(Luận văn) mối quan hệ giữa cơ hội tăng trưởng và nợ của các công ty trên ttck việt nam ,

t to BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM hi ep w n lo ad ju y th yi NGUYỄN VĂN HÙNG pl ua al n MỐI QUAN HỆ GIỮA CƠ HỘI TĂNG TRƯỞNG VÀ NỢ CỦA CÁC CƠNG TY TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHỐN VIỆT NAM n va ll fu oi m at nh z z vb k jm ht Chuyên ngành : Kinh tế Tài – Ngân hàng Mã số : 60.31.12 om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n va TS NGUYỄN TẤN HOÀNG n a Lu NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: y te re th TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2013 TÓM TẮT t to Trong giai đoạn từ 2008 kinh tế Việt Nam gặp khơng khó khăn, thách thức ng hi từ khủng hoảng tài Mỹ, khủng hoảng nợ cơng Châu Âu ep vấn đề tăng trưởng có xu hướng chậm lại trở thành mối quan tâm hàng đầu w nhiều quốc gia có Việt Nam Doanh nghiệp tăng trưởng góp phần giúp n kinh tế quốc gia tăng trưởng lo ad y th Bài nghiên cứu nghiên cứu xem hội tăng trưởng nợ có mối quan hệ ju hay không? Nghiên cứu thu thập số liệu 92 công ty thị trường yi pl chứng khoán Việt Nam giai đoạn bốn năm từ 2009 tới 2012, sử dụng mô ua al hình Pool Regression, Random Effect Model, Fixed Effect Model để kiểm định n mối quan hệ tuyến tính bình phương hội tăng trưởng nợ Bài va nghiên cứu phát mối quan hệ thuận chiều hội tăng trưởng go1 n ll fu blev, ngược chiều hội tăng trưởng go1 với mlev Đồng thời mối quan hệ oi m ngược chiều hội tăng trưởng go2 với hai biến phụ thuộc blev mlev nh z định hữu hình at Từ khóa: hội tăng trưởng, địn bẩy nợ, quy mơ cơng ty, lợi nhuận, tài sản cố z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re t to CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU: ng hi ep 1.1 Vấn đề nghiên cứu: Cơ hội tăng trưởng ngày trở nên cần thiết việc nghiên cứu triển vọng w phát triển doanh nghiệp Doanh nghiệp nhỏ với giá trị tài sản thấp lại n lo có hội tăng trưởng cao đối mặt với rủi ro cao bất cân xứng thông tin ad y th ngược lại với doanh nghiệp lớn có hội tăng trưởng phải đối mặt với ju rủi ro doanh nghiệp lớn có khả dễ dàng tiếp cận thị trường chi yi pl phí sản xuất kinh doanh chi phí huy động vơn thấp với việc vay nợ từ ua al tổ chức tín dụng hay vay từ công chúng (Houston James 1996, Spindt n Subramaniam 1999) Vấn đề ngày xem xét nhiều Bài luận va văn cố gắng phân tích việc mở rộng kinh doanh thơng qua tiêu chí lợi nhuận, quy n ll fu mơ cơng ty, tạo hội tăng trưởng ảnh hưởng tới việc vay nợ Doanh oi m nghiệp có hội tăng trưởng cao đầu tư vào tài sản cố định thường nh công ty có quy mơ mức lơn, tạo lợi nhuận mức cao Do nghiên cứu at hội tăng trưởng nợ bối cảnh chi phối yếu tố như: quy mô công ty, z z tài sản cố định hữu hình, lợi nhuận chi phối tác động đến mối ht k jm 1.2 Lý chọn đề tài: vb quan hệ hội tăng trưởng nợ Việt Nam gm Hiện giới có nhiều nghiên cứu mối quan hệ hội tăng om l.c trưởng nợ tác Rajan Zingales 1995, Serrasqueiro Macus Nune cộng sự, Mauricio Jara Bertin, Marta Moreno Walerta, Paolo Saona a Lu Hoffmann cộng Tuy nhiên Việt Nam tác giả nhận thấy chưa có n Nam nào? Đồng thời hội tăng trưởng cho doanh nghiệp nợ cho doanh nghiệp hay không? Cơ hội tăng trưởng triển vọng doanh nghiệp y doanh nghiệp hai vấn đề cần thiết nhà đầu tư trước định đầu tư te re cứu tiến hành kiểm định xem mối quan hệ hội tăng trưởng nợ Việt n va nhiều nghiên cứu mối quan hệ hội tăng trưởng nợ Do nghiên sao? Do tác giả nhận thấy mối quan hệ hội tăng trưởng nợ vấn đề t to cần thiết để thực nghiên cứu cho luận văn ng hi 1.3 Mục tiêu nghiên cứu câu hỏi nghiên cứu ep 1.3.1 Mục tiêu nghiên cứu w n Mục tiêu nghiên cứu nghiên cứu mối quan hệ hội tăng trưởng lo ad nợ công ty thị trường chứng khoán Việt Nam y th ju 1.3.2 Câu hỏi nghiên cứu: yi 1) Mối quan hệ hội tăng trưởng nợ mối quan hệ tuyến tính hay phi pl ua al tuyến tính Nếu mối quan hệ hội tăng trưởng nợ mối quan hệ tuyến tính mối quan hệ chiều hay ngược chiều nghiên cứu mô n n va hình Việt Nam fu ll 2) Mối quan hệ hội tăng trưởng nợ thay đổi thể cơng ty có m oi hội tăng trưởng mức cao, mức thấp mức trung gian nh at 3) Các nhân tố lợi nhuận, quy mô công ty, tài sản cố định hữu hình tác z động lên mối quan hệ hội tăng trưởng nợ z ht vb 1.4 Đối tƣợng phạm vi nghiên cứu: jm k Đối tượng nghiên cứu luận văn nghiên cứu mối quan hệ hội tăng gm l.c trưởng nợ doanh nghiệp niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam n a Lu khoán hai sàn HOSE HNX giai đoạn từ 2009-2012 om Phạm vi nghiên cứu cơng ty phi tài niêm yết thị trường chứng n va y te re 1.5 Phƣơng pháp nghiên cứu: t to Bài nghiên cứu sử dụng liệu bảng (panel data) theo ba phương pháp Pool ng hi Regression, Random Effect Model Fixed Effect model Sau sử dụng kiểm ep định Likelihood test, Hausman Test Lagrange Multiplier Test để lựa chọn w phương pháp phù hợp Nếu xảy tượng tự tương quan, hay phương n sai thay đổi, sử dụng phương pháp FGLS cho mơ hình lo ad ju y th Cấu trúc luận văn gồm có chương: yi Chương 1: Giới thiệu mối quan hệ hội tăng trưởng nợ pl n trưởng nợ ua al Chương 2: Tổng quan nghiên cứu trước mối quan hệ hội tăng va n Chương 3: Phương pháp nghiên cứu: trình bày quy mô mẫu, số liệu cách lấy fu ll số liệu, mơ hình nghiên cứu , biến đưa vào mơ hình nghiên cứu phương m oi pháp nghiên cứu , phương pháp kiểm định, sử dụng nh at Chương 4: Trình bày kết nghiên cứu luận văn z z Chương 5: Kết luận thảo luận kết nghiên cứu, hạn chế ht vb nghiên cứu đề xuất hướng nghiên cứu k jm om l.c gm n a Lu n va y te re CHƢƠNG 2: TỔNG QUAN NHỮNG NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÓ VỀ MỐI t to QUAN HỆ GIỮA CƠ HỘI TĂNG TRƢỞNG VÀ NỢ ng hi 2.1 Cơ sở lý thuyết mối quan hệ nợ hội tăng trƣởng ep 2.1.1 Mối quan hệ hội tăng trƣởng nợ theo lý thuyết trật tự phân w n hạng (Pecking Order Theory) lo ad Lý thuyết trật tự phân hạng bắt đầu với thông tin bất cân xứng- cụm từ dùng ju y th để giám đốc có biết thơng tin tiềm năng, rủi ro, hội tăng trưởng yi , thu nhập doanh nghiệp nhà đầu tư từ bên ngồi Thơng tin bất cân pl xứng tác động đến lựa chọn tài trợ nội tài trợ từ bên việc al ua huy động nguồn vốn từ nợ hay từ vốn cổ phần bên Theo lý thuyết n trật tự phân hạng cơng ty ưu tiên tài trợ vốn từ nguồn vốn nội trước chủ va n yếu lợi nhuận sau thuế giữ lại để tái đầu tư, phát hành nợ Do fu ll theo lý thuyết trật tự phân hạng thấy lợi nhuận công ty tăng m oi lên mức cao nhu cầu để doanh nghiệp vay nợ giảm hay nợ doanh nghiệp nh at giảm xuống Điều cho thấy mối quan hệ ngược chiều lợi nhuận đòn bẩy z nợ Phát hành cổ phần thường giải pháp cuối công ty sử dụng hết z ht vb khoản lợi nhuận giữ lại sử dụng hết khả vay nợ Lý thuyết trật tự phân jm hạng kết thơng tin bất cân xứng giám đốc doanh nghiệp biết k rõ thông tin doanh nghiệp nhà đầu tư bên ngồi họ miễn gm cưỡng phát hành cổ phần nhận thấy giá cổ phiếu công ty bị om l.c định giá thấp Họ cố gắng tìm thời điểm phát hành cổ phần có giá hợp lý định giá cao Đồng thời huy động nợ tốt vốn cổ phần doanh nghiệp a Lu khơng phải cơng bố thơng tin cách rộng rãi cơng chúng lý thuyết trật n n y te re doanh nghiệp sử dụng hết lợi nhuận giữ lại cạn kiệt khả vay nợ va tự phân hạng huy động từ vốn cổ phần bên ngồi giải pháp cuối 2.1.2 Mối quan hệ hội tăng trƣởng nợ theo lý thuyết đánh đổi t to (Trade off Theory) ng hi Theo lý thuyết đánh đổi việc vay nợ doanh nghiệp phải đánh đổi ep bên có lợi ích từ chắn thuế bên đối mặt với chi phí kiệt quệ tài w chi phí phá sản cơng ty vay nợ khơng có khả trả lãi vay từ n khoản nợ Việc doanh nghiệp vay nợ để tài trợ cho nhu cầu vốn lo ad để đầu tư vào dự án mạng lại hội tăng trưởng thu nhập y th tương lai Doanh nghiệp phải gánh khoản chi phí lãi vay để trả cho khoản vay ju yi khoản nợ vay đến hạn chi phí lãi vay tính khoản chi phí pl hoạt động doanh nghiệp khấu trừ thuế tính thuế thu nhập al n ua doanh nghiệp Do cơng ty có, hội đầu tư mạng lại thu nhập hội va tăng trưởng lợi ích từ chắn thuế giúp ích doanh nghiệp có thu n nhập lợi nhuận cao Đó lợi ích từ chắn thuế doanh nghiệp vay fu ll nợ Tuy nhiên khoản vay nợ tới hạn phải trả hoàn nợ gốc lãi vay mà doanh m oi nghiệp hoạt động kinh doanh yếu kém, đầu tư không hiệu dẫn tới thua lỗ Lúc nh at doanh nghiệp phải đối mặt với chi phí kiệt quệ tài chi phí phá sản z Do doanh nghiệp phải cân nhắc kỹ lưỡng chấp nhận đanh đổi lợi z ht vb ích chi phí việc vay nợ Ban đầu doanh nghiệp vay nợ mức thấp đối jm diện với chi phí kiệt quệ tài chi phí phá sản mức thấp doanh k nghiệp vay nợ tới điểm chi phí kiệt quệ tài chi phí phá sản gm lớn lợi ích từ chắn thuế, lúc doanh nghiệp gặp phải rủi ro phá sản vỡ om l.c nợ cao, động chi phí hội có hội hợp tác với đối tác hủy hợp đồng biết doanh nghiệp đối diện với việc phá sản làm ăn thu lỗ khơng a Lu đủ khả tài để trả khoản nợ vay Do doanh nghiệp hội n y ích từ chắn thuế chi phí kiệt quệ tài từ việc vay nợ te re nhiệm vụ giám đốc doanh nghiệp phải cân nhắc đánh đổi lợi n va tăng trưởng hợp đồng mang lại thu nhập sinh lời cho doanh nghiệp Do 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm trƣớc mối quan hệ hội tăng t to trƣởng nợ ng hi Theo nghiên cứu thực nghiệm Panley xem xét mối quan hệ cấu trúc ep vốn hội tăng trưởng đo lường biến (market power) sử dụng số liệu w gồm 208 công ty Malaysia sáu năm từ 1994 tới 2000 Nghiên cứu cho n thấy nhìn về cấu trúc vốn đo lường tổng nợ chia cho tổng lo ad tài sản biến Market power đo lường tỉ số Tobin Q Họ dự đoán cấu y th trúc vốn có quan hệ hàm lập phương với market power Điều cho thấy tobin ju yi Q mức tăng trưởng thấp cao cơng ty vay nợ nhiều giảm vay nợ pl tobin Q mức trung bình, điều dẫn tới mối tương quan phức tạp al n ua điều kiện thị trường, chi phí đại diện, chi phí phá sản, có mối quan hệ thuận chiều va với market power Họ thấy biến quy mô công ty tài sản cố định hữu hình n có mối quan hệ chiều với hội tăng trưởng Rủi ro hệ thống biến cấu trúc fu ll sở hữu có tác động ngược chiều lên cấu trúc vốn oi m nh Bài nghiên cứu Gaur 2005 chế định cấu trúc vốn công ty at Thụy Sĩ sử dụng mẫu 106 công ty thị trường chứng khoán Thụy Sĩ z z giai đoạn 1991-2000 sử dụng hai mơ hình static dynamic, phân tích mơ hình vb ht dynamic kết hợp với GMM kết cho thấy lợi nhuận năm hành hội jm tăng trưởng có mối quan hệ ngược chiều với địn bẩy nợ, quy mô công ty, tài sản k gm cố định hữu hình, rủi ro kinh doanh, có mối quan hệ thuận chiều với địn bẩy nợ l.c Phân tích mơ hình dynamic đề xuất có tồn tỉ số nợ vốn chủ sở hữu om mục tiêu Lợi nhuận lấy độ trễ có tác động thuận chiều lên đòn bẩy nợ a Lu Khẳng định dự báo hành vi ngắn hạn theo thuyết trật tự phân hạng n hành động phía nợ mục tiêu Tuy nhiên q trình điều chỉnh diễn chậm biến “Market to book” tính tỉ số giá trị sổ sách tài sản trừ giá trị y nợ giá trị thị trường nợ, biến hội tăng trương đo lường te re quốc gia khác với biến đòn bẩy nợ đo lường hai biến giá trị sổ sách n va Theo nghiên cứu Raijan Zingales 1995 nghiên cứu đòn bẩy nợ sổ sách vốn chủ sở hữu cộng với giá trị thị trường vốn chủ sở hữu giá t to trị sổ sách tổng tài sản Ngoài biến độc lập gồm biến quy mô công ty ng đại diện biến doanh thu (sale) cách lấy logarite doanh thu thuần, hi ep biến lợi nhuận tính tỉ số lợi nhuận trước thuế chia cho giá trị sổ sách tổng tài sản Cuối biến tài sản cố định hữu hình tỉ số tài sản cố định w hữu hình tổng tài sản Kết cho thấy hội tăng trưởng đo lường n lo biến “Market to book” có mối quan hệ ngược chiều với biến nợ hai trường ad y th hợp giá trị sổ sách nợ hay giá trị thị trường nợ làm biến phụ thuộc Tài sản ju cố định hữu hình ln có mối tương quan chiều với địn bẩy nợ Quy mơ cơng yi pl ty có tương quan chiều với nợ ngoại trừ trường hợp Đức Cuối lợi n ua al nhuận có tương quan ngược chiều với nợ tất quốc gia va Theo nghiên cứu ba tác giả Mauricio Jara Bertin, Marta Moreno Walerta, Paolo n Saona Hoffmann mối quan hệ hội tăng trưởng địn bẩy nợ fu ll cơng ty phi tài thị trường chứng khốn Chile, sử dụng hồi quy liệu m oi bảng (panel data) 1699 cơng ty phi tài giai đoạn từ 1997-2008 Biến nh at phụ thuộc sử dụng hai biến: tỉ số nợ vay từ tổ chức tín dụng tổng nợ (bank z debt –BDTD), biến phụ thuộc thứ hai tổng nợ từ tổ chức tín dụng tổng tài sản z k jm ty, biến hội tăng trưởng đo lưởng bốn biến: ht vb (bank debt over total asset –BDTA) Các biến độc lập gồm hội đầu tư công gm Tỉ số giá trị thị trường giá trị sổ sách tài sản( market to book assets l.c ratio): cho đại diện tốt cho biến hội tăng trưởng tính a Lu sản (kí hiệu Q1) om giá trị thị trường vốn chủ sở hữu cộng với tổng nợ giá trị tổng tài n Tỉ số giá trị thị trường giá trị sổ sách vốn chủ sở hữu (market to Tỉ số thu nhập giá chứng khoán (earnings to price ratio Q3) y tương lai mang lại (kí hiệu Q2) te re cho cổ đông từ việc nắm giữ tài sản hội dòng tiền từ hội đầu tư n va book equity ratio): biến bao hàm giá trị dòng tiền mang lại Chi tiếu vốn chủ sở hữu giá trị sổ sách giá trị nhà máy, thiết bị t to (capital expenditure to book value of plant, equipment, property) ng Các biến giải thích bao gồm : quy mơ cơng ty (lấy logarite tổng tài sản), chất lượng hi ep dự án đầu tư đo lường biến thu nhập tài sản (ROA), tài sản cố định (fixed asset to total asset- FATA), chênh lệch mức nợ doanh nghiệp với w mức trung bình ngành DIFD), độ tuổi doanh nghiệp tính tốn n lo ad cách lấy số năm từ năm thành lập (LNAGE), đồng thời sử dụng biến giả ngành y th Theo nghiên cứu ba tác giả Mauricio Jara Bertin, Marta Moreno Walerta, Paolo ju yi sử dụng mơ hình GMN kết cho thấy hội tăng trưởng có mối quan hệ “non pl monotonic” hình chữ “U” với nợ Điều khẳng định thêm mối quan hệ phi tuyến al n ua hội tăng trưởng nợ doanh nghiệp va Trong nghiên cứu Bồ Đào nha hai tác giả Serrasqueiro Macus Nune sử n ll fu dụng số liệu tài lấy từ bảng cân đối kế toán bảng kết kinh doanh oi m công ty phi tài niêm yết thị trường chứng khoán Bồ Đào nh Nha liệu từ Finbolsa database Dữ liệu kinh tế tài xác nhận thông at tin từ cung cấp Hội đồng thị trường chứng khoán Bồ Đào Nha Cuối mẫu z z nghiên cứu gồm 39 công ty từ năm 1998 tới 2006 năm Biến độc lập vb ht sử dụng nghiên cứu Bồ Đào Nha tỉ số tổng nợ sử dụng giá trị sổ sách jm giá trị thị trường nợ Họ sử dụng giá trị thị trường nợ biến độc lập để k gm kiểm tra tính bền vững kết đề cập tới mối quan hệ tương ứng l.c hội tăng trưởng nợ theo nghiên cứu Raijan Zingales (1995), Gaur 2005 om Kayhan Titman 2006 Biến giải thích sử dụng Tobin Q, biến mở rộng nghiên a Lu cứu phát triển (R&D intensity) đại diện cho biến tăng trưởng sử dụng n nhiều tác giả (Ozkan 2001, Panley 2004, Gaur 2005) Trong bối cảnh diện cho hội tăng trưởng, thực nhiều nghiên cứu sau Fama y giá trị tài sản vơ hình dẫn đến việc chọn nguồn quỹ đầu tư phát triển biến đại te re nguồn tăng trưởng quan trọng cơng ty khó khăn việc xác định n va công ty niêm yết Whitwell 2007, Galbreath Gavin 2008 xem xét tài sản vơ hình 50 4.4.5 Kết hồi quy mơ hình 5: t to Blev = α+ β1*go1+β2*go2+β3*pro+β4*size+εi (5) ng hi ep Bảng 4.3.5 kết chạy hồi quy mơ hình blev = α+ β1 *go1+β2* go2+β3*pro+β4*size+εi (5) w n lo Mơ hình Blev ad Pool Regression y th t-statistic p-value 13.48 0.30666 0.00*** -3.53 -1.335306 0.00*** -1.05 -0.2245429 0.294 1.19 0.0306351 0.234 0.72 0.1067831 0.474 Hệ số Hệ số ju biến độc lập Fixed effect yi pl 0.034134 t-statistic p-value 2.83 0.5*** t-statistic p-value 4.58 0.0579745 0.00*** -1.57 -1.81 0.118 -0.4029743 0.07 -1.27 -1.17 0.204 -0.1366178 0.243 2.3 2.91 0.022 0.091239 0.4*** 0.2 -0.1 0.845 -0.018865 0.919 -0.3386421 n va GO2 n ua al GO1 m 0.0846776 oi at nh 0.042139 Hệ số z ht 0.0000 k jm gm 0.0000 0.000 0.000 0.000 0.2359 vb 0.1479 z Hệ số tự Adj Rsquare 0.392 F-stat(pvalue) 0.0000 Likelihood Ratio Tests Lagrange Multiplier Test Hausman Test ll SIZE -0.1431167 fu PRO Random effect 1%, 5%, 10% n a Lu Nguồn: tính tốn tác giả từ phần mềm thống kê om l.c Số liệu ngoặc đơn giá trị t-statistics, ***,**,* tương ứng mức ý nghĩa nhất, tác giả tiến hành cặp phương pháp kiểm định với y ngẫu nhiên (Random Effect model) để xác định xem phương pháp phù hợp te re Regression, mơ hình tác động cố định (Fixed Effect model) mơ hình tác động n va Bảng 4.3.5 thể kết hồi quy mơ hình (5) theo ba phương pháp Pool 51 Đầu tiên tác giả tiến hành kiểm định Likelihood Ratio Test để so sánh kiểm định t to Pool Regression với Fixed Effect model với giả thuyết Ho: chọn Pool Regression ng phù hợp H1: chọn phương pháp Fixed effect phù hợp Kết cho thấy p-value hi ep =0.000chi2 = 0.0000 l.c gm 328.11 k = jm Chi 2(1) ht vb Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects om Cuối tác giả tiến hành kiểm định Hausman Test để kiểm định xem hai a Lu phương pháp Fixed effect model Random effect model phương pháp phù n hợp với giả thuyết H0: chọn phương pháp Random effect model phù hợp giả y pháp Fixed effect model trường hợp te re thấy P-value = 0.0000chi2 = 0.0000 Kết luận: từ kết kiểm định tác giả chọn phương pháp Fixed effect model cho mơ hình (5) w n lo Sau chọn phương pháp phù hợp cho mơ hình (5) tác giả tiến hành ad kiểm định tượng phương sai thay đổi, kiểm định tượng đa cộng tuyến y th ju kiểm định tượng tự tương quan Kết kiểm định sau: yi pl Kiểm định tượng phương sai thay đổi sau: ua al n Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of mlev chi2(1) = 1613.19 Prob > chi2 = 0.0000 n va ll fu oi m nh at Tác giả sử dụng phương pháp Breusch –Pagan Test để kiểm định phương sai z thay đổi cho mơ hình (5) Giả thuyết H0: khơng có tượng phương sai thay đổi, z ht vb kết P-value F = 0.6221 ju y th yi Tác giả tiến hành kiểm định tượng tự tương quan kiểm định Woodridge pl ua al test cho mô hình (5) với giả thuyết H0: khơng có tượng tự tương quan mơ hình Kết cho thấy P-value = 0.6221 >0.05 mơ hình khơng có n n va tượng tự tương quan, chấp nhận giả thuyết H0 fu ll Kết luận: từ kết kiểm định tác giả kết luận mơ hình có xảy m oi tượng phương sai thay đổi nh at Để khắc phục tượng phương sai thay đổi, tác giả sử dụng mơ hình FGLS cho z z mơ hình (5) ht vb jm wald chi2 Pro> chi2 271.10 0.0000 k gm P>|z| 0.0000 [95%Conf 0.1842394 Interval] 0.2722467 om l.c Cross sectional times series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation blev Coef Std Err z go1 0.2282431 0.0224512 10.17 -1.022749 0.1606851 -6.36 0.0000 -1.337686 pro -0.2912963 0.080708 -3.61 0.0000 -0.4494811 -0.1331114 size 0.0582511 0.0090237 6.46 0.0000 0.040565 0.0759373 -0.0934361 0.1299017 n n va y te re cons 0.0182328 0.056975 0.32 0.7490 Nguồn: tính tốn tác giả từ phần mềm thống kê -0.7078124 a Lu go2 54 Kết mơ hình FGLS cho thấy biến go1, go2, pro, size có ý nghĩa thống kê t to Kết cho thấy biến go1 có quan hệ chiều lên biến phụ thuộc blev với ng hệ số 0.2282431 Điều có nghĩa biến hội tăng trưởng go1 tăng lên phần hi ep trăm tác động lên biến phụ thuộc blev tăng 22.82% tương ứng Biến hội tăng trưởng go2 quan hệ ngược chiều lên biến phụ thuộc blev với hệ số -1.022749 w điều cho thấy biến hội tăng trưởng go2 tăng 1% làm cho biến phụ n lo thuộc blev giảm 102.27% tương ứng Biến lợi nhuận có mối quan hệ ngược chiều ad y th lên biến phụ thuôc blev với hệ số -0.2912963 cho thấy biến lợi nhuận tăng 1% ju làm cho biến phụ thuộc blev giảm 29.13% Biến quy mô cơng ty có mối quan hệ yi pl chiều lên biến phụ thuộc blev với hệ số 0.582511, cho thấy biến quy mô n ua al công ty tăng lên 1% tác động lên biến phụ thuộc blev tăng 58.25% va Đồng thời p-value = 0.000< 0.05 mơ hình có ý nghĩa, mơ hình phù hợp n lựa chọn nghiên cứu mối quan hệ hội tăng trưởng go1 giá trị sổ sách ll fu oi m nợ Việt Nam at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re 55 4.4.6 Kết hồi quy mơ hình 6: t to mlev = α+ β1*go1+β2*go2+β3*pro+β4*size+εi (6) ng hi ep Bảng 4.3.6 kết chạy hồi quy mơ hình blev = α+ β1 *go1+β2* go2+β3*pro+β4*size+εi (6) w n lo Mơ hình Blev ad Pool Regression y th t-statistic t-statistic Hệ số p-value p-value -0.13 -0.16 0.896 -0.0056326 0.869 -0.008326 -0.46 0.997 -0.2619273 0.645 -0.0047283 -2.49 -2.81 0.013 -0.9036178 0.5*** -1.482259 1.33 0.79 0.186 0.0305585 0.43 0.2587083 -0.820728 -0.72 2.05 0.473 0.4591292 0.41** -0.820728 Hệ số Hệ số ju Biến độc lập Random effect Fixed effect yi pl -0.0060507 n -0.9693816 ll fu PRO -0.1711082 va GO2 n ua al GO1 oi 0.0351596 at nh z 0.4352003 z 0.0043 k jm l.c gm 0.0163 0.0003 0.0409 0.4860 0.0822 ht 0.0462 vb Hệ số tự Adj Rsquare 0.0342 F-stat(pvalue) 0.0023 Likelihood Ratio Tests Lagrange Multiplier Test Hausman Test m SIZE t-statistic p-value -0.16 0.87 -0.28 0.78 -2.82 0.5*** 0.8 0.422 1.71 0.087 om Số liệu ngoặc đơn giá trị t-statistics, ***,**,* tương ứng mức ý nghĩa n n va Nguồn: tính tốn tác giả từ phần mềm thống kê a Lu 1%, 5%, 10% y Regression, mơ hình tác động cố định (Fixed Effect model) mơ hình tác động te re Bảng 4.3.6 thể kết hồi quy mơ hình (6) theo ba phương pháp Pool 56 ngẫu nhiên (Random Effect model) để xác định xem phương pháp phù hợp t to nhất, tác giả tiến hành cặp phương pháp kiểm định với ng hi Đầu tiên tác giả tiến hành kiểm định Likelihood Ratio Test để so sánh kiểm định ep Pool Regression với Fixed Effect model với giả thuyết Ho: chọn Pool Regression w phù hợp H1: chọn phương pháp Fixed effect phù hợp n lo ad Statistic ju y th Effects Test 1.424853 143.887434 yi Cross-section F Cross-section Chi-square pl d.f Prob (91,271) 91 0.0135 0.0003 ua al Kết cho thấy p-value = 0.0003 < 0.05 điều đo cho thấy phương pháp fixed n effect model phù hợp chọn phương pháp fixed effect model va n Tiếp theo tác giả tiến hành kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian Multiplier fu ll (LM test) để kiểm định so sánh phương pháp Pool Regresion Random effect m oi model phương pháp phù hợp với giả thuyết H0: chọn Pool Regression phù nh at hợp giả thuyết H1: chọn Random effect model phù hợp Kết kiểm định cho z thấy P-value = 0.0409< α bác bỏ giả thuyết H0 hay có nghĩa mơ z ht vb hình Random effect model la phương pháp thich hợp trường hợp 0.0409 om l.c Prob >chi2 = 4.18 gm = k jm Chi 2(1) a Lu Cuối tác giả tiến hành kiểm định Hausman Test để kiểm định xem hai n thuyết H1: chọn phương pháp Fixed effect model phù hợp Kết kiểm định cho Random effect model trường hợp y thấy P-value = 0.4860>α tác giả chấp nhận giả thuyết H0 chọn phương pháp te re hợp với giả thuyết H0: chọn phương pháp Random effect model phù hợp giả n va phương pháp Fixed effect model Random effect model phương pháp phù 57 Test: Ho: difference in coefficients not systematic t to ng hi ep chi2(7) = 4.45 Prob>chi2 = 0.4860 Kết luận: từ kết kiểm định tác giả chọn phương pháp Random effect model cho mơ hình (6) w n lo Sau chọn phương pháp phù hợp cho mơ hình (6) tác giả tiến hành ad kiểm định tượng phương sai thay đổi, kiểm định tượng đa cộng tuyến y th ju kiểm định tượng tự tương quan Kết kiểm định sau: yi pl Kiểm định tượng phương sai thay đổi sau: ua al n Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of blev chi2(1) = 0.32 Prob > chi2 = 0.5687 Tác giả sử dụng phương pháp Breusch –Pagan Test để kiểm định phương sai n va ll fu oi m at nh thay đổi cho mơ hình (6) Giả thuyết H0: khơng có tượng phương sai thay đổi, z kết P-value = 0.5687 >α mơ hình có khơng có tượng z phương sai thay đổi ht vb k jm Tiếp theo tác giả tiến hành kiểm định đa cộng tuyến cho mơ hình (6) VIF 1/VIF om l.c n a Lu 0.585927 0.725776 0.759549 0.972819 1.71 1.38 1.32 1.03 1.36 gm Biến pro go2 go1 size mean VIF n va Kết luận: mô hình có tượng đa cộng tuyến khơng nghiêm trọng y định tượng đa cộng tuyến mơ hình (3), VIF trung bình 1.36 te re Tác giả dùng nhân tử phóng đại phương sai (Variance inflation factor- VIF) để kiểm 58 Kiểm định tượng tự tương quan cho mơ hình (6) t to ng Wooldridge test for autocorrelation in panel data hi ep H0: no first order autocorrelation F (1, 91) = 1.125 w n lo Prob > F = 0.2918 ad ju y th Tác giả tiến hành kiểm định tượng tự tương quan kiểm định Woodridge yi test cho mơ hình (6) với giả thuyết H0: khơng có tượng tự tương quan mơ pl hình Kết cho thấy P-value = 0.2918 >0.05 mơ hình khơng có al n ua tượng tự tương quan, chấp nhận giả thuyết H0 n va Kết luận: từ kết kiểm định tác giả kết luận mơ hình khơng có xảy ll fu tượng phương sai thay đổi, đa cộng tuyến hay tự tương quan Tuy nhiên oi m biến độc lập go1, go2, size lại khơng có ý nghĩa thống kê giải thích cho biến nh phụ thuộc mlev Do tác giả khắc phục cách sử dụng mơ hình FGLS cho at mơ hình (6) z z ht vb jm wald chi2 Pro> chi2 k 410.84 0.0000 z P>|z| [95%Conf l.c gm Cross sectional times series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation blev Coef Std Err Interval] om -0.1107826 0.0181092 -6.12 0.0000 -0.146276 -0.0752892 go2 -0.554128 0.109834 -5.05 0.0000 -0.7693986 -0.3388573 pro -0.906639 0.102701 -8.83 0.0000 -1.107929 -0.7053487 size 0.078809 0.012102 6.51 0.0000 0.0550895 0.1025285 cons 0.3060491 0.0689416 4.44 0.0000 0.1709261 0.4411721 n a Lu go1 n va y te re Nguồn : tính tốn tác giả từ phần mềm thống kê 59 Kết mơ hình FGLS cho thấy biến go1, go2, pro, size có ý nghĩa thống kê t to Kết cho thấy biến go1 có quan hệ ngược chiều lên biến phụ thuộc mlev ng với hệ số -0.1107826 Điều có nghĩa biến hội tăng trưởng go1 tăng lên hi ep phần trăm tác động lên biến phụ thuộc mlev giảm 11.08% tương ứng Biến hội tăng trưởng go2 quan hệ ngược chiều lên biến phụ thuộc mlev với hệ số - w 0.554128 điều cho thấy biến hội tăng trưởng go2 tăng 1% làm cho n lo biến phụ thuộc blev giảm 55.41% tương ứng Biến lợi nhuận có mối quan hệ ngược ad y th chiều lên biến phụ thuôc mlev với hệ số -0.906639 cho thấy biến lợi nhuận tăng ju 1% làm cho biến phụ thuộc mlev giảm 90.66% Biến quy mơ cơng ty có mối yi pl quan hệ chiều lên biến phụ thuộc mlev với hệ số 0.078809, cho thấy biến ua al quy mô công ty tăng lên 1% tác động lên biến phụ thuộc mlev tăng n 7.88% va n Đồng thời p-value = 0.000< 0.05 mơ hình có ý nghĩa, mơ hình phù hợp lựa fu ll chọn nghiên cứu mối quan hệ hội tăng trưởng go2 giá trị thị trường m oi nợ Việt Nam at nh 4.4 Thảo luận kết nghiên cứu: z z ht vb Bảng 4.4: Tóm tắt kết mơ hình FGLS với hai biến phụ thuộc mlev blev jm Mô hình 5( biến phụ thuộc Blev) Mơ hình ( biến phụ thuộc Mlev) k hệ số p-value tương quan hệ số p-value go1 + 0.2282431 0.00*** - -0.1107826 0.00*** go2 - -1.022749 0.00*** - -0.554128 0.00*** pro - -0.2912963 0.00*** - -0.906639 0.00*** size + 0.0582511 0.00*** + 0.078809 0.00*** Hệ số tự + 0.0182328 0.749 + 0.3060491 0.00*** om n a Lu n va y te re Nguồn: tính tốn tác giả từ phần mềm thống kê l.c ***,**,* tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10% tương quan gm Biến 60 Từ bảng 4.4 ta thấy có khác biệt mối tương quan thuận chiều biến go1 với t to biến phụ thuộc mơ hình (5) với biến blev biến phụ thuộc thuận chiều ng ngược chiều mơ hình (6) với biến mlev biến phụ thuộc hi ep Mức độ biến động biến go1 mơ hình (5) lớn mơ hình (6) w biến hội tăng trưởng go1 tăng 1% làm cho biến phụ thuộc blev tăng 22.82% so n lo với việc biến phụ thuộc mlev giảm 11.08% mơ hình (6) với biến mlev biến ad phụ thuộc y th ju Đối với biến hội tăng trưởng go2 kết hai mơ hình có mối yi pl tương quan ngược chiều Điều cho thấy biến phụ thuộc giá trị sổ sách ua al nợ (blev) hay giá trị thị trường nợ (mlev) tăng lên làm cho biến hội n tăng trưởng go2 giảm xuống Điều phù hợp với kết nghiên cứu tác va giả trước Serra queiro Marco Nunes cho kết tương quan ngược n ll fu chiều Tuy nhiên mức độ biến động biến go2 mơ hình (5) cao oi m mơ hình (6) với -102.27% -55.41% nh at Biến lợi nhuận có mối tương quan âm với biến phụ thuộc hai mơ hình z (5) (6) Tuy nhiên mức biến động biến lợi nhuận mơ hình (5) biến z ht vb động với mức biến động giảm 29.13% (mơ hình 5) mức biến động giảm cao jm mơ hình (6) 90.66% Như biến lợi nhuận tăng lên làm cho biến k phụ thuộc giá trị sổ sách nợ giảm 29.13% biến giá trị thị trường nợ gm giảm mạnh với 90.66% Lợi nhuận tăng lên doanh nghiệp giữ lại doanh nghiệp giảm mức nợ vay om l.c lợi nhuận giữ lại để tái đầu tư thay huy động vốn từ việc vay nợ, góp phần giúp a Lu n Biến quy mơ cơng ty (size) có mối tương quan thuận chiều lên biến phụ thuộc mlev Như biến quy mô công ty giúp cho doanh nghiệp dễ tiếp cần nguồn y trị thị trường nợ mức nhẹ với tác động làm tăng 5.83% 7.88% lên biến blev te re tác động biến quy mơ cơng ty có góp phần làm tăng giá trị sổ sách hay giá n va hai mơ hình (5) (6) với biến blev, mlev biến phụ thuộc Tuy nhiên 61 vốn vay quy mơ cơng ty lớn làm tăng uy tín doanh nghiệp t to với tổ chức cho vay góp phần giúp doanh nghiệp dễ tiếp cần nguồn vốn vay ng Tuy nhiên mức tác động tác động nhẹ lên biến blev mlev hi ep Kết nghiên cứu cho thấy biến tài sản cố định hữu hình có mối tương quan w thuận chiều lên địn bẩy nợ với hai biến blev mlev biến phụ thuộc Tuy n nhiên biến tài sản cố định (tang) lại khơng có ý nghĩa thống kê hai mơ hình lo ad (1) (3) đo biến tang khơng phù hợp để giải thích cho hai biến phụ thuộc y th blev mlev Do cần đưa khỏi mơ hình (5) (6) ju yi pl Kết nghiên cứu đáp ứng mục tiêu nghiên cứu trả lời câu hỏi ua al nghiên cứu đặt đầu luận văn mối quan hệ hội tăng trưởng nợ n công ty thị trường chứng khốn Việt Nam tuyến tính (khác với va nghiên cứu thực nghiệm trước mối quan hệ phi tuyến hội tăng trưởng n ll fu nợ theo Panley 2004, Serrasqueiro Macus Nune 2010, Mauricio Jara Bertin, oi m Marta Moreno Warleta Paulo Saona Hoffmann Đồng thời hội tăng trưởng go1 nh có quan hệ chiều với giá trị sổ sách nợ ngược chiều với giá trị thị at trường nợ Ngược lại hội tăng trưởng go2 quan hệ ngược chiều với giá z z trị sổ sách giá trị thị trường nợ Bên cạnh biến lợi nhuận, quy mơ vb ht cơng ty có tác động lên mối quan hệ hội tăng trưởng nợ Phương jm pháp sử dụng Pool Regression, Random Effect model Fixed effect k om l.c dụng nghiên cứu mối quan hệ hội tăng trưởng nợ gm model kết nghiên cứu cho thấy phương pháp FGLS phù hợp để sử n a Lu n va y te re 62 CHƢƠNG KẾT LUẬN VÀ HẠN CHẾ BÀI NGHIÊN CỨU t to 5.1 Kết luận ng hi ep Mối quan hệ hội tăng trưởng go1 nợ có mối quan hệ chiều biến phụ thuộc biến giá trị sổ sách nợ (blev) ngược chiều biến phụ w thuộc biến giá trị thị trường nợ (mlev) Điều cho cho thấy cơng ty có n lo giá trị sổ sách nợ mức cao tác động làm cho cơng ty có hội tăng ad y th trưởng lớn hơn.Tuy nhiên cơng ty có giá trị thị trường nợ mức cao lại ju làm cho hội tăng trưởng giảm yi pl Kết cho kết luận mối quan hệ nợ hội tăng trưởng al ua go2 có mối quan hệ ngược chiều biến phụ thuộc giá trị sổ sách hay giá trị n thị trường nợ Do cơng ty có nguồn vay nợ lớn nguồn chi phí bỏ va n để đầu tư nghiên cứu công nghệ mới, quỹ đầu tư phát triển với mục đích tạo fu ll hội tăng trưởng tương lai giảm xuống Điều cho thấy doanh nghiệp m oi Việt Nam chưa mặn mà việc nghiên cứu công nghệ để tạo hội at nh tăng trưởng cho doanh nghiệp z z Mối quan hệ biến lợi nhuận nợ chiều hai mơ hình (5) (6) vb ht biến phụ thuộc giá trị sổ sách nợ (blev) hay giá trị thị trường nợ k jm (mlev) Tuy nhiên mức tác động chiều biến lợi nhuận lên nợ có khác gm trường hợp biến phụ thuộc biến giá trị sổ sách nợ tác động nhẹ om l.c (29.13%) mạnh 90.66% trường hợp giá trị thị trường nợ Kết cho thấy mối quan hệ chiều nợ quy mơ cơng ty điều a Lu phù hợp với kết nghiên cứu trước Khi quy mơ cơng ty lớn n tín tín nhiệm từ tổ chức tín dụng cho vay nên dễ dàng vay nợ với y te re khoản vay với lãi suất ưu đãi n va dễ tiếp cận với nguồn vay nợ từ bên công ty lớn tạo uy 63 Biến tài sản cố định hữu hình (tang) có mối quan hệ chiều lên nợ sử t to dụng mơ hình với hai biến phụ thuộc giá trị sổ sách hay giá trị thị trường ng nợ Tuy nhiên biến tang lại khơng có ý nghĩa khơng phù hợp để giải thích hi ep cho tác động lên biến phụ thuộc hai trường hợp biến mlev blev biến phụ thuộc w n lo 5.2 Hạn chế nghiên cứu: ad y th Hạn chế nghiên cứu chưa sâu xem xét mối quan hệ nợ hội tăng ju trưởng thuộc vào đặc điểm ngành Hơn nghiên cứu chưa xem yi pl xét chi tiêu đầu tư có tác động lên mối quan hệ nợ hội ua al tăng trưởng cơng ty vay nợ ngồi việc đầu tư vào mua máy móc, thiết bị, n tài sản cố định hữu hình, cơng ty cịn đầu tư vào dự án mang lại lợi nhuận cho công va ty Nếu đầu tư hiệu mang lại cho công ty hội tăng trưởng tương lai n ll fu nghiên cứu thiếu sót chưa xem xét tác động biến đầu tư oi m lên mối quan hệ hội tăng trưởng nợ nh at Đồng thời nghiên cứu có mẫu quan sát cịn hạn chế thời gian quan sát z ngắn năm từ 2009-2012 Do việc tăng kích thứơc mẫu quan sát z k jm quan hệ nợ hội tăng trưởng ht vb góp phần cho nghiên cứu tốt tránh sai lệch việc tìm mối gm Bài nghiên cứu cịn hạn chế việc mơ hình sử dụng nghiên cứu Pool l.c regression, Fixed effect model, Random effect model chưa sử dụng n trưởng nợ thay đổi theo ngành, sâu vào xem xét ngành cụ y mối quan hệ hội tăng trưởng nợ Xem xét mối quan hệ hội tăng te re Bài nghiên cứu tương lai nghiên cứu thêm tác động ngành lên n va 5.3 Hƣớng nghiên cứu tiếp theo: a Lu 1991, Blundell Bond 1998 hay Bruno 2005, Hahn 2007 om phương pháp kinh tế lượng cao cấp dynamic panel data Arellano and Bond 64 thể khác để xem xét ngành tác động lên hội tăng trưởng qua t to cho thấy mối quan hệ nợ hội tăng trưởng theo ngành khác ng Đồng thời xem xét thay đổi kinh tế vĩ mô nước biến động hi ep kinh tế giới tác động lên mối quan hệ nợ hội tăng trưởng, đặc biệt tình hình kinh tế giới đối mặt với khủng hoảng tài w năm 2008, khủng hoảng nợ công châu Âu năm gần Hơn n lo biến đòn bẩy nợ phụ thuộc vào cơng ty đầu tư có hiệu hay khơng, từ ad y th góp phần tạo hội tăng trưởng cho doanh nghiệp Do nghiên cứu tiếp ju theo nên đưa biến đầu tư vào mơ hình để xem xét mối quan hệ nợ yi pl hội tăng trưởng al n ua Bổ sung thực phương pháp kinh tế lương cao cấp Dynamic Panel data va Arellano and Bond 1991, Blundell and Bond 1998, Bruno 2005, Hahn 2007 Để n xác định mối quan hệ hội tăng trưởng nợ so sánh kết phương ll fu oi m pháp sư dụng khác at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re