797 Tác Động Của Cấu Trúc Vốn Đến Rủi Ro Tài Chính Đối Với Các Doanh Nghiệp Tại Vn Luận Văn Thạc Sĩ Tcnh 2023.Docx

BỘGIÁODỤCVÀĐÀOTẠO NGÂNHÀNGNHÀNƢỚCVIỆTNAM TRƢỜNGĐẠIHỌCNGÂNHÀNGTP HỒCHÍMINH VÕHƢNGTRUNGTẤN TÁCĐỘNGCỦACẤUTRÚCVỐNĐẾNRỦIROTÀICHÍNHĐỐIV ỚI CÁCDOANHNGHIỆPTẠIVIỆTNAM LUẬNVĂNTHẠC SỸ TP HỒCHÍMINH NĂM2021 BỘGIÁO[.]

Tínhcấpthiếtcủa đềtài

Trong bối cảnh hội nhập kinh tế ngày càng sâu rộng, doanh nghiệp Việt Namcó cơ hội tiếp cận với thị trường thế giới và ứng d ng khoa học công nghệ hiện đạitrong sản xuất và quản lý, trong đó có thể tiếp cận và sd ng các kiến thức và kinhnghiệm trong hoạt động quản trị tài chính Tuy nhiên, tại Việt Nam, hoạt động quảntrị tài chính doanh nghiệp chưa được các doanh nghiệp quan tâm đúng mức và nănglựcquản trịtàichính vẫnđangkháyếukémHuỳnh ThịThanh Trúc(20 9).

Trongkhiđó,m ctiêugiatănglợinhuậnvàhạnchếrủirolà m ctiêugắnliền với hoạt động thường ngày và từng quyết định cthể của các nhà quản trị tàichính doanh nghiệp (Lê Hoàng Vinh 20 5) Rủi ro tài chính phản ánh các biến cốxảy ra gắn liền với quyết định tài trợ Kết quả của quyết định tài trợ kết hợp vớiquyết định đầu tư hình thành nên cấu trúc vốn của doanh nghiệp Do đó, khi nghiêncứu rủi ro tài chính và các nhân tố tác động đến rủi ro tài chính trong doanh nghiệp,vấn đề đặt ra là cấu trúc vốn có tác động như thế nào đến rủi ro tài chính của doanhnghiệp.

Mặcd ù n h ậ n đ ư ợ c n h i ề u s ự q u a n t â m c ủ a n h i ề u n h à n g h i ê n c ứ u t ạ i n h i ề u nước khác nhau nhưng ít được quan tâm tại Việt Nam Qua khảo cứu tại Việt Nam,tácgiảnhận thấy cònmộtsốvấnđềnghiên cứu cầngiảiquyếtnhưsau:

Thứ nhất, tại Việt Nam, không có nhiều các công trình nghiên cứu về chủ đềrủi ro tài chính của các doanh nghiệpc ấ p đ ộ l u ậ n v ă n , l u ậ n á n

T r o n g đ ó , c á c nghiên cứu của Lê Hoàng Vinh (20 5), Vũ Thị Hậu (20 3) chủ yếu sd n g c á c c h tiêu tài chính thông thường, chtập trung vào một số khía cạnh của rủi ro tài chínhnhư: rủi ro về khả năng thanh toán, rủi ro về khả năng sinh lời, rủi ro về cấu trúcvốn ,chưathểhiệntoàndiệnvềrủirotàichính.Gầnđây,cácnghiêncứucũngđãsdng cácmôhìnhđịnhlượngZ-score,O-scorehayBathoryđểđolườngrủirotài chính và sd ng giá trị này như là biến phthuộc trong các nghiên cứu thựcnghiệm như các nghiêncứucủa Lê NguyễnS ơ n V ũ ( 2 0 3 ) , Đ i n h Đ ứ c

M i n h (2019),NguyễnThịMaiChi(2020).Trongđó,NguyễnThịMaiChi(2020 )đãsdngg i á t r ị m ô h ì n h B a t h o r y n h ư l à b i ế n p h t h u ộ c t r o n g n g h i ê n c ứ u r ủ i r o t à i chính của các doanh nghiệp ngành viễn thông đang niêm yết tại Việt Nam Do đó,cần thiết có thêm nghiên cứu sẽ sd n g m ô h ì n h B a t h o r y đ ể đ o l ư ờ n g r ủ i r o t à i chínhcủacácdoanh nghiệpthuộcnhiều lĩnhvựckhácnhautạiViệtNam.

Thứ hai, khi tiếp cận đến vấn đề cấu trúc vốn, đa số các nghiên cứu thựcnghiệm trước đây chmới đề cập đến khía cạnh cấu trúc vốn là sự kết hợp giữa nợphải trả và vốn chủ shữu nhưng ít khi đề cập đến khía cạnh cấu trúc vốn là sự kếthợp giữa nguồn vốn ngắn hạn và nguồn vốn dài hạn Một số ít nghiên cứu đề cậpđến vấn đề cấu trúc vốn là sự kết hợp giữa nguồn vốn ngắn hạn (nợ ngắn hạn) vànguồn vốn dài hạn như các nghiên cứu của Lê Hoàng Vinh (20 5), Nguyen vàNguyen (20 5) hoặc chđề cập đến nợ ngắn hạn (nguồn vốn ngắn hạn) như là mộtvấn đề độc lập (cấu trúc nợ) của doanh nghiệp như các nghiên cứu của Vũ Thị Hậu(203),VũThịHậu(207),Dovàcáctácgiả(2020),Dangvàcáctácgiả(2020),Võ Minh Long (2020), Nguyễn Thị Mai Chi (2020) Do đó, cần thiết có thêmnghiên cứutiếp cậncấu trúc vốncủa doanh nghiệp đầy đủc á c k h í a c ạ n h : ( ) c ấ u trúc vốn là sự kết hợp giữa nguồn vốn ngắn hạn và nguồn vốn dài hạn và (2) cấutrúcvốnlàsựkếthợpgiữanợ phảitrảvàvốnchủshữu.

Thứba,vềphương phápnghiên c ứu , vi ệ c sd ngc á c cht iê u t à i chínhcó liê n quan với nhau, phát sinh quan hệ tác động qua lại nên thường xảy ra nội sinh.Tuyn h i ê n , h ầ u h ế t c á c n g h i ê n c ứ u đ ề u b ỏ q u a h i ệ n t ư ợ n g n à y m à c h t ậ p t r u n g khắcphccáchiệntượngtựtươngquan,phươngsaisaisốthayđổivàhiệntượngđ a cộngtuyến Do đó, cầnthiết sd ngphươngphápphânt í c h h ồ i q u y k h á c đ ể khắc ph c các khuyết tật của mô hình như hiện tượng tự tương quan, phương sai saisố thayđổivàhiệntượngnộisinhtrong môhình nghiên cứu thựcnghiệm.

Nhằm giải quyết những vấn đề nêu trên, tác giả thực hiện luận văn với đề tài:“Tác động của cấu trúc vốn đến rủi ro tài chính đối với các doanh nghiệp tạiViệt Nam” Luận văn được thực hiện có sự kế thừa từ kết quả của nhiều công trìnhnghiên cứu trước, nhưng vẫn đảm bảo được tính thời sự và độc lập trong nội dungnghiên cứu.

M c tiêu nghiên cứu tổng quát của luận văn là đánh giá sự tác động của cấutrúc vốn đến rủi ro tài chính đối với doanh nghiệp tại Việt Nam và đề xuất một sốkhuyến nghị cho các nhà quản trị doanh nghiệp trong công tác hoạch định cấu trúcvốnnhằmhạnchếrủirotàichính.

1.2.2 Mụctiêucụthể Để thực hiện m c tiêu nghiên cứu tổng quát nêu trên, luận văn sẽ phải đạt cácm ctiêu cthểsauđây:

1.3 Câuhỏinghiêncứu Đểđạtđượcm ctiêunghiên cứunêu trên,câuhỏinghiên cứuđặtranhưsau:

- Mứcđ ộ đầ u t ư t à i sả n c ố đ ịn hc ó tá c động đ ến r ủ i rot à i c hí nh đ ố i v ới c á c d oanhnghiệptạiViệtNamnhưthếnào?

- Cácn h à q uả n t r ị d o a n h n g h i ệ p t ạ i Vi ệ t N a m c ầ n l ư u ý n h ữ n g g ì k h i h o ạ c h định cấutrúcvốn nhằmhạnchếrủirotàichính?

1.4 Đốitƣợngvàphạmvinghiêncứu Đối tƣợng nghi n cứucủa luận văn là sự tác động của cấu trúc vốn đến rủi rotàichínhđốivớicácdoanhnghiệptạiViệtNam.

Phạm vi nghi n cứu: luận văn chsd ng dữ liệu nghiên cứu là báo cáo tàichính của 351 doanh nghiệp phi tài chính đang niêm yết trên Sgiao dịch chứngkhoán TP. HồChíMinhtronggiaiđoạnnăm20 5- 2019.

Tại Việt Nam, hoạt độngcủanhóm các doanhn g h i ệ p h o ạ t đ ộ n g t r o n g l ĩ n h vực tài chính và phi tài chính được điều ch nh b i các quy định pháp luật khác nhauvề hệ thống kế toán và thông tin tài chính nên dữ liệu tài chính thu thập được khôngcó sự tương đồng dẫn đến kết quả nghiên cứu không chính xác Trong khi đó, sốlượng các doanh nghiệp phi tài chính chiếm đại đa số trong nền kinh tế Việt Namnên các doanh nghiệp phi tài chính có thể đại diện cho tổng thể nghiên cứu là cácdoanhnghiệptạiViệtNam. Đồng thời, Sgiao dịch chứng khoán TP Hồ Chí Minh có số lượng doanhnghiệp niêm yết lớn với đầy đủ0 ngành nghề cấp I theo tiêu chí phân ngành theochuẩn phân ngành toàn cầu (GICSR) với gồm: Hàng tiêu dùng, Chăm sóc sức khỏe,Công nghiệp, Nguyên vật liệu, Năng lượng, Hàng tiêu dùng thiết yếu, Công nghệthông tin, Dịch vv i ễ n t h ô n g , D ị c h v t i ệ n í c h v à T à i c h í n h - B ấ t đ ộ n g s ả n

V ì v ậ y dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ các doanh nghiệp phi tài chính đang niêm yếttại Sgiao dịch chứng khoán TP Hồ Chí Minh có thể đại diện cho tổng thể nghiêncứu làcácdoanhnghiệp tạiViệtNam.

Ngoài ra, dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ năm 2014 đến 20 9 năm làkhoảng thời gian gần thời điểm nghiên cứu nhất đảm bảo tính cập nhật và với chuỗithờigian5 năm, đảmbảođượctínhchukỳkhinghiêncứu cácvấnđềkinhtế.

Phương pháp nghiên cứu chủ yếu được sd ng trong luận văn này là phươngpháp định lượng với phương pháp phân tích hồi quy theo mô hình SGMM (SystemGeneralized Method of Moments) để khắc ph c hiện tượng phương sai sai số thayđổi và hiện tượng nội sinh của mô hình hồi quy tuyến tính, đồng thời sd ng kiểmđịnh Arellano - Bond (2) và kiểm định Hansen để đánh giá sự phù hợp của mô hìnhSGMM Mặt khác, tác giả thực hiện so sánh kết quả phân tích hồi quy theo mô hìnhSGMMvàtheomôhìnhhồiquyhaigiaiđoạn(2SLS-

Ngoài ra, phương pháp thống kê mô tả, phương pháp phân tích tương quan đểkhái quát hóa dữ liệu nghiên cứu và phương pháp so sánh, tổng hợp để đưa ra kếtluận.

Kết quả nghiên cứu tác động của cấu trúc vốn đến rủi ro tài chính đối với cácdoanhnghiệptạiViệtNamcónhữngđónggópnhưsau:

Thứ nhất, có thêm nghiên cứu thực nghiệm để kiểm định về sự tác động củacấu trúc vốn và các nhântố khác đến rủi ro tài chínhc ủ a d o a n h n g h i ệ p

T h e o đ ó , kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy rủi ro tài chính chịu sự tác động của cácnhân tố như: cấu trúc vốn, khả năng thanh toán, khả năng sinh lời và hiệu suất hoạtđộng.

Mụcti u nghin cứu

Đốitƣợngvàphạmvinghincứu

Đối tƣợng nghi n cứucủa luận văn là sự tác động của cấu trúc vốn đến rủi rotàichínhđốivớicácdoanhnghiệptạiViệtNam.

Phạm vi nghi n cứu: luận văn chsd ng dữ liệu nghiên cứu là báo cáo tàichính của 351 doanh nghiệp phi tài chính đang niêm yết trên Sgiao dịch chứngkhoán TP. HồChíMinhtronggiaiđoạnnăm20 5- 2019.

Tại Việt Nam, hoạt độngcủanhóm các doanhn g h i ệ p h o ạ t đ ộ n g t r o n g l ĩ n h vực tài chính và phi tài chính được điều ch nh b i các quy định pháp luật khác nhauvề hệ thống kế toán và thông tin tài chính nên dữ liệu tài chính thu thập được khôngcó sự tương đồng dẫn đến kết quả nghiên cứu không chính xác Trong khi đó, sốlượng các doanh nghiệp phi tài chính chiếm đại đa số trong nền kinh tế Việt Namnên các doanh nghiệp phi tài chính có thể đại diện cho tổng thể nghiên cứu là cácdoanhnghiệptạiViệtNam. Đồng thời, Sgiao dịch chứng khoán TP Hồ Chí Minh có số lượng doanhnghiệp niêm yết lớn với đầy đủ0 ngành nghề cấp I theo tiêu chí phân ngành theochuẩn phân ngành toàn cầu (GICSR) với gồm: Hàng tiêu dùng, Chăm sóc sức khỏe,Công nghiệp, Nguyên vật liệu, Năng lượng, Hàng tiêu dùng thiết yếu, Công nghệthông tin, Dịch vv i ễ n t h ô n g , D ị c h v t i ệ n í c h v à T à i c h í n h - B ấ t đ ộ n g s ả n

V ì v ậ y dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ các doanh nghiệp phi tài chính đang niêm yếttại Sgiao dịch chứng khoán TP Hồ Chí Minh có thể đại diện cho tổng thể nghiêncứu làcácdoanhnghiệp tạiViệtNam.

Ngoài ra, dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ năm 2014 đến 20 9 năm làkhoảng thời gian gần thời điểm nghiên cứu nhất đảm bảo tính cập nhật và với chuỗithờigian5 năm, đảmbảođượctínhchukỳkhinghiêncứu cácvấnđềkinhtế.

Phươngphápnghincứu

Phương pháp nghiên cứu chủ yếu được sd ng trong luận văn này là phươngpháp định lượng với phương pháp phân tích hồi quy theo mô hình SGMM (SystemGeneralized Method of Moments) để khắc ph c hiện tượng phương sai sai số thayđổi và hiện tượng nội sinh của mô hình hồi quy tuyến tính, đồng thời sd ng kiểmđịnh Arellano - Bond (2) và kiểm định Hansen để đánh giá sự phù hợp của mô hìnhSGMM Mặt khác, tác giả thực hiện so sánh kết quả phân tích hồi quy theo mô hìnhSGMMvàtheomôhìnhhồiquyhaigiaiđoạn(2SLS-

Ngoài ra, phương pháp thống kê mô tả, phương pháp phân tích tương quan đểkhái quát hóa dữ liệu nghiên cứu và phương pháp so sánh, tổng hợp để đưa ra kếtluận.

Đóng gópcủa đềtài

Kết quả nghiên cứu tác động của cấu trúc vốn đến rủi ro tài chính đối với cácdoanhnghiệptạiViệtNamcónhữngđónggópnhưsau:

Thứ nhất, có thêm nghiên cứu thực nghiệm để kiểm định về sự tác động củacấu trúc vốn và các nhântố khác đến rủi ro tài chínhc ủ a d o a n h n g h i ệ p

T h e o đ ó , kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy rủi ro tài chính chịu sự tác động của cácnhân tố như: cấu trúc vốn, khả năng thanh toán, khả năng sinh lời và hiệu suất hoạtđộng.

Thứ hai, tiếp cận và nghiên cứu đầy đủ hơn các vấn đề liên quan đến cấu trúcvốn với việc đề cập đến sự kết hợp giữa nguồn vốn ngắn hạn và nguồn vốn dài hạntrong nghiêncứucấu trúcvốn củacácdoanhnghiệp tạiViệtNam.

Thứb a , l u ậ n v ă n c ũ n g đ ư a r a m ộ t s ố đ ề x u ấ t , g ợ i ý g ắ n l i ề n v ớ i k ế t q u ả nghiên cứu thực nghiệm cho các doanh nghiệp trong việc ra quyết địnhc ấ u t r ú c vốnvànhậndiện,kiểmsoátrủirotàichính.

Cấutrúccủa luậnvăn

Ngoàimclc,danhmccáctừngữviếttắt,danhmcbảngbiểu,hìnhvẽvàvàcác phl c,luậnvănđược nghiêncứuvàtrìnhbàytheob ố c c 5 c h ư ơ n g , thường dùng trong cáccông trình nghiêncứuđịnh lượng,ct h ể nhưsau:

Chương 1: Giới thiệu, trình bày các nội dung giới thiệu về đề tài nghiên cứuvàkháiquátcácnộidungcủađềtàinghiêncứu.

Chương 2: Cơ sở lý thuyết và thực nghiệm về cấu trúc vốn và rủi ro tàichính của doanh nghiệp,trình bày cơ sl ý t h u y ế t v ề c ấ u t r ú c v ố n v à r ủ i r o t à i chính của doanh nghiệp và tổng quan các nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm cóliênquan làmcơ s đểđề xuấtmôhìnhnghiêncứu.

Chương3:Phươngphápnghincứu,đềxuấtmôhìnhnghiêncứuvàcácgi ả thuyết nghiên cứu; trình bày quy trình nghiên cứu, mô tả phương pháp nghiêncứu.

Chương 4: Kết quả nghiên cứu,trình bày kết quả nghiên cứu sự tác độngcủa cấu trúc vốn đến rủi ro tài chính của các doanh nghiệp tại Việt Nam thông quacác phương pháp phân tích dữ liệu gồm: phân tích thống kê mô tả, phân tích tươngquan,phân tíchhồiquyvà cáckiểmđịnh.

Chương 5: Kết luận và gợi ý,trình bày kết luận về kết quả nghiên cứu, gợi ýcho các nhà quản trị, trình bày những hạn chế của nghiên cứu và hướng nghiên cứutiếp theo.

Cấutrúcvốncủadoanhnghiệp

Kháiniệmcấu trúcvốn

Trong nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm, cấu trúc vốnthường cón h i ề u cách tiếp cận khác nhau Mỗi cách tiếp cận khác nhau, cấu trúc vốn lại có nhữngkháiniệmkhácnhau.Theocáchtiếpcậnvềnguồnhìnhthành, (BrighamvàHouston2009)địnhnghĩa:Cấutrúcvốnlàsựkếthợpgiữanợphảitrảvàvốnc hủshữu của doanh nghiệp Trong khi đó, theo cách tiếp cận về thời gian hoàn trả, (Hitchner2011)chorằng:Cấutrúcvốnlàsựkếthợpgiữanguồntàitrợngắnhạnvàng uồn tàitrợdàihạntrên cơs cânđốivớicấutrúctài sảncủadoanhnghiệp.

Trong phạm vi của nghiên cứu này, khái niệm cấu trúc vốn được tác giả tiếpcậncả hai khía cạnh nêu trên và được mô tả như sau: au trúc von là sự ket hợpgiữacácnguontàitrợkhácnhau,thôngthườnglàsựkethợpgiữanợphãitrã và von chũ sỡ hữu hoắc là sự ket hợp giữa nguon tài trợ ngan hạn và nguon tàitrợdàihạn trờncơ sỡcânkoivớicau trúctàisãn

Mỗi cách tiếp cận về sự kết hợp giữa các nguồn tài trợ khác nhau trong cấutrúc vốn nêu trên là cơ sđể luận văn xây dựng các giả thuyết nghiên cứu về sự tácđộng của cấu trúc vốn đến rủi ro tài chính và gợi ý cho các nhà quản trị tài chínhtrong việc đưa ra quyết định lựa chọn các cách thức tài trợ khác nhau trong hoạchđịnh cấutrúcvốntạicácdoanhnghiệp.

Cácthànhphần củacấutrúcvốn

Theo cách tiếp cận về nguồn hình thành, trên bảng cân đối kế toán của doanhnghiệp,cácnguồnhìnhthànhcủacấutrúcvốnđượcsắpxếptheonguyêntắctí nhổn địnhtăngdần, baogồmhainhóm:(i)nợphảitrả và

Nợ phải trảcủa doanh nghiệpphản ánhn g u ồ n v ố n t h u ộ c q u y ề n s h ữ u c ủ a cácc h ủ t h ể k h á c nh ưn g d o a n h n g h i ệ p l ạ i c ó q u y ề n s d ngt r o n g m ộ t t h ờ i g i a n nhấtđịnh.Nếuthờigiansd ngsốvốnnàytrongvòng2 thánggọilàcáckhoảnnợngắnhạ n,nếuthờigian sd ngsốvốnnày trên2 thánggọilànợdàihạn.

Vốn chủ sở hữucủa doanh nghiệp là nguồn vốn thuộc quyền sở hữu của chủdoanh nghiệp, doanh nghiệp có quyền sd ng, chi phối lâu dài vào các hoạt độngkinhdoanhcủamình.Sựkhácbiệtgiữanợphảitrảvàvốnchủsởhữuđược thểhiệnở Bảng2.1.

- Phảitrảlãiđốivới nợvay,bắt buộcthanh toánn ợ gốcvà lãichoc hủnợ khi đến hạn.

- Lãivaylà chi phí hợp lýkhi tính thuếthu nhập doanhnghiệp.

- Không phải trả cổ tức định kỳ (trừ các cổ đông sở hữu cổ phần ưuđãi cổ tức) mà chỉ chia lợi nhuận dựa vào kết quả kinh doanh vàchínhsách phân phối lợinhuận.

- Cổ tức chi trả cho các các cổ đông không ảnh hưởng đến thuế thunhậpdoanh nghiệp.

Nguồn:NgôKimPhượngvàcáctác giả(203). Mộtsốchỉtiêuđolườngcấutrúcvốntrongdoanhnghiệptheocáchtiếpcậnvền guồnhình thànhđượctácgiảtổnghợpvàmôtảtheoBảng2.2.

Hệsốnợ trênvốn Nợ phải trảchủsởhữu

Mộtđ ồ n g v ố n c h ủ s ở h ữ u p h ả i c h ị u b a o nhiêu đồngnợ phải trả.

Theo cách tiếp cận về thời gian hoàn trả, trên bảng cân đối kế toán của doanhnghiệp, các thành phần của cấu trúc vốn được sắp xếp theo nguyên tắc thời gianhoàn trả tăng dần, bao gồm hai nhóm: (i) nguồn tài trợ ngắn hạn, chính là nợ ngắnhạn của doanh nghiệp và (ii) nguồn tài trợ dài hạn, bao gồm nợ dài hạn và vốn chủsở hữu của doanh nghiệp (Hitchner 2011) Sự khác biệt giữa nguồn tài trợ ngắn hạnvànguồntàitrợdàihạnđược thểhiệnởBảng2.3.

- Thờih ạ n h o à n t r ả h ơ n 1 n ă m h o ặ c h ơ n c h u kỳkinhdoanh,hoặckhôngphải hoàn trả.

Nguồn:LêHoàngVinh(205) Mộtsốchỉtiêuđolườngcấutrúcvốntrongdoanhnghiệptheocáchtiếpcậnvềth ờigian hoàntrảđượctácgiảtổng hợpvàmôtảtheoBảng2.4.

Ts ố nợ ngắn hạn = Nợngắnhạn

=Vốn chủ sở hữux 100%hạn trên tổngtài sản

Nguồnvốndàihạnchiếmbaonhiêuphần trăm trongcơ cấunguồn vốn

Sự kết hợp giữa nguồn tài trợ ngắn hạn và nguồn tài trợ dài hạn trong doanhnghiệp thể hiện qua sự cân đối giữa cấu trúc tài sản và cấu trúc nguồn vốn, thườngđược gọi trạng thái cân bằng tài chính Theo đó, tài sản ngắn hạn có thể được tài trợbằng nguồn vốn ngắn hạn hoặc nguồn vốn dài hạn hoặc cả hai, trong đó, toàn bộnguồn vốn ngắn hạn phải được ưu tiên tài trợ cho tài sản ngắn hạn (Ngô Thế Chi vàNguyễn Trọng Cơ 2008) Trạng thái cân đối giữa cấu trúc tài sản và cấu trúc nguồnvốn lýtưởngmàdoanhnghiệphướngđến đượcthểhiệnqua Hình2.1.

Rủirotàichínhcủadoanhnghiệp

Kháiniệmrủirotàichính

Hiện nay, các nhà nghiêncứulýthuyết và thực nghiệm vẫnchưa cóq u a n điểm thống nhất về rủi ro tài chính Vì vậy, thực tế cho thấy tồn tại nhiều khái niệmvề rủi ro tài chính khác nhau Sau đây, tác giả sẽ điểm qua một khái niệm về rủi rotàichínhkhácnhau

Dưới góc độ quản trị tài chính, rủi ro trong doanh nghiệp bao gồm: rủi ro kinhdoanh và rủi ro tài chính, là sự khác biệt giữa lợi nhuận thực tế so với lợi nhuận kỳvọng khi thực hiện các quyết định tài chính Rủi ro kinh doanh là biến cố gắn liềnvớiquyếtđịnhđầutưcủadoanhnghiệp,làsựkhôngchắcchắnvềlợinhuậnhoạ t động Rủi ro tài chính phản ánh các biến cố xảy ra gắn liền với quyếtđ ị n h t à i t r ợ , đó là rủi ro tăng thêm ngoài rủi ro kinh doanh đối với các chủ sở hữu do doanhnghiệp cósd ng đònbẩytàichính(Brighamvà Houston 2009).

Trong khi đó, duới góc độ phạm vi và cách thức biểu hiện của rủi ro tài chính,Defangv à M u l i ( 2 0 0 5 ) l ạ i đ ư a r a k h á i n i ệ m r ủ i r o t à i c h í n h t h e o n g h ĩ a r ộ n g v à nghĩahp.Theonghĩarộng,rủirotàichínhliênquanđếntấtcảcácyếutốp hảnánh trong tình hình tài chính của DN Theo nghĩa h p, rủi ro tài chínhđ ề c ậ p đ ế n khả năng không thanh toán được các khoản nợ tài chính khi đến hạn Hoặc theo LêHoàng Vinh (20 5), rủi ro tài chính trong doanh nghiệp được thể hiện trên hai khíacạnh: ( ) mức độ phân tán lợi nhuận dành cho chủ sở hữu, (2) tình trạng kiệt quệ tàichính,tứclàrủirokiệtquệtàichính.

Dướigócđộnguồngốccủarủirotàichính,VũThịHậu(203)chorằngrủirot à i c h í n h t r o n g d o a n h n g h i ệ p b a o g ồ m : r ủ i r o t h e o n g h ĩ a r ộ n g v à r ủ i r o t h e o n ghĩa h p Theo nghĩa rộng: rủi ro tài chính là khả năng xảy ra những tổn thất gắnliền với hoạt động tài chính như: đầu tư, vay nợ, mua bán… có gắn liền với nhữngtác động từ bên ngoài doanh nghiệp như sự thay đổi thể chế chính sách của Chínhphủ, của môi trường chính trị, yếu tố thiên tai Theon g h ĩ a h p : r ủ i r o t à i c h í n h l à khả năng xảy ra tổn thất doanh nghiệp phải gánh chịu khi huy động vốn từ nguồnvốnđichiếmdngđểđầutưchohoạtđộngkinhdoanh.

Dưới góc độ các nhân tố tác động đến rủi ro tài chính trong doanh nghiệp nhưsau: Rủi ro tài chính là những tổn thất mà doanh nghiệp phải gánh chịu do sự tácđộng của nhân tố bên trong và bên ngoài doanh nghiệp ảnh hưởng tới tình hình tàichính và có thể làm doanh nghiệp phá sản, bao gồm các nhân tố điển hình như: rủiro về khả năng thanh toán, rủi ro về khả năng sinh lợi, rủi ro về cơ cấu nợ, rủi ro vềhiệuquảhoạtđộng,rủirovềcấu trúcvốn…(NguyễnThịMaiChi,2020).

Theo m c đích và phạm vi nghiên cứu của luận văn, các khái niệm rủi ro tàichính trong luận văn này được mô tả như sau:Rủi ro tài chính phản ánh các biếncố xảy ra gắn liền với quyết định tài trợ, đó là rủi ro tăng th m ngoài rủi rokinh doanh đối với các chủ sở hữu do doanh nghiệp có sử dụng đòn bẩy tàichính.

Phânloạirủiro tàichính củadoanhnghiệp

Như đã đề cập ở nội dung khái niệm rủi ro tài chính, việc phân loại rủi ro tàichính hiện tại cũng chưa có bất kỳ một quan điểm đồng nhất Thông thường, rủi rotài chính được phân thành 4 loại gồm: rủi ro thị trường, rủi ro tín d ng, rủi ro thanhkhoảnvàrủirohoạtđộng(Malz2011,Miller2019).

- Rủi ro thị trường:Rủi ro thị trường là rủi ro liên quan đến việc giảm giá tàisản, thường là các tài sản tài chính đang giao dịch trên thị trường như trái phiếu, cổphiếu.

- Rủi ro tín dụng:Rủi ro tín d ng là rủi ro liên quan đến tình trạng các đối tácchậm trả hoặc mất khả năng chi trả các khoản vay nợ hoặc các khoản phải thu đếnhạn.

- Rủi ro hoạt động:Rủi ro hoạt động là rủi ro xảy ra thuần túy do những nhầmlẫn của con người, của hệ thống phần mềm hay các lỗi trong hệ thống kiểm soát nộibộ củadoanhnghiệp.

- Rủi ro thanh khoản:Rủi ro thanh khoản là rủi ro liên quan đến việc một tàisản không thể giao dịch mua bán hoặc là không thể mua bán với số lượng mongmuốn theogiáthịtrườnghiệntại.

Cácnhântố bêntrongtácđộngđếnrủiro tàichínhcủadoanhnghiệp

Nănglựcquảnlýdoanhnghiệplàmộtnhântốquantrọngảnhhưởngđếnrủiro tài chính của doanh nghiệp Với một lực lượng lãnh đạo, quản lý có chuyên môn,năng lực và kinh nghiệm sẽ đưa ra được các chiến lược kinh doanh ổn định, lâu dài,hiệu quả và hạn chế được rủi ro trong kinh doanh, trong đó có rủi ro tài chính Việckết hợp tối ưu các yếu tố sản xuất, tiết giảm chi phí kinh doanh,t ậ n d n g c ơ h ộ i kinh doanh có thể tạo điều kiện cho doanh nghiệp tăng trưởng và phát triển Ngượclại, nếu năng lực quản lý doanh nghiệp yếu kém thể hiện ở sự thiếu kiến thức tronglĩnhvựckinhdoanh,t rình đ ộnăng lực chưađápứngđược yêucầu, sựphố ihợpgiữacácbộphậntrongdoanhnghiệpthiếunh ịp nhàng,chínhsáchtuyểnd ngvàsd ngn h â n s ự k h ô n g p h ù h ợ p … s ẽ d ẫ n đ ế n t ì n h h ì n h h o ạ t đ ộ n g c ủ a d o a n h nghiệp xấu đi và rủi ro tài chính trong doanh nghiệp tăng lên (Fabozzi và Drake2009,NguyễnThịMaiChi2020).

Cơ cấu nợ được thể hiện qua ttrọng nợ ngắn hạn và nợ dài hạn trong tổng nợphải trả của doanh nghiệp Nợ ngắn hạn của doanh nghiệp thông thường gồm cáckhoản: vay ngắn hạn, khoản nợ dài hạn đến hạn trả, các khoản tiền phải trả chongười bán, người cung cấp, người lao động… Nợ dài hạn thông thường gồm cáckhoản: vay dài hạn, trái phiếu phát hành, các khoản nhận ký quỹ… Nợ ngắn hạnthường có chi phí sd n g v ố n t h ấ p h ơ n n ợ d à i h ạ n V i ệ c l ự a c h ọ n n ợ n g ắ n h ạ n h a y nợ dài hạn để tài trợ cho hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp thường đánh đổilợiích giữachiphís d ngvốnvàáp lựctrảnợ. Nếut t r ọ n g n ợ n g ắ n h ạ n c à n g c a o t h ể h i ệ n d o a n h n g h i ệ p c ó x u h ư ớ n g s d ng nhiều nợ ngắn hạn hơn để tài trợ cho hoạt động kinh doanh Khi đó, doanhnghiệp thường xuyên đối mặt với cáck h o ả n n ợ đ ế n h ạ n , á p l ự c t à i c h í n h s ẽ g i a tăng Trong trường hợp dòng tiền từ hoạt động kinh doanhg ặ p b i ế n đ ộ n g s ẽ d ẫ n đến mất khả năng thanh toán và rủi ro tài chính gia tăng Ngược lại, nếu ttrọng nợdàihạncàngcaothểhiệndoanhnghiệpcóxuhướngsdngnhiềunợngắnhạnhơ n để tài trợ cho hoạt động kinh doanh Doanh nghiệp ít phải đối mặt với cáckhoản nợ đến hạn nhưng lại phát sinh một khoản chi phí tài chính lớn hơn cho việctài trợ này Trong trường hợp hoạt động kinh doanh kém hiệu quả sẽ dẫn đến tìnhtrạng thua lỗ và rủi ro tài chính gia tăng (Altman 1968, Ohlson 1980, Fu, Fu và Liu2012,Bh un i a v à Mu k h u t i 2012,Si m a n t i n e e vàKu m a r20 15 , Ok elo 2 0 1

Khả năng thanh toán phản ánh khả năng hoàn trả được các khoản nợ đến hạntại mọi thời điểm của doanh nghiệp Khả năng thanh toán của doanh nghiệp thườngđược mô tả thông qua sự so sánh giá trị các loại tài sản của doanh nghiệp và cáckhoản nợ của doanh nghiệp.Khi giá trị các loại tài sản của doanh nghiệp lớn hơngiátrịcáckhoảnnợcủadoanhnghiệpthìkhảnăngt h a n h toáncủadoanhngh iệp được đảm bảo, thể hiện doanh nghiệp có nguồn lực tài chính dồi dào thì rủi ro tàichính càngthấp.

Tuy nhiên, khả năng thanh toán của doanh nghiệp phthuộc rất lớn vào tínhthanh khoản của các tài sản trong danh m c tài sản Khi doanh nghiệp có nhiều tàisản có tính thanh khoản cao và giá trị các khoản nợ càng thấp thì khả năng thanhtoáncàngcaovàrủirotàichínhcàngthấp.Ngượclại,doanhnghiệpđầutưnhiề utàis ả n c ó t í n h t h a n h k h o ả n t h ấ p , k h ả n ă n g c h u y ể n đ ổ i t h à n h t i ề n c h ậ m v à c á c khoản nợ ngắn hạn lớn sẽ rất dễ mất khả năng thanh toán và rủi ro tài chính càngcao (Altman 1968, Ohlson 1980, Fu, Fu và Liu 2012, Bhunia và Mukhuti 2012,Simantinee và Kumar

2015, Okelo 2015, Do và các tác giả 2020, Dang và các tácgiả 2020, Vũ Thị Hậu

2013, Vũ Thị Hậu 2017, Võ Minh Long 2020, Nguyễn ThịMaiChi2020).

Khả năng sinh lời là tiêu chí phản ánh hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp,làk h ả năng t ạ o ra l ợi nhuận t r ê n m ộ t đ ơn v ị n g u ồ n l ự c phcv h o ạ t độ ng k in hdoanh hoặc kết quả đầu ra của hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp. Doanh thulà kết quả đầu ra của hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp và lợi nhuận củadoanh nghiệp là khoản chênh lệch giữa doanh thu và chi phí mà doanh nghiệp bỏ rađểđạtđượcdoanhthuđó.Nguồnlựcph cvh o ạ t độngkinhdoanhbaogồmgiátrị các tài sản của doanhnghiệpđược đưa vào hoạt động kinh doanh và tạor a doanh thuvàlợinhuận.

Vìvậy,khảnăngsinhlờicủadoanhnghiệpcàngcaothểhiệnmứcđộtạoralợin huậncànglớntrongmốitươngquanvớimứcđộtạoradoanhthuvàmứcđộsd ng nguồn lực ph c vhoạt động kinh doanh Khi khả năng sinh lời của doanhnghiệp càng cao, tạo điều kiện gia tăng và tích lũy lợi nhuậnl à m g i a t ă n g g i á t r ị vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp và góp phần phòng ngừa, hạn chế rủi ro tài chính(Altman1968,Ohlson1980,Fu,FuvàLiu2012,BhuniavàMukhuti2012,Simantin ee và Kumar 2015, Okelo 2015, Do và các tác giả 2020, Dang và các tácgiả 2020,

Vũ Thị Hậu 2013, Vũ Thị Hậu 2017, Võ Minh Long 2020, NguyễnThịMaiChi2020).

H i ệ u suấthoạt động c ủ a doanhnghiệp c àn g ca o t h ì c àngt ạo ra nhiều đồng d o an ht hu trên mỗi đồng tài sản Nguồn lực ph c vhoạt động kinh doanh bao gồm cả tài sảnngắnhạnnhư:lượngtiềndựtrữ,hàngtồnkho,cáckhoảnphảithu,cáccông c ,dng c vàtàisảndàihạnnhư:nhàxưởng,máymócthiếtbị Đểduytrì hoạt động kinh doanh ổn định, hạnchếcác rủi rop h á t s i n h , v i ệ c đầu tư tài sản phải phù hợp với quy mô hoạt động Khi doanh nghiệp không thểhoặc khó khăn trong mở rộng thị trường, việc tiết kiệm các nguồn lực đầu vào, đầutưt à i s ả n v ừ a p h ả i l à m h i ệ u s u ấ t h o ạ t đ ộ n g c ủ a d o a n h n g h i ệ p g i a t ă n g v à g i ả m nguy cơ rủi ro tài chính Khi doanh nghiệp có mở rộng thị trường, gia tăng doanhthu, với hiệu suất hoạt động cao, việc mở rộng đầu tư tạo điều kiện cho doanhnghiệp gia tăng lợi nhuận và giảm nguy cơ rủi ro tài chính (Altman 1968, Ohlson1980, Fu, Fu và Liu 2012, Bhunia và Mukhuti 2012, Simantinee và Kumar 2015,Okelo 2015, Do và các tác giả 2020, Dang và các tác giả 2020, Vũ Thị Hậu 2013,VũThịHậu2017,VõMinhLong2020,Nguyễn ThịMaiChi2020).

Cấu trúc vốn của doanh nghiệp được thể hiện qua sự kết hợp giữa nợ phải trảvà vốn chủ sở hữu hoặc sự kết hợp giữa nguồn tài trợ ngắn hạn và nguồn tài trợ dàihạn trêncơ sở cânđốivớicấutrúctàisản.

Khi doanh nghiệp sd ng nợ sẽ có được lợi ích tăng thêm nhờ lá chắn thuế,nhưng cũng xuất hiện các chi phí, đặc biệt là chi phí kiệt quệ tài chính và đối mặtvới rủi ro về việc hoàn trả trong tương lai, có thể dẫn đến phá sản khi không thểthựchiệnđượcviệctrảnợchochủnợ.Vìvậy,khidoanhnghiệpcàngsd n g nợđể tài trợ vốn thì rủi ro tài chính càng tăng lên( A l t m a n 1 9 6 8 , O h l s o n

1 9 8 0 , Brigham và Houston 2009, Fu, Fu và Liu 2012, Bhunia và Mukhuti 2012, Brealey,Myers và Allen 2014, Simantinee và Kumar 2015, Okelo 2015, Do và các tác giả2020,Dangvàcáctácgiả2020,VũThịHậu2013,LêHoàngVinh2015,VũThị

Hậu 2017, Đoàn Khánh Hưng và Trần Thị Thu Hiền 2019, Võ Minh Long 2020,Nguyễn ThịMaiChi2020).

Khi kết hợp nguồn vốn ngắn hạn và nguồn vốn dài hạn trong việc xây dựngcấutrúcvốn,nguồnvốndàihạnthườngcóchiphísd ngvốncaohơnnhưnglạicó ưu điểm là doanh nghiệp sẽ ít phải đối mặt với các nghĩa vtrả nợ đến hạn trongngắn hạn và áp lực tài chính sẽ giảm Vì vậy, khi doanh nghiệp càng sd ng nguồntài trợ dài hạn thì rủi ro tài chính càng giảm (Brigham và Houston 2009, Brealey,MyersvàAllen2014,VũThịHậu2013,LêHoàngVinh2015).

Sự cân đối giữa cấu trúc vốn với cấu trúc tài sản, chính là mức độ cân bằng tàichính của doanh nghiệp thể hiện bằng việc nguồn vốn dài hạn phải được ưu tiên tàitrợ cho tài sản dài hạn và tài sản ngắn hạn nên được tài trợ bằng toàn bộ nguồn vốnngắnhạnvà mộtphầnnguồnvốndàihạn.

Khi doanh nghiệp thực hiện chính sách tài trợ vốn lưu động mạo hiểm, doanhnghiệp sẽ ít sd n g n g u ồ n v ố n d à i h ạ n đ ể t à i t r ợ c h o t à i s ả n n g ắ n h ạ n l à m m ứ c đ ộ cân bằng tài chính càng thấp, thậm chí sd ng vốn ngắn hạn tài trợ cho cho tài sảndài hạn sẽ làm mất cân bằng tài chính thì rủi ro tài chính càng cao (Brigham vàHouston 2009)

Bấtkỳdoanhnghiệpnàocũnghoạtđộngtrongmôitrườngtựnhiênvàmứcđ ộ phthuộc vào môi trường tự nhiên phthuộc vào từng ngành nghề cthể Môitrường tự nhiên tác độngh ầ u h ế t đ ế n m ọ i m ặ t h o ạ t đ ộ n g c ủ a d o a n h n g h i ệ p t ừ nguồn cung ứng các yếu tố đầu vào cho doanh nghiệp đến sức muav à k h ả n ă n g tiêuthh à n g hoácủadoanhnghiệp.

Khiđiềukiệntựnhiênthuậnlợi,doanhnghiệpcóthểhoạtđộngkinhdoanhổ n định, có cơ hội mở rộng hoạt động kinh doanh do có nguồn cung cấp các yếu tốđầu vào dồi dào, giá rẻ và gia tăngk h ả n ă n g t i ê u t h h à n g h ó a K h i đ ó , d o a n h nghiệp có cơ hội gia tăng doanh thu, lợi nhuận và giảm nguy cơ rủi ro tài chính.Ngược lại, khi điều kiện tự nhiên kém thuận lợi như xảy ra các hiện tượng thiên tai,dịchbệnh ,hoạtđộngkinh doanhcủadoanh nghiệpbịđìnhtrệ dokhôngcónguồn cung cấp các yếu tố đầu vàoh o ặ c k h ô n g t h ể t i ê u t h h à n g h ó a

K h i đ ó , d o a n h nghiệp đối mặt với nguy cơ thu lỗ, mất khả năng thanh toán (Fabozzi và Drake2009,NguyễnThịMaiChi2020).

Hệ thống chính trị của một quốc gia có ảnh hưởng quyết định các vấn đề nộitại và ngoại giao của chính quốc gia đó Các xung đột về chính trị giữa các quốc giathường liên quan đến vấn đề lợi ích kinh tế Môi trường chính trị có thể tạo điềukiện thuận lợi hay tạo ra những rủi ro không lường trước được đối với các doanhnghiệp khi tham gia vào thương mại quốc tế Một doanh nghiệp kinh doanh quốc tếluôn bị ảnh hưởng bởi chính sách, thể chế của nước chủ nhà và các nước xuất nhậpkhẩuhayđầu tư.

Mộtsốmôhìnhđolường rủiro tàichínhcủadoanhnghiệp

2.2.6.1 Môhìnhdựbáo rũiro phá sãnZ-scorecũa Atlman

MôhìnhdựbáorủirophásảnZ-scorecủaAtlmanđượccôngbốlầnnăm1968 vàđ ã đ ư ợ c c h í n h t á c g i ả n h i ề u l ầ n c ậ p n h ậ t , đ i ề u c h ỉ n h , d ự a t r ê n 5 t s ố t à i c h í n h thuộc 4 nhân tố được tổng hợp theo Bảng 2.5 dưới đây Mô hình Z-score của Atlmanđược môtảnhư sau:

Theođó,cáchệsốβlàkếtquảphântíchđabiệtsố(MDAlàkếtquảphântíchđabiệtsố(MDA-MultipleDiscriminant

Analysis)) và phthuộc vào loại hình doanh nghiệp, ngành nghề kinhdoanh hoặc từng quốc gia, khu vực địa lý Chỉ số Atlman’s Z-score càng cao thì xácsuấtrủirophásảncàngthấp.

Mô hình của Bathory là mô hình MDA dùng để đo lường rủi ro tài chính, dựatrên5tsố tàichính đượctổnghợp theo Bảng2.7vàđượcmôtả nhưsau:

FR =βSZL +βSY+β GL+β YF+βYZ

Theo đó, giá trị mô hình Bathory (FR) càng cao thì tình hình tài chính doanhnghiệp càng tốtvàrủirotàichínhtrongdoanhnghiệp càng thấp.

Không giống như mô hình MDA, mô hình dự báo phá sản theo phương phápphân tích hồi quy logit có thể đánh giá xác suất bằng con số cthể về rủi ro phá sảncủadoanhnghiệp Môhìnhhồiquylogitcódạngnhưsau:

Năm 1980, Ohlson công bố mô hình dự đoán rủi ro phá sản sd ng hồi quylogit dựa trên các chỉ tiêu tài chính (Xi) được tổng hợp tại bảng 2.8 Các hệ số βlàkếtquảphântíchđabiệtsố(MDA làkếtquả p h â n t í c h hồ iquyl o g i t v à pht h u ộ c v ào l o ạ i hìnhd o a n h nghiệp, n g à n h nghềkinhdoanhhoặctừngquốcgia,khu vựcđịalý

SIZE log(Tổngtàisản/chỉsố giá)

{1 : n ế u N ợ p h ả i t r ả T ổ n g t à i s ả n 0:nếuNợphảitrả< Tổngtàisản NITA Lợinhuậnsauthuế/Tổngtàisản

FUTL (Lợinhuậnsauthuế+khấuhao+doanhthuthanhlýtài sản)/Nợphảitrả

{ 1 :nhuậnsauthuế 2) cho thấy khả năng thanh toán của các doanh nghiệpđượcđảmbảo.

- Khả năng sinh lờicủa doanh nghiệp được phản ánh qua các biến ROS vàROAcókhoảngbiếnthiêntươngđốilớnnênkhảnăngsinhlờicủadoanhnghiệp có sự khá biệt tương đối lớn Đồng thời, giá trị nhỏ nhất của cả hai chỉ tiêu đều âm,cho thấy mộtsốdoanhnghiệp cholợinhuậnâmtronggiaiđoạn2015-2019.

- Hiệu suất hoạt độngcủa doanh nghiệp được phản ánh qua các biến IT,

FAT,TAT và ART có khoảng biến thiên dữ liệu rất lớn do đặc điểm kinh doanh của cácngànhnghềkhánhau.

4.1.2 Matrậntươngquan Để có cơ sở để tiến hành bước phân tích hồi quy tiếp theo, tác giả thực hiệnphân tích tương quan giữa các biến nghiên cứu Trường hợp các biến độc lập có hệsố tương quan cao hơn 0,8 sẽ xảy hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy(HoàngTrọngvàChuNguyễnMộngNgọc2008).Kếtquảphântíchtương quanchi tiếtđược thểhiệntạiBảng4.2.

Bảng 4.2 cho thấy các biến độc lập CR, QR và ALR có hệ số tương quan vớinhau lớn hơn 0,8 nên xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến Vì vậy, mô hình hồi quykhông nên sử dụng đồng thời cả các biến này mà chỉ nên lựa chọn một trong babiến Theo đó, tác giả lựa chọn biến CR để đại diện cho nhân tố Khả năng thanhtoántrongmôhìnhnghiên cứu.

LNFR DE SDR FAR CR QR ALR ROS ROA IT FAT TAT ART

Sau khi loại bỏ các biến độc lập QR và ALR ở bước phân tích tương quan đểkhắc phục hiện tượng đa cộng tuyến, mô hình nghiên cứu còn lại 10 biến Tác giảtiếp tục phân tích phân tích hồi quy theo phương pháp OLS để thực hiện các kiểmđịnh khuyết tật mô hình hồi quy tuyến tính theo các biến độc lập còn lại gồm: (i)TínhtoánhệsốphóngđạiphươngsaiVIFđểkiểmtrahiệntượngđacộngtuyến, (ii) KiểmđịnhBreusch-Paganđểđánhgiáhiệntượngphươngsaisaisốthayđổi, (iii) Kiểm địnhWooldridge để đánh giá hiệntượngt ự t ư ơ n g q u a n v à ( i v ) K i ể m địnhDurbin- Wu -Hausmanđểđánhgiáhiện tượngnộisinh.

Kết quả thực hiện kiểm định các khuyết tật mô hình hồi quy tuyến tính đượctrình bàychitiếttheoPhụlục1vàđược tổnghợp theoBảng4.3.

1 HệsốVIF GiátrịVIFlớnnhất=2,65 Không có hiện tượng đacộngtuyến

P-value=0,0635>5% Không có hiện tượng tựtươngquan

Theo Bảng 4.3, giá trị VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 10 (lớn nhất là2,65) nên mô hình nghiên cứu các biến độc lập gồm 10 biến độc lập còn lại khôngcó hiện tượng đa cộng tuyến Ngoài ra, giá trị P-value của kiểm định Wooldridge là0,0635>5%nênmôhìnhnghiêncứukhôngphátsinhhiệntượngtựtươngquan.

Tuy nhiên, giá trị P-value của kiểm định Breusch - Pagan nhỏ hơn 5% nên mô hìnhnghiên cứuxảy rahiệntượng phươngsaisaisố thay đổi.

Kết quả kiểm định Durbin - Wu - Hausman cho thấy giá trị P-value của biếnDE và CR nhỏ hơn 5% nên DE và CR là biến nội sinh trong mô hình nghiên cứu.CácbiếncònlạitrongmôhìnhnghiêncứucógiátrịP-valuecủakiểmđịnhDurbin -Wu-Hausmanlớnhơn5%nên cácbiến này làbiếnngoạisinh.

4.2.2 Kếtquả phântíchhồiquySGMM Đểkhắcphụchiệntượngphươngsaisaisốthayđổivàhiệntượngnộisinh,tá c giả thực hiện phân tích hồi quy theo mô hình SGMM với biến nội sinh là DE vàCR Kết quả phân tích hồi quy SGMM được trình bày chi tiết theo Phụ lục 2 vàđượctổnghợptheoBảng4.4.

Hệ sốhồi quy Saisốchuẩn Giảthuyết Kết quảnghiên cứu

Ghichú:* ** ***tươn ứnv ớ m ứ c ýn ĩa 10%5 % 1 %

Theo Bảng 4.4, kết quả phân tích hồi quy theo mô hình SGMM với biến nộisinh là DE và CR cho thấy, tất cả các hệ số hồi quy tương ứng với các biến độc lậpđều có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa tối đa 10%, trong đó: hệ số hồi quy tươngứng với biến ART có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 10%, hệ số hồi quy tươngứng với biến IT và TAT có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% và hệ số hồi quytương ứngvớicácbiếncònlạicóýnghĩathốngkêvớimứcý nghĩa1%.

Kếtquả thốngkm ô tả-matrậntương quan

Thốngkêmôtả

Từdữliệunghiêncứuthuthậpđược,tácgiảthựchiệnphântíchthốngkêmôtảdữliệu nghiên cứuvàkếtquảchi tiếtđượcthểhiệnBảng4.1.

Giá trịtrungbì nh Độlệchc huẩn

Nguồn:KếtquảtínhtoántừphầnmềmSTATA13 Kết quả thống kê mô tả cho thấy dữ liệu nghiên cứu có 1704 quan sát với mộtsốđặcđiểmnổibậtnhưsau:

- Rủi ro tài chínhphản ánh qua biến LNFR, có giá trị lớn nhất là 3,29 và giá trịnhỏ nhất -1,997 cho thấy phân tán dữ liệu nghiên cứu tương đối lớn nên mức độ rủiro tàichínhgiữacácdoanhnghiệp vớinhaulàtươngđốicao.

- Cấu trúc vốncủa doanh nghiệp được phản ánh qua các biến số DE,

SDR,FARcókhoảngchênh lệ chrấtlớn,thểhiệnsựphântándữl i ệ u khácao.G iátrị trungbìnhcủabiếnDElà1,455vàbiếnSDRlà0,36chothấyđònbẩytàichínhcủ a các doanh nghiệp trong giai đoạn 2015 - 2019 nghiêng về hướng sử dụng nợ,trong đó chủ yếu là sử dụng nợ ngắn hạn Cấu trúc vốn còn thể hiện qua biến FARvớigiát rị t ru n g b ì n h 0, 41 5, t h ể hiệnc ơ c ấ u t à i sảnc ủ a do an hn gh i ệp t ro n g giai đoạnnàychủyếulàtàisảnngắnhạn.

C R , QR, ALR Khoảngbiếnthiêndữ liệucácbiếnsốnày khá lớn nhưngc á c g i á t r ị trung bình đều lớn hai (> 2) cho thấy khả năng thanh toán của các doanh nghiệpđượcđảmbảo.

- Khả năng sinh lờicủa doanh nghiệp được phản ánh qua các biến ROS vàROAcókhoảngbiếnthiêntươngđốilớnnênkhảnăngsinhlờicủadoanhnghiệp có sự khá biệt tương đối lớn Đồng thời, giá trị nhỏ nhất của cả hai chỉ tiêu đều âm,cho thấy mộtsốdoanhnghiệp cholợinhuậnâmtronggiaiđoạn2015-2019.

- Hiệu suất hoạt độngcủa doanh nghiệp được phản ánh qua các biến IT,

FAT,TAT và ART có khoảng biến thiên dữ liệu rất lớn do đặc điểm kinh doanh của cácngànhnghềkhánhau.

Matrận tươngquan

Để có cơ sở để tiến hành bước phân tích hồi quy tiếp theo, tác giả thực hiệnphân tích tương quan giữa các biến nghiên cứu Trường hợp các biến độc lập có hệsố tương quan cao hơn 0,8 sẽ xảy hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy(HoàngTrọngvàChuNguyễnMộngNgọc2008).Kếtquảphântíchtương quanchi tiếtđược thểhiệntạiBảng4.2.

Bảng 4.2 cho thấy các biến độc lập CR, QR và ALR có hệ số tương quan vớinhau lớn hơn 0,8 nên xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến Vì vậy, mô hình hồi quykhông nên sử dụng đồng thời cả các biến này mà chỉ nên lựa chọn một trong babiến Theo đó, tác giả lựa chọn biến CR để đại diện cho nhân tố Khả năng thanhtoántrongmôhìnhnghiên cứu.

LNFR DE SDR FAR CR QR ALR ROS ROA IT FAT TAT ART

Kếtquảphântích hồiquy

Kiểmđịnhcáckhuyếttậtmôhìnhhồiquytuyếntính

Sau khi loại bỏ các biến độc lập QR và ALR ở bước phân tích tương quan đểkhắc phục hiện tượng đa cộng tuyến, mô hình nghiên cứu còn lại 10 biến Tác giảtiếp tục phân tích phân tích hồi quy theo phương pháp OLS để thực hiện các kiểmđịnh khuyết tật mô hình hồi quy tuyến tính theo các biến độc lập còn lại gồm: (i)TínhtoánhệsốphóngđạiphươngsaiVIFđểkiểmtrahiệntượngđacộngtuyến, (ii) KiểmđịnhBreusch-Paganđểđánhgiáhiệntượngphươngsaisaisốthayđổi, (iii) Kiểm địnhWooldridge để đánh giá hiệntượngt ự t ư ơ n g q u a n v à ( i v ) K i ể m địnhDurbin- Wu -Hausmanđểđánhgiáhiện tượngnộisinh.

Kết quả thực hiện kiểm định các khuyết tật mô hình hồi quy tuyến tính đượctrình bàychitiếttheoPhụlục1vàđược tổnghợp theoBảng4.3.

1 HệsốVIF GiátrịVIFlớnnhất=2,65 Không có hiện tượng đacộngtuyến

P-value=0,0635>5% Không có hiện tượng tựtươngquan

Theo Bảng 4.3, giá trị VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 10 (lớn nhất là2,65) nên mô hình nghiên cứu các biến độc lập gồm 10 biến độc lập còn lại khôngcó hiện tượng đa cộng tuyến Ngoài ra, giá trị P-value của kiểm định Wooldridge là0,0635>5%nênmôhìnhnghiêncứukhôngphátsinhhiệntượngtựtươngquan.

Tuy nhiên, giá trị P-value của kiểm định Breusch - Pagan nhỏ hơn 5% nên mô hìnhnghiên cứuxảy rahiệntượng phươngsaisaisố thay đổi.

Kết quả kiểm định Durbin - Wu - Hausman cho thấy giá trị P-value của biếnDE và CR nhỏ hơn 5% nên DE và CR là biến nội sinh trong mô hình nghiên cứu.CácbiếncònlạitrongmôhìnhnghiêncứucógiátrịP-valuecủakiểmđịnhDurbin-Wu-Hausmanlớnhơn5%nên cácbiến này làbiếnngoạisinh.

KếtquảphântíchhồiquySGMM

Đểkhắcphụchiệntượngphươngsaisaisốthayđổivàhiệntượngnộisinh,tá c giả thực hiện phân tích hồi quy theo mô hình SGMM với biến nội sinh là DE vàCR Kết quả phân tích hồi quy SGMM được trình bày chi tiết theo Phụ lục 2 vàđượctổnghợptheoBảng4.4.

Hệ sốhồi quy Saisốchuẩn Giảthuyết Kết quảnghiên cứu

Theo Bảng 4.4, kết quả phân tích hồi quy theo mô hình SGMM với biến nộisinh là DE và CR cho thấy, tất cả các hệ số hồi quy tương ứng với các biến độc lậpđều có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa tối đa 10%, trong đó: hệ số hồi quy tươngứng với biến ART có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 10%, hệ số hồi quy tươngứng với biến IT và TAT có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% và hệ số hồi quytương ứngvớicácbiếncònlạicóýnghĩathốngkêvớimứcý nghĩa1%.

KếtquảkiểmđịnhsựphùhợpcủamôhìnhSGMM

Kết quả kiểm định Arellano - Bond (2) của mô hình SGMM cho kết quả P- value bằng 0,176 > 5%, do đó, chấp nhận giả thuyết H0: Không có hiện tượng tựtươngq u a n b ậ c hai.K ế t q u ả n à y c ó t h ể kế tl u ận m ô h ì n h k h ô n g c ó s ựt ự t ươ n g quanxảyraở tấtcảcácbậc.

Kết quả kiểm định Hansen của mô hình SGMM cho kết quả P-value bằng0,103> 5%, do đó, chấp nhận giả thuyết H0: Không tồn tại sự tương quan giữa biếncông cụ và phần dư Kết quả này có thể kế luận các biến công cụ được đưa vào môhình SGMM là phù hợp Ngoài ra, số biến công cụ trong mô hình nhỏ hơn số nhómnghiêncứunên càngđảmbảo tínhvững củabiếncông cụ củamôhìnhSGMM.

Kếtquảkiểmđịnh tínhvữngcủamô hìnhSGMM

Để kiểm định tính vững của mô hình SGMM, tác giả đã thực hiện phân tíchhồiquytheomôhình2SLSvớikếtquảchitiếttheoPhụlục3vàsosánhkếtquảhồi quycủa2phươngphápphân tích hồiquytheoBảng4.5.

Theo Bảng 4.5, biến độc lập IT có hệ số hồi quy thay đổi dấu nhưng không cóý nghĩa thống kê khi thay đổi phương pháp phân tích hồi quy Tuy nhiên, hệ số hồiquy của biến IT trong cả 2 mô hình SGMM và 2SLS đều rất nhỏ Các biến còn lạicó dấu đồng nhất trong cả 2 mô hình SGMM và 2SLS, trong đó: các biếnROS,TAT và ART không ý nghĩa thống kê trong mô hình 2SLS và các biến DE,SDR,FAR,CR,ROA,FATcó ýnghĩathốngkêcaotrong cả2mô hình.

Hệ sốhồi quy Hệ sốhồi quy

DE -0,049*** -0,042*** Tương đồng với mô hìnhSGMM

SDR -1,172*** -1,281*** Tương đồng với mô hìnhSGMM

FAR 0,268*** 0,296*** Tương đồng với mô hìnhSGMM

CR 0,035*** 0,039*** Tương đồng với mô hìnhSGMM

ROA 0,321*** 0,669*** Tương đồng với mô hìnhSGMM

IT 0,000000093** -0,000000071 Ngược dấu, không ý nghĩathốngkê

FAT 0,003*** 0,004*** Tương đồng với mô hìnhSGMM

Kết quả nêu trên cho thấy sự tác động của các các biến độc lập chính đến biếnphụ thuộc trong mô hình SGMM mang tính nhất quán (tính vững), ổn định và kếtquả ước lượng về chiều hướng tác động của các biến độc lập đến biến phụ thuộc làđáng tin cậy (tính hiệu quả) Vì vậy, tác giả sẽ sử dụng kết phân tích hồi quy theomô hìnhSGMMđểthảo luận kếtquảnghiêncứu.

Thảoluận kết quảnghin cứu

Tácđộng củacấutrúcvốnđếnrủiro tàichínhcủadoanhnghiệp

Cấut r ú c vốnt ro n g n gh iê n c ứu này đ ượ c môt ả bằng3 b i ế n độcl ậ p l à DE, SDR và FAR Theo kết quả phân tích hồi quy, cả 3 biến đều có ý nghĩa thống kê,trong đó: biến DE và SDR tác động ngược chiều với biến phụ thuộc LNFR và biếnFAR có tác độngcùngchiều với biến phụ thuộcLNFR Kết quả nàyp h ù h ợ p v ớ i giả thuyết nghiên cứu Theo đó, cấu trúc vốn tác động đếnr ủ i r o t à i c h í n h c ủ a doanhnghiệptheocáccách tiếp cậnnhưsau:

4.3.1.1 Táckộngcũamứckộsử dụngkòn bẩykenrũi ro tài chính

Theo các lý thuyết về sự tác động của cấu trúc vốn đến rủi ro tài chính như: lýthuyết M&M, lý thuyếtđánh đổi, lý thuyết trật tự phân hạngthì mứcđ ộ s ử d ụ n g đòn bẩy tài chính càng cao, tức là Hệ số nợ trên vốn chủ sở hữu càng cao thì rủi rotàichínhcàng caohaygiátrịLNFRcàngthấpvàngược lại.

Hệ số hồi quy của biến DE là -0,049, mang dấu trừ (-) cho thấy mức độ sửdụng đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp có tác động ngược chiều với biến LNFR,tức là cùng chiều với rủi ro tài chính của doanh nghiệp Do đó, chap nhận giãthuyet nghiên cứu H 1 : Mức kộ sử dụng kòn bẩy ken rũi ro tài chính tác kộngcùngchiều với rũirotàichính trongdoanhnghip

Như vậy, trong trường hợp các yếu tố khác không đổi, để giá trị đo lường rủiro tài chính (LNFR) tăng (hoặc giảm) 1 đơn vị thì phải giảm (hoặc tăng) Hệ số nợtrênvốnchủsởhữu-0,049đơnvị.

Hệ số hồi quy của biến DE khá thấp, nên mức độ tác động của đòn bẩy tàichính đến rủi ro tài chính của các doanh nghiệp tại Việt Nam khá thấp Mức độ sửdụng nợ bình quân của các doanh nghiệp trong năm 2015 - 2019 khá thấp có thể làlý do cho vấn đề này, khi giá trị trung bình của Hệ số nợ trên vốn chủ sở hữu tronggiai đoạn này chỉ 1,455 lần, tương đương nợ phải trả chiếm 59,27% trong tổngnguồn vốncủadoanhnghiệp.

Kết quả nghiên cứu nêu trên cũng phù hợp với lý thuyết M&M, lý thuyết đánhđổi, lý thuyết trật tự phân hạng và các nghiên cứu thực nghiệm của Fu, Fu vàLiu(2012),ŠarlijavàHarc(2012),Pourali,SamadivàKarkani(2013),Goela,Chadhaa và Sharmaa (2015), Gunarathna (2016), Salman (2019), Hoàng Tùng (2011), TrịnhThị Phan Lan (2013), Vũ Thị Hậu (2013), Lê Hoàng Vinh (2015), Vũ Thị Hậu(2017), Nguyễn Việt Dũng (2018), Do và các tác giả (2020), Dang và các tác giả(2020),VõMinhLong(2020)…

4.3.1.2 Táckộngcũamứckộsử dụngnguon von ngan hạnken rũiro tàichính

Theo lý thuyết cấu trúc kỳ hạn lãi suất, nợ ngắn hạn có đặc điểm là có chi phísử dụng vốn thấp, dễ dàng huy động từ các nguồn khác nhau Sử dụng càng nhiềunợ ngắn hạn, doanh nghiệp sẽ phải đối mặt với nghĩa vụ trả nợ đến hạn lớn trongngắn hạn và áp lực tài chính sẽ gia tăng Khi gặp biến động trong hoạt động kinhdoanh, dễ xảy ra tình trạng mất khả năng thanh toán dẫn đến rủi ro kiệt quệ tàichính Vì vậy, mức độ sử dụng nguồn tài trợ ngắn hạn càng cao, tức là Ty số nợngắn hạncàngcaothìrủi ro tài chính càngcao haygiá trịLNFR càngt h ấ p v à ngượclại.

Hệ số hồi quy của biến SDR là -1,214, mang dấu trừ (-) cho thấy mức độ sửdụng nguồn tài trợ ngắn hạn của doanh nghiệp có tác động ngược chiều với biếnLNFR, tức là cùng chiều với rủi ro tài chính của doanh nghiệp Do đó, chap nhậngiã thuyet nghiên cứu H 2 : Mức kộ sử dụng nguon von ngan hạn có tác kộngcùngchiều với rũirotàichínhtrongdoanhnghip

Như vậy, trong trường hợp các yếu tố khác không đổi, để giá trị đo lường rủiro tài chính (LNFR)tăng (hoặc giảm) 1 đơn vị thì phải giảm (hoặc tăng) Ty số nợngắnhạn1,214đơnvị.

Hệ số hồi quy của biến SDR khá cao, nên mức độ tác động của việc sử dụngnguồnvốnngắnhạnđếnrủirotàichínhcủacácdoanhnghiệptạiViệtNam khácao Trong thời gian 2015 - 2019, các khoản vay nợ ngắn hạn tại Việt Nam thườngcó lãi suất thấp hơn các khoản vay dài hạn Do đó, trong giai đoạn này, các doanhnghiệp đã tăng cường sử dụng nguồn vốn ngắn hạn để tài trợ cho nhu cầu gia tăngtài sản để tận dụng chi phí sử dụng vốn thấp nhằm gia tăng hiệu quả hoạt động kinhdoanh.

Ngoài ra, các doanh nghiệpt ạ i V i ệ t N a m t h ư ờ n g h u y đ ộ n g v ố n n g ắ n h ạ n thôngquacáckhoảnvaytheohạnmứctíndụngcủacácngânhàngthươngmạivà luôn duy trì một số dư nợ vay ngắn hạn cố định để phục vụ cho hoạt động kinhdoanh.B ản c h ấ t c ủ a cá c kh o ản v ay n à y l à nguồn v ố n t h ư ờ n g x uy ên T u y nhiên, theo quy định của pháp luật Việt Nam thì các khoản vay này thuộc nợ ngắn hạn Dođó, mức độ tác động của việc sử dụng nguồn vốn ngắn hạn đến rủi ro tài chính củacác doanh nghiệp tại Việt Nam khá cao cũng có thể được giải thích qua nguyênnhânnày.

Kết quả nghiên cứu nêu trên cũng phù hợp với lý thuyết cấu trúc kỳ hạn lãisuất và các nghiên cứu thực nghiệm của Fu, Fu và Liu (2012), Šarlija và Harc(2012), Pourali, Samadi và Karkani (2013), Goela, Chadhaa và Sharmaa (2015),NguyenvàNguyen(2015),Gunarathna(2016),Salman(2019),HoàngTùng(201

1), Trịnh Thị Phan Lan (2013), Vũ Thị Hậu (2013), Lê Hoàng Vinh (2015), VũThị Hậu (2017), Nguyễn Việt Dũng (2018), Do và các tác giả (2020), Dang và cáctácgiả(2020),VõMinhLong(2020)…

Khi doanh nghiệp không chú trọng đầu tư vào tài sản cố định sẽ khiến hoạtđộng sản xuất không đáp ứng hoạt động tiêu thụ Ngược lại, khi doanh nghiệp mởrộng hoạt động sản xuất theo chiều sâu, gia tăng đầu tư vào tài sản cố định, côngsuất sản xuất và tiêu thụ hàng hóa cũng tăng theo, gia tăng khả năng tạo lợi nhuậnvà nâng cao hiệu suất hoạt động của doanh nghiệp và giảm nguy cơ xảy ra rủi ro tàichính(Brealeyvàcáctácgiả2014).Vìvậy,mứcđộđầutưtàisảncốđịnhcàng cao, tức là Ty số tài sản cố định càng cao thì rủi ro tài chính càng thấp hay giá trị đolườngrủirotàichính(LNFR)càngcaovàngược lại.

HệsốhồiquycủabiếnFARlà0,268, mangdấucộng(+) chothấymứcđộđ ầu tư tài sản cố định của doanh nghiệp có tác động cùng chiều với biến LNFR, tứclà ngược chiều với rủi ro tài chính của doanh nghiệp Do đó, chap nhận giã thuyetnghiêncứuH 3 :Mứckộkautưtàisãncokịnhcótáckộngngượcchiềuvớirũ irotàichính trongdoanh nghip

Như vậy, trong trường hợp các yếu tố khác không đổi, để giá trị đo lường rủiro tài chính (LNFR) tăng (hoặc giảm) 1 đơn vị thì phải tăng (hoặc giảm) Ty số tàisảncốđịnh0,268đơnvị.

Tácđộng củakhảnăngthanh toán đếnrủirotàichính củadoanhnghiệp

Khả năng thanh toán phản ánh khả năng hoàn trả được các khoản nợ đến hạntại mọi thời điểm của doanh nghiệp Khi khả năng thanh toán của doanh nghiệpkhông được đảm bảo, doanh nghiệp có khả năng không thực hiện hoặc thực hiệnmột cách khó khăn đối với những cam kết thanh toán đối với chủ nợ khi các khoảnnợ đến hạn, làm nảy sinh tình trạng kiệt quệ tài chính (Brealey và các tác giả 2014).Vì vậy, khả năng thanh toán càng cao thì giá trị tài sản đảm bảo cho các khoản nợcàng nhiều, thể hiện doanh nghiệp có nguồn lực tài chính dồi dào và rủi ro tài chínhcàng giảmvàngượclại.

Khả năng thanh toán trong nghiên cứu này được thể hiện qua 3 biến độc lậpgồm CR, QR và ALR Tuy nhiên, do hiện tượng đa cộng tuyến, chỉ có biến CRđược đưa vào mô hình hồi quy Kết quả phân tích hồi quy cho thấy hệ số hồi quycủa biến CR là 0,035, mang dấu cộng (+) cho thấy khả năng thanh toán của doanhnghiệp có tác động cùng chiều với biến LNFR, tức là ngược chiều với rủi ro tàichính của doanh nghiệp Như vậy, trong trường hợp các yếu tố khác không đổi, đểgiátrịđolường rủi rotà i chính (LNFR) t ă n g (ho ặc giảm)1đ ơn vịthìphảit ă n g

Kết quả nghiên cứu nêu trên cũng phù hợp với giả thuyết nghiên cứu và kếtquả các nghiên cứu thực nghiệm của Fu, Fu và Liu (2012), Simantinee và Kumar(2015), Vũ Thị Hậu (2017), Lê Thị Mai Chi (2020), Do và các tác giả

Tácđộng củakhảnăng sinh lờiđếnrủiro tàichínhcủadoanhnghiệp

Khả năng sinh lời phản ánh hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp, là khảnăng tạo ra lợi nhuận trên một đơn vị nguồn lực phục vụ hoạt động kinh doanh củadoanh nghiệp Khi khả năng sinh lời của doanh nghiệp cao, cơ hội gia tăng lợinhuận tích luỹ và vốn chủ sở hữu lớn Khi đó, ty trọng nợ vay trong của doanhnghiệp giảm, tạo điều kiện gia tăng khả năng thanh toán và giảm nguy cơ rủi ro tàichínhtrongdoanhnghiệp.Vìvậy,khảnăngsinhlờicànglớnthìrủirotàichí nhcủadoanhnghiệp cànggiảmvàngượclại.

Trong nghiên cứu này, khả năng sinh lời được đo lường qua 2 biến độc lập làROS và ROA Kết quả phân tích hồi quy cho thấy hệ số hồi quy của biến ROS vàROA lượt là 0,366 và 0,321, mang dấu cộng (+) cho thấy khả năng sinh lời củadoanh nghiệp có tác động cùng chiều với biến LNFR, tức là ngược chiều với rủi rotài chính của doanh nghiệp Như vậy, trong trường hợp các yếu tố khác không đổi,để giá trị đo lường rủi ro tài chính (LNFR)tăng (hoặc giảm) 1 đơn vị thì phải tăng(hoặc giảm) Ty suất sinh lời trên doanh thu0 , 3 6 6 đ ơ n v ị h o ặ c p h ả i t ă n g ( h o ặ c giảm) Tysuấtsinhlờitrên tổng tàisản 0,321đơnvị.

Kết quả nghiên cứu nêu trên cũng phù hợp với giả thuyết nghiên cứu và kếtquả các nghiên cứu thực nghiệm của Fu, Fu và Liu (2012), Simantinee và Kumar(2015), Vũ Thị Hậu (2017), Lê Thị Mai Chi (2020), Do và các tác giả

Tácđộng củahiệu suấthoạtđộngđếnrủirotàichính củadoanhnghiệp

Hiệu suất hoạt động phản ánh kết quả hoạt động và thể hiện năng lực sử dụngtài sản hay các nguồn lực phục vụ hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp Vì vậy,hiệu suất hoạt động càng cao thì thể hiện doanh nghiệp hấp thụ các nguồn lực càngcao,nhucầu vốncàngthấpvàrủiro tàichínhcànggiảmvà ngượclại.

Trong nghiên cứu này, hiệu suất hoạt động được đo lường bằng các biến IT,FAT, TAT và ART Kết quả phân tích hồi quy cho thấy hệ số hồi quy của biến IT,FAT, TAT và ART mang dấu cộng (+) cho thấy hiệu suất hoạt động của doanhnghiệp có tác động cùng chiều với biến LNFR, tức là ngược chiều với rủi ro tàichính củadoanh nghiệp,tuynhiên,mứcđộtácđộngrấtthấp.

Kếtq u ả n g h i ê n c ứ u n ê u t r ê n c ũ n g p h ù h ợ p v ớ i g i ả t h u y ế t n g h i ê n c ứ u v à nhưngtrái ngược vớikết quảcác nghiêncứuthực nghiệm của Fu,Fu vàL i u (2012), Simantinee và Kumar (2015), Vũ Thị Hậu (2017), Lê Thị Mai Chi (2020),Dovàcáctácgiả(2020),Dangvàcáctácgiả(2020),VõMinhLong(2020).

Thực hiệnphương pháp nghiênc ứ u n ê u t ạ i C h ư ơ n g 3 , t á c g i ả t r ì n h b à y k ế t quả nghiên cứu tại Chương 4 của luận văn Khi thực hiện phương pháp phân tíchtương quan, tác giả đã loại trừ biến độc lập QR và ALR để khắc phục hiện tượng đacộng tuyến Mô hình nghiên cứu khi thực hiện phân tích hồi quy gồm 10 biến độclập. Kết quả kiểm định các khuyết tật của mô hình hồi quy tuyến tính cho thấy môhình nghiên cứu không còn hiện tượng đa cộng tuyến và không có hiện tượng tựtương quan Tuy nhiên, mô hình nghiên cứu phát sinh hiện tượng phương sai sai sốthayđổivàhiện tượngnộisinhvớibiếnnộisinhlàDEvàCR.

R và thực hiện kiểm định tính phù hợp và tính vững của mô hình cho thấy phântíchhồi quytheo mô hình SGMM làphù hợp và hiệuq u ả T h e o đ ó , c á c b i ế n đ ộ c lập DE, SDR tác động ngược chiều đến biến phụ thuộc LNFR và các biến độc lậpcòn lại: FAR, CR, ROS, ROA, IT, FAT, TAT, ART tác động cùng chiều đến biếnphụ thuộc LNFR Các hệ số hồi quy theo mô hình SGMM đều có ý nghĩa thống kêvàphùhợpvớigiảthuyếtnghiên cứu.

Gợiýchocácnhà quảntrịdoanh nghiệptạiviệtnam

Qua kết quả nghiên cứu và các kết luận nêu trên, để đảm bảo hạn chế rủi ro tàichínhcủa doanh nghiệp,tác giả đề xuất một vài gợi ý đối với các nhà quảnt r ị doanh nghiệp, trong đó có các nhà quản trị tài chính doanh nghiệp tại Việt Namtrong việcquảntrị rủirotàichínhcủadoanhnghiệpnhưsau:

Ngoài nhân tố cấu trúc vốn thì rủi ro tài chính còn chịu tác động của nhiềunhân tố như: khả năng thanh toán, khả năng sinh lời và hiệu suất hoạt động Vìvậy, các nhà quản trị doanh nghiệp cần vận dụng mô hình phân tích các nhân tố tácđộng đến rủi ro tài chính khi thực hiện các quyết định liên quan đến cấu trúc vốncủa doanh nghiệp Theo đó, nhà quản trị cần xác định giá trị đo lường rủi ro tàichínhmụctiêuvàthựchiệncânđốicácnhântố: khảnăngthanhto án, khảnă ngsinh lờivàhiệusuấthoạtđộngtrướckhiraquyếtđịnh tàitrợcủadoanhnghiệp.

Theo kết quả nghiên cứu nêu trên,m ứ c đ ộ s ử d ụ n g đ ò n b ẩ y t à i c h í n h b ì n h quân các doanh nghiệp thể hiện qua biến DE là tương đối thấp và có tác động cùngchiều với rủi ro tài chính của doanh nghiệp Vì vậy, các nhà quản trị doanh nghiệpcần phải tiếp tục sử dụng đòn bẩy tài chính một cách thận trọng, cân đối giữa lợinhuận và rủi ro để đảm bảo doanh nghiệp hoạt độngan toàn vàhiệu quả.T u y nhiên, việc xác định cấu trúc vốn tối ưu phải được tính toán cụ thể và dựa trên đặcđiểmcủatừngdoanhnghiệp.Doanhnghiệpcóthểduytrìmộtđònbẩytàich ínhcao nếuhiệuquảhoạtđộngcủadoanhnghiệp mìnhđượcđảmbảo.

Mức độ sử dụng nguồn tài trợ ngắn hạn của doanh nghiệp thể hiện qua biếnSDR có tác động cùng chiều và có mức độ tác động lớn nhất trong các biến số tácđộng đến rủi ro tài chính Do đặc tính khác nhau về thời gian hoàn trả và chi phí sửdụng vốn của nguồn tài trợ ngắn hạn và nguồn tài trợ dài hạn, các nhà quản trịdoanhnghiệpcầnphảicânnhắclợiíchvàchiphíkhisửdụngnguồntàitrợ,đ ặ c biệt, cần lưu ý đến nguồn vốn chiếm dụng trong ngắn hạn với chi phí sử dụng thấpđể gia tăng hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Tuy nhiên, khi cân nhắc sử dụngnguồn vốn ngắn hạn hay nguồn vốn dài hạn, các nhà quản trị doanh nghiệp cần đặcbiệt lưu ý đến việc cấu trúc tài sản của doanh nghiệp, đảm bảo nguyên tắc cân bằngtàichính.

Sự kết hợp giữa nguồn tài trợ ngắn hạn và nguồn tài trợ dài hạn trong doanhnghiệp thể hiện qua sự cân đối giữa cấu trúc tài sản và cấu trúc nguồn vốn. Doanhnghiệp có thể sử dụng mức độ đòn bẩy tài chính hay sử dụng các nguồn tài trợ ngắnhạn hay dài hạn khác nhau nhưng phải đảm bảo tình trạng cân bằng tài chính Cácnguồn ngắn hạn và dài hạn phải được tài trợ tương ứng với từng loại tài sản ngắnhạn và dài hạn, trong đó, doanh nghiệp cần tuân thủ nguyên tắc tiên quyết khôngđược sử dụng nguồn vốn ngắn hạn để tài trợ cho tài sản dài hạn, đồng thời, ưu tiênsử dụng nguồn vốn dài hạn tài trợ cho tài sản ngắn hạn Ngoài ra, kết quả nghiêncứu cho thấy mức độ đầu tư tài sản cố định có tác động khá lớn và ngược chiều đếnrủi ro tài chính Doanh nghiệp đầu tư tài sản cố định càng lớn thì rủi ro tài chínhnhỏ Vì vậy, khi xây dựng cấu trúc vốn các nhà quản trị doanh nghiệp cần xem xétđến cácyếutốcấu trúctàisảncủadoanhnghiệp.

Khả năng thanh toán của doanh nghiệp được thể hiện qua nhiều chỉ số tàichính khác nhau Kết quả nghiên cứu nêu trênc h ứ n g m i n h r ằ n g k h ả n ă n g t h a n h toán của doanh nghiệp được đo lường qua biến CR có ảnh hưởng ngược chiều vớirủi ro tài chính Khi khả năng thanh toán của doanh nghiệp không được đảm bảo thìrủi ro tài chính của doanh nghiệp gia tăng Do đó, để hạn chế rủi ro tài chính, doanhnghiệp cải thiện khả năng thanh toán ngắn hạn của doanh nghiệp thông qua việctuân thủ nguyên tắc cân bằng tài chính và gia tăng chất lượng, tính thanh khoản củatàisản vàdòng tiềnhoạtđộngkinh doanhcủadoanhnghiệp.

Khả năng sinh lời của doanh nghiệp trong nghiên cứu này được đo lường bằngcácbiếnROAvàROS,làchỉtiêuđolườnghiệuquảhoạtđộngkinhdoanhvàcó tác động ngược chiều với rủi ro tài chính Do đó, để hạn chế rủi ro tài chính, doanhnghiệp cần gia tăng doanh thu, tiết kiệm chi phí để gia tăng lợi nhuận và góp phầnnâng caohiệuquảkinhdoanhcủadoanhnghiệp.

Kết quả nghiêncứuchothấyhiệusuất hoạt độnghay hiệu suất sử dụngt à i sản, đo lường bằng các chỉ số vòng quay tài sản, có tác động ngược chiều với rủi rotàichính.Dođó,đểhạnchếrủirotàichính,doanhnghiệpcầnthựchiệnđánhgiálại danh mục tài sản, thực hiện thanh lý các tài sản cố định không cần thiết, thoáivốn các khoản mục đầu tư kém hiệu quả và thực hiện quản trị vốn lưu động hiệuquả nhằm gia tăng các vòng quay tài sản, tạo điều kiện gia tăng dòng tiền từ hoạtđộngkinhdoanh.

Dựa trên kết quả nghiên cứu của luận văn, tác giả đề xuất các hướng nghiêncứu tiếp theonhưsau:

Thứ nhat, về phương pháp nghiên cứu, các nghiên cứu sau cần sử dụng cácmô hình khác như mô hình Z-score, mô hình O-score để đo lường rủi ro tài chínhvàphântíchcácnhântốtácđộngđến rủiro tàichínhcủadoanhnghiệp.

Thứ hai, về phạm vi nghiên cứu, các nghiên cứu sau cần mở rộng dữ liệunghiên cứu theo không gian như thu thập dữ liệu nghiên cứu từ các doanh nghiệpđang niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội và Sàn giao dịch UPCOM và thời gian như gia tăng khoản thời gian thu thập dữ liệu thu thập. Ngoài ra, cácnghiên cứu sau nên thu hep phạm vi nghiên cứu theo từng loại hình doanh nghiệpnhư doanh nghiệp vừa và nhỏ, doanh nghiệp lớn… hoặc theo từng ngành nghề khácnhautrongnềnkinhtế.

Thứ ba, về mô hình nghiên cứu, kết quả nghiên cứu này xác định có hiệntượng nội sinh và khả năng bỏ sót biến độc lập hoặc bỏ sót nhân tố tác động đến rủiro tài chính Vì vậy, các nghiên cứu sau cần chứng minh cơ sở lý thuyết và bổ sungbiếnđộclậpvànhân tố tácđộngđến rủiro tàichính trongmôhình nghiêncứu.

1 Đinh Đức Minh (2019),Nghiên cứu cách tiếp cận kế toán và cách tiếp cận thịtrường trong dự báo vỡ nợ của doanh nghiệp Việt Nam,Luận án tiến sĩ, Trường đạihọcKinhTếQuốcDân,HàNội.

2 Đinh Phi Hổ, Võ Văn Nhị, Trần Phước (2018).Nghiên cứu định lượng trong kếtoán - kiểm toán,NhàxuấtbảnTàichính,TP.HồChíMinh.

3 Đoàn Khánh Hưng, TrầnThị Thu Hiền(2019), “Tácđộngcủa cấut r ú c t à i chính đến rủi ro tài chính của các doanh nghiệp dịch vụ du lịch niêm yết tại ViệtNam”,Tạp chí Khoa học Đại họcuế: Kinh tế và Phát triển,ISSN: 2588- 1205,Vol.128,No.5A,pp.93-104.

4 Hoàng Trọng, Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008).Phân tích dữ liệu nghiên cứuvớiSPSS,NhàxuấtbảnHồngĐức,TP.HồChíMinh.

5 Hoàng Tùng (2011), “Phân tích rủi ro tín dụng doanh nghiệp bằng mô hìnhLogistic”,Tạp chí Khoa học và Công nghệ,ISSN: 1859-1531, Vol 2, No 43, pp.193-199.

6 HuỳnhThị Thanh Trúc(2019),Quảntrị rủi rotàichínhtrongc á c d o a n h nghiệp Việt Nam,truy cập tại ,

Luận án Tiếnsĩ,TrườngĐạihọcNgân hàngTP.Hồ ChíMinh,ViệtNam.

8 LêNguyễnSơnVũ(2013),QuyếtđịnhđầutưvàrủirophásảncủacácCôngty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam,Luận văn Thạc sĩ, Trường ĐạihọcKinhtếTP Hồ

Phântíchtàichính doanhnghiệp,NhàxuấtbảnLao động,TP.HồChíMinh.

10 Ngô Thế Chi, Nguyễn Trọng Cơ (2008).Giáo trình phân tích tài chính doanhnghiệp,NhàxuấtbảnTàichính,HàNội.

11 Nguyễn Thị Mai Chi (2020),Phân tích rủi ro tài chính tại các doanh nghiệpviễn thông niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam,Luận án tiến sĩ,

12 Nguyễn Thị Tuyết Lan (2019), “Các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro phá sản củacác doanh nghiệp niêm yết ngành Xây dựng tại Việt Nam”,Tạp chí Khoa học

&Đào tạo Ngânhàng,ISSN:1859-011X,Vol.205,No.1,pp.31-40.

13 Nguyễn Việt Dũng (2018), “Tác động của cấu trúc vốn đến rủi ro tài chính củadoanh nghiệp xi măng niêm yết tại Việt Nam”,Tạp chí Kinh tế và Quản trị

Kinhdoanh,ISSN:2525-2569,Vol.5,No.1,pp.82-87.

14 Trần Ngọc Thơ, Nguyễn Thị Ngọc Trang, Phan Thị Bích Nguyệt, Nguyễn ThịLiên Hoa, Nguyễn Thị Uyên Uyên (2005).Tài chính doanh nghiệp hiện đại,NhàxuấtbảnThốngkê,TP HồChíMinh.

15 Trịnh Thị Phan Lan (2013), “Doanh nghiệp xây dựng - bất động sản: Rủi ro từđòn bẩy tài chính”,Tạp chí Khoa học Đại học Quc giaà Nội: Kinh tế và

Kinhdoanh,ISSN:2615-9287,Vol.29,No.3,pp.68-74.

16 VõM i n h L o n g ( 2 0 2 0 ) , “ M ộ t s ố n h â n t ố ả n h h ư ở n g đ ế n r ủ i r o t à i c h í n h - Nghiên cứu doanh nghiệp bất động sản niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoánThànhphốH ồ C h í M i n h ( H S X ) ” , T ạ p c h í K h o a h ọ c Đ ạ i h ọ c ở T h à n h p h ChíMinh,ISSN:2734-9306,Vol.15,No.3,pp.77-88.

17 Vũ Thị Hậu (2013),Nghiên cứu rủi ro tài chính tại các doanh nghiệp côngnghiệp ViệtNam,Luậnán tiến sĩ,TrườngĐạihọcBáchKhoaHàNội,ViệtNam.

18 VũThịHậu(2017),“Phântíchcácyếutốảnhhưởngđếnrủirotàichínhcủacác Công ty niêm yết ngành bất động sản tại sở giao dịch chứng khoán Thành phốHồ Chí Minh”,Tạp chí Kinh tế và

Phát triển,ISSN: 1859-0012, Vol 240, No 1,pp.86-93.

1 Altman, E.I (1968), “Financial ratios, discriminant analysis and the predictionof corporate bankruptcy”,J o u r n a l o f F i n a n c e , ISSN: 0022-

2 Arellano, M., Bond, S (1991), “Some Tests of Specification for Panel Data:Monte Carlo Evidence and an Application toEmployment Equations”,The

ReviewofEconomicStudies,ISSN:0034-6527,Vol.58,No.2,pp.277-297.

3 Bathory, A (1984).Predicting Corporate Collapse: Credit Analysis in theDetermination and Forecasting of Insolvent Companies,Financial Times

4 Bhunia, A., Mukhuti, S (2012), “Financial Risk Measurement of Small andMedium- sizedCompaniesListedinBombayStockExchange”,InternationalJournalo f A d v a n c e s i n M a n a g e m e n t a n d E c o n o m i c s , I S S N :2 2 7 8 -

5 Blundell, R., Bond, S (1998), “Initial conditions and moment restrictions indynamic panel data models”,Journal of Econometrics,ISSN: 0304-4076, Vol. 87,No.1,pp.115-143.

6 Brealey,R.A.,Myers,S.C.,Allen,F.(2014).PrinciplesofCorporateFinance, McGraw-Hill/Irwin,USA.

7 Brigham,E.F.,Houston,J.F.(2009).FundamentalsofFinancialManagement, South-WesternCengageLearning,USA.

8 Dang,H.T.,Phan,D.T.,Nguyen,H.T.,Hoang,L.H.T.(2020),“FactorsAffecting Financial Risk: Evidence from Listed Enterprises in Vietnam”,J o u r n a l ofAsianFinance,EconomicsandBusiness,ISSN:2288-

9 Defang, C., Muli, Z (2005), “An Empirical Analysis of Factor InfluencingFinancial Risk of Listed Companies in China”,echno economics

10 Do, T.V.T., Nguyen, T.H., Phan, T.D., Dang, T.H (2020), “Identifying factorsinfluencing on financial risk of construction firms: Evidence from Vietnam stockmarket”,Management Science Letters,ISSN: 1923-9335, Vol 10, No 2020, pp.2411–2418.

12 Fu, G., Fu, W., Liu, D (2012), “Empirical study on financial risk factors:Capital structure, operation ability, profitability, and solvency- Evidence fromlisted companies in China”,E3 Journal of Business Management and

Economics,ISSN:2141-7482,Vol.3,No.5,pp.173-178.

13 Goela,U.,Chadhaa,S.,Sharmaa,A.K.(2015),“Operatingliquidityandfinancial leverage: Evidences from Indian machinery industry”,Procedia - Socialand BehavioralSciences,ISSN:1877-0428,Vol.189,No.1,pp.344-350.

16 Gunarathna, V (2016), “How does Financial Leverage Affect Financial Risk?

An Empirical Study in Sri Lanka”,Amity Journal of Finance,ISSN: 2455- 9741,Vol.1,No.1,pp.57-66.

17 Hitchner,J.R (2011).Financial Valuation:Applicationsand Models,JohnWiley

18 Ijaz,M.S.,Hunjra,A.I.,Hameed,Z.,Maqbool,A.,Rauf-i-

(2011).FinancialRiskManagement:Models,History,andInstitutions,Wiley,Canada.

21 Modigliani, F., Miller, M.H (1958), “The Cost of Capital, Corporation Financeand the Theory of Investment”,The American Economic Review,ISSN: 0002- 8282,Vol.48,No.3,pp.261-297.

22 Myers,S.C.,Majluf,N.S.(1984),“CorporateFinancingandInvestmentDecisions When Firms Have Information That Investors Do Not Have”,Journal ofFinancialEconomics,ISSN:0304-405X,Vol.13,No.2,pp.187-221

23 Nguyen, T., Nguyen, H.-C (2015), “Capital Structure and Firms’ Performance:Evidence from Vietnam’s Stock Exchange”,International Journal of Economicsand

Finance,ISSN:1916-971X,Vol.7,No.12,pp.1-10.

Accounting Research,ISSN: 1475-679X, Vol 18, No 1.(Spring,1980),pp.109-131.

( 2 0 1 5 ) ,D e t e r m i n a n t s o f F i n a n c i a l R i s k o f L i s t e d C o m p a n i e s o n the Nairobi Securities Exchange in Kenya,P h D t h e s i s , J o m o K e n y a t t a

26 Pourali,M.R.,Samadi,M.,Karkani,E (2013),“Thestudy of relationshipbetween capital intensity and financial leverage with degree of financial distress incompanies listed in Tehran Stock Exchange”,International Research Journal ofAppliedand BasicSciences,ISSN:2251-838X,Vol.4,No.12,pp.3830-3839.

27 Salman, A (2019), “Effect of Capital Structure on Corporate Liquidity andGrowth:EvidencefromTobaccoIndustryinPakistan”,AcademyofStrategicManag ementJournal,ISSN:1544-1458,Vol.18,No.2,pp.1-20.

28 Šarlija, N., Harc, M (2012), “The impact of liquidity on the capital structure: acase study of Croatian firms”,Business Systems Research,ISSN: 1847-8344, Vol.3,No.1,pp.30-36.

29 Simantinee, S., Kumar, T.V.V.P (2015), “Factors Influencing Financial Risk -

A Case Study of NSE NIFTY Companies”,International Journal in

ManagementandSocialScience,ISSN:2321-1784,Vol.3,No.8,pp.132-137.

Number ofobs = 1704 F(10, 1693) = 1407.09 Prob> F = 0.0000 R-squared = 0.8926 AdjR-squared = 0.8920 RootMSE = 14793

PHỤLỤC PHỤLỤC 1: KẾTQUẢKIỂM ĐỊNH KHUYẾTTẬTMÔ HÌNH Phụlục1.1:Kếtquảphântíchhồiquytheophươngpháphồiquytuyếntính

LNFR Coef Std.Err t P>|t| [95%Conf Interval]

IT 4.13e-07 3.02e-07 1.37 0.171 -1.79e-07 1.00e-06 FAT 0051053 0007154 7.14 0.000 0037022 0065084 TAT -.0044129 0060075 -0.73 0.463 -.0161959 0073701 ART 0001825 0002518 0.73 0.469 -.0003113 0006764 _cons 1.042127 016829 61.92 0.000 1.00912 1.075135

Number ofobs = 1348 F(10, 1337) = 2234.51 Prob> F = 0.0000 R-squared = 0.9444 AdjR - s q u a r e d

Phụ lục1.5: Kết quảkiểmđịnhDurbin-Wu -Hausman

Phụ lục1.5.1: Kết quảkiểmđịnhDurbin -Wu -HausmanđốivớibiếnDE

ivregLNFR(DE=l.DE)SDR FARCRROSROAITFATTATART

IT -4.15e-08 2.16e-07 -0.19 0.848 -4.65e-07 3.82e-07 FAT 0049744 0007045 7.06 0.000 0035924 0063565 TAT -.0034835 0052776 -0.66 0.509 -.0138369 0068698 ART 0001118 0002003 0.56 0.577 -.0002811 0005047 _cons 7511728 0167595 44.82 0.000 7182949 7840506

Wu-HausmanF t e s t : 11.42669 F(1,1336) P-value = 0.00074Durbin-Wu-Hausmanc h i - s q t e s t : 11.43155 Chi-sq(1) P-value = 0.00072

Phụlục1.5.2: Kết quả kiểmđịnhDurbin -Wu-Hausmanđốivớibiến SDR

Prob>F = 0.0000 R-squared = 1.0000 AdjR-squared = 1.0000 RootMSE = 9.3e-15

IT 2.46e-20 1.91e-20 1.29 0.197 -1.28e-20 6.20e-20 FAT -2.10e-16 5.66e-17 -3.72 0.000 -3.21e-16 -9.94e-17 TAT -2.76e-15 4.45e-16 -6.21 0.000 -3.64e-15 -1.89e-15 ART 3.47e-17 1.77e-17 1.96 0.050 9.34e-21 6.94e-17 _cons -7.33e-14 3.91e-15 -18.76 0.000 -8.09e-14 -6.56e-14

Wu-HausmanFtest: -1.11e+03 F(1,1335) P-value = 1.00000 Durbin-Wu-Hausmanchi-sqtest: -6.73e+03 Chi-sq(1) P-value = 1.00000

Number ofob s = 1348 F(10 , 1337) = 2283.16 Prob> F = 0.0000 R-squared = 0.9449 AdjR - s q u a r e d = 0.9445 RootM S E = 10496

Phụlục1.5.3: Kết quả kiểmđịnhDurbin -Wu -Hausmanđốivớibiến FAR

IT -3.01e-08 2.15e-07 -0.14 0.889 -4.52e-07 3.92e-07 FAT 0061011 0006249 9.76 0.000 0048752 007327 TAT -.0100341 0048848 -2.05 0.040 -.0196168 -.0004515 ART 000165 0001991 0.83 0.407 -.0002256 0005555 _cons 7411076 0184943 40.07 0.000 7048266 7773885

Instruments: DESDRC RROSR OA ITFA TTATA RT L.FAR

Wu-HausmanF t e s t : 0.10197F ( 1 , 1 3 3 6 ) P- value= 0 7 4 9 5 3 Durbin-Wu-Hausmanc h i - s q t e s t : 0.10288C h i - s q ( 1 ) P-value= 0 7 4 8 4 0

Number ofob s = 1348 F(10 , 1337) = 1727.07 Prob> F = 0.0000 R-squared = 0.9312 AdjR - s q u a r e d = 0.9307 RootM S E = 11726

Phụ lục1.5.4:Kết quả kiểmđịnhDurbin -Wu -HausmanđốivớibiếnCR

DE -.0510026 0024502 -20.82 0.000 -.0558093 -.046196 SDR -1.443218 0352621 -40.93 0.000 -1.512393 -1.374043 FAR 209183 0223386 9.36 0.000 1653604 2530056 ROS 0121636 0103906 1.17 0.242 -.00822 0325472 ROA 6869678 0483233 14.22 0.000 5921701 7817655

IT 1.50e-07 2.41e-07 0.63 0.532 -3.21e-07 6.22e-07 FAT 0062115 0006807 9.13 0.000 0048762 0075468 TAT -.0093138 0054363 -1.71 0.087 -.0199784 0013509 ART 0001503 0002222 0.68 0.499 -.0002856 0005861 _cons 9009706 0233967 38.51 0.000 8550723 9468688

Instruments: DESDRF AR ROSRO AITF AT TATAR TL.CR

Wu-HausmanF t e s t : 170.71667 F(1,1336) P-value = 0.00000Durbin-Wu-Hausmanc h i - s q t e s t : 152.73347 Chi-sq(1) P-value = 0.00000

Number ofobs = 1348 F(10, 1337) = 2269.67 Prob> F = 0.0000 R-squared = 0.9443 Adj R-squared = 0.9439 Root MSE = 1055

Phụ lục1.5.5: Kết quả kiểmđịnhDurbin -Wu -HausmanđốivớibiếnROS

ivreg LNFRDESDRFAR CR(ROS=l.ROS) ROAIT FATTATART

LNFR Coef Std Err t P>|t| [95%Conf Interval]

IT -1.31e-08 2.17e-07 -0.06 0.952 -4.39e-07 4.13e-07 FAT 0061771 0006146 10.05 0.000 0049715 0073827 TAT -.0128078 0065151 -1.97 0.050 -.0255888 -.0000268 ART 0001551 0002002 0.77 0.439 -.0002377 0005479 _cons 7432289 018216 40.80 0.000 7074939 7789639

Instruments: DE SDR FARCR ROA ITFAT TATARTL.ROS

0.53846Durbin-Wu-Hausmanchi-sqtest: 0.38189Chi-sq(1) P-value=0.53659

Number ofobs = 1348 F(10, 1337) = 2278.08 Prob> F = 0.0000 R-squared = 0.9449 AdjR - s q u a r e d = 0.9445 RootM S E = 105

Phụ lục1.5.6: Kết quả kiểmđịnhDurbin -Wu-HausmanđốivớibiếnROA

ivregLNFRD ES DR FARCR ROS(R OA =l R OA ) ITFATT AT AR T

IT -2.93e-08 2.15e-07 -0.14 0.892 -4.51e-07 3.92e-07 FAT 0061396 0006095 10.07 0.000 0049438 0073354 TAT -.0091274 0049691 -1.84 0.066 -.0188755 0006207 ART 0001703 0001991 0.86 0.392 -.0002203 0005609 _cons 7438954 0171147 43.47 0.000 7103208 7774699

Phụ lục1.5.7: Kết quảkiểmđịnhDurbin -Wu-HausmanđốivớibiếnIT

ivregLNFRDE SDR FARCRROSROA (IT=l.IT) FATTATART

Instruments: DESDRFARCR ROSROAFATTAT ARTL.IT

Wu-HausmanFtest: 0.00757 F(1,1336) P-value = 0.93066Durbin-Wu-Hausmanchi-sq test: 0.00764 Chi-sq(1) P-value = 0.93034

Phụ lục1.5.8: Kết quả kiểmđịnhDurbin -Wu -Hausmanđốivớibiến FAT

ivregLNFRDESDRFARCRROSROA IT(FAT=l.FAT)TATART

0.10875Durbin-Wu-Hausmanchi-sqtest: 2.59390C h i - s q ( 1 ) P- value=0.10728

Number ofobs = 1348 F(10, 1337) = 2293.14 Prob> F = 0.0000 R-squared = 0.9449 AdjR - s q u a r e d = 0.9445 RootM S E = 10496

Phụ lục1.5.9: Kết quả kiểmđịnhDurbin -Wu -Hausmanđốivớibiến TAT

ivregL NF RD ES D R FA RCRR OS RO AI T F AT (TAT=l.TAT) A R T

Phụ lục1.5.10:Kếtquả kiểmđịnhDurbin- Wu- Hausman đốivớibiến ART

Wu-HausmanFtest: 0.39527F ( 1 , 1 3 3 6 ) P- value= 0.52965Durbin-Wu-Hausmanchi-sqtest: 0.39871C h i - s q ( 1 ) P-value= 0.52776

PHỤLỤC 2:KẾTQUẢPHÂN TÍCH HỒIQUYTHEOMÔHÌNH SGMM

xtabond2 LNFR DE SDR FAR CR ROS ROA IT FAT TAT ART, gmm(DE CR) iv(SDR FA_TC TD_TCQRALRL.ROAL.ROSFATITTATARTNWC_TACA_TA)twostep

Favoringspeedoverspace.Toswitch,typeorclickonmata: matasetmatafavorspace, perm Warning:Two- stepestimatedcovariancematrixofmomentsissingular.

Usingageneralizedinversetocalculateoptimalweightingmatrixfortwo-stepestimation.Difference- in-Sarganstatisticsmaybenegative.

LNFR Coef Std.Err z P>|z| [95%Conf Interval]

D.(SDRFA_TCTD_TCQRALRL.ROAL.ROSFATITTATARTNWC_TACA_TA)

SDRFA_TCTD_TCQRALRL.ROAL.ROSFATITTATARTNWC_TACA_TA

GMM-type(missing=0,separateinstrumentsforeachperiodunlesscollapsed)D.(DECR)

Arellano-BondtestforAR(1)infirstdifferences:z=-1.94Pr>z=0.052Arellano-

Sargantestofoverid.restrictions:chi2(29) = 339.79Prob > chi2

Hansentestofoverid.restrictions:chi2(29) 8.95Prob > chi2

=0.319Difference(nullH=exogenous):chi2(8) =1 5 4 7 P r o b > chi2

=0.011Difference(nullH=exogenous):chi2(26) =2 7 7 5 P r o b > c h i 2 =0 3 7 1 iv(SDRFA_TCTD_TCQRALRL.ROAL.ROSFATITTATARTNWC_TACA_TA)

Định dạng
Số trang	102
Dung lượng	289,24 KB