụ Các biến công cụ sử dụng kỹ thuật ước lượng System-GMM giá trị trễ biến giải thích giá trị trễ sai phân bậc biến giải thích Sử dụng biến công cụ tạo điều kiện trực giao sai số ngẫu nhiên biến giải thích Chính vậy, kỹ thuật ước lượng System-GMM có khả giải vấn đề chệch không thống mơ hình liệu bảng động Các chứng thực nghiệm trước liên quan đến CTKH nợ Antoniou cộng (2006) Dang & Phan (2016) sử dụng kỹ thuật ước lượng System-GMM để đánh giá tác động nhân tố đến CTKH nợ Vì vậy, dựa vào chứng thực nghiệm này, kỹ thuật ước lượng System-GMM sử dụng để đánh giá tác động CTKH tài sản đến CTKH nợ CCTNY TTCK Việt Nam 3.4 Dữ liệu nghiên cứu Được hình thành từ năm 2000, thị trường chứng khoán Việt Nam Vấn đề nội sinh bắt nguồn từ xuất biến phụ thuộc trễ sử dụng biến độc lập mơ hình nghiên cứu TẠP CHÍ KHOA HỌC KINH TẾ - SỐ 10(01) - 2022 phát triển mạnh mẽ từ năm 2006 trở Hay nói cách khác, 2000-2005 giai đoạn phát triển sơ khai với số lượng CCTNY chưa nhiều hoạt động giao dịch hạn chế Cụ thể, năm 2000 có 02 cổ phiếu niêm yết đến năm 2005 số lượng cổ phiếu niêm yết 30 Giá trị giao dịch từ năm 2000-2005 khoảng 60% giá trị giao dịch năm 2006 40% giá trị giao dịch năm 2007 Vì vậy, để tránh việc chệch liệu, liệu dùng cho nghiên cứu liệu thứ cấp liên quan đến CCTNY Sở Giao dịch Chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh Hà Nội giai đoạn 2006-2020 từ Fiin Pro Mẫu nghiên cứu không bao gồm cơng ty tài chính, bảo hiểm ngân hàng nhằm đảm bảo tính tương đồng chuẩn mực báo cáo tài cơng ty (Rajan & Zingales, 1995) Ngồi ra, mẫu nghiên cứu khơng bao gồm cơng ty dịch vụ tiện ích cơng ty có đặc thù sách thu chi (Renneboog & Trojanowski, 2011) Ngoài ra, mẫu nghiên cứu bao gồm cơng ty có liệu năm Hơn nữa, nhằm hạn chế ảnh hưởng Bảng Thống kê mô tả quan sát ngoại vi đến kết hồi quy, kỹ thuật winsor mức phân vị 1% 99% sử dụng cho biến Kết thảo luận 4.1 Thống kê mô tả mối tương quan biến mơ hình nghiên cứu Thống kê mơ tả cho tồn mẫu trình bày bảng Theo đó, trung bình trung vị tỷ lệ nợ dài hạn tổng nợ (DMS) 26,2% 11,4% Tỷ lệ dao động đoạn (0%, 99,9%) CTKH tài sản (AMS1) trung bình 1,038 Trong đó, giá trị trung bình hai đại diện khác CTKH tài sản 1,177 (AMS2) 0,264 (AMS3) Quy mô (SIZE) công ty mẫu 27,027 Tỷ suất sinh lời tổng tài sản (PRO) công ty mẫu trung bình 5,1% Cơng ty mẫu nghiên cứu có tỷ lệ tốn hành (LIQ) trung bình 62,1% Cơng ty mẫu nghiên cứu hoạt động Cấu trúc vốn (LEV) 54% Cuối cùng, tỷ lệ tăng trưởng tài sản (AG) trung bình 12,6%/năm Số quan sát Trung bình Trung vị Độ lệch chuẩn 6.294 0,262 0,114 0,312 AMS1 6.220 1,038 0,784 0,846 0,200 4,169 AMS2 6.219 1,177 0,841 1,032 0,322 5,130 AMS3 6.294 0,264 0,217 0,200 0,008 0,744 Biến DMS Giá trị nhỏ Giá trị lớn 0,999 SIZE 6.294 27,027 26,993 1,406 24,385 30,045 PRO 6.271 0,051 0,037 0,073 (0,073) 0,244 LIQ 6.294 0,621 0,657 0,217 0,158 0,939 LEV 6.294 0,540 0,565 0,205 0,133 0,871 AG 5.922 0,126 0,086 0,226 (0,257) 0,752 Nguồn: Kết trích xuất từ Stata 4.2 Mối tương quan biến Bảng báo cáo hệ số tương quan Pearson cặp biến độc lập mơ hình nghiên cứu Kết từ Bảng cho thấy hệ số tương quan Pearson cặp biến độc lập đạt giá trị lớn 0,5