CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN KỲ HẠN NỢ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

Mã số: 476 Ngày nhận: 10/1/2018 Ngày gửi phản biện lần 1: /2017 Ngày gửi phản biện lần 2: Ngày hoàn thành biên tập: 26/2/2018 Ngày duyệt đăng: 27/2/2018 CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN KỲ HẠN NỢ CỦA CÁC CƠNG TY NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHỐN VIỆT NAM Ngơ Văn Tồn1 Tóm tắt Các cơng ty có quan điểm khác cấu trúc kỳ hạn nợ ảnh hưởng hoạt động doanh nghiệp, cơng ty phải đối mặt với tình trạng khó xử việc lựa chọn nợ ngắn hạn nợ dài hạn Đặc biệt, nghiên cứu chủ yếu nghiên cứu cấu trúc vốn, nghiên cưu kỳ hạn nợ chưa nhiều Kỳ hạn nợ nội dung có tầm cấu trúc nợ Thông qua mẫu điều tra 328 công ty Việt Nam giai đoạn 2009-2016, để điều tra yếu tố ảnh hướng đến cấu trúc kỳ hạn nợ Các đánh giá cho thấy tầm quan trọng chi phí đại diện, phát tín hiệu lý thuyết thuế kỳ hạn nợ lựa chọn Thêm vào đó, kỳ hạn nợ bị tác động tăng trưởng GDP Từ khóa: kỳ hạn nợ, cấu trúc vốn, Việt Nam Abstract Firms have different views about the term structure of corporate debt maturity and effects on firms' performance, they face the dilemma of choosing between short-term debt or long-term debt In particular, the current study is mainly research on capital structure, studies on debt maturity are not much The term debt maturity is one of the most contentious aspects of debt structure A sample of 328 Vietnamese companies during 2009-2016 was surveyed to investigate factors affecting the structure of the debt maturity term Our evaluations demonstrate the importance of agency costs, signaling and taxes theory for the debt term of choice In addition, the debt maturity structure term is affected by GDP growth Keywords: debt maturity, capital structure, Vietnam Trường Đại học Tài – Marketing, Email: ngovantoan2425@gmail.com 1 Giới thiệu So với kinh tế phát triển điều kiện kinh tế Việt Nam, kinh tế chuyển đổi, chưa phát triển Thị trường tài chưa phát triển đầy đủ, nhiều hạn chế, từ vấn đề cấu trúc kỳ hạn nợ công ty niêm yết Việt Nam trở nên phức tạp Đặc biệt sau ảnh hưởng từ điều kiện kinh tế, đặc điểm cấu trúc kỳ hạn nợ công ty niêm yết Việt Nam gì? Những yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc kỳ hạn nợ? Các lý thuyết kỳ hạn giải thích vấn đề kỳ hạn nợ Việt Nam? Chính thị trường nợ Việt Nam mẻ nên nghiên cứu lựa chọn cấu trúc kỳ hạn nợ nhiều hạn chế Do nghiên cứu ảnh hưởng yếu tố đến kỳ hạn nợ cơng ty niêm yết thị trường chứng khốn Việt Nam Nghiên cứu tập trung vào yếu tố ảnh hưởng đến kỳ hạn nợ công ty niêm yết Việt Nam, mặt lý thuyết phân tích tác động yếu tố kinh tế vĩ mô yếu tố bên công ty kỳ hạn nợ Hơn nữa, sử dụng liệu 328 công ty giai đoạn 2009-2016, nghiên cứu xem xét yếu tố tác động đến kỳ hạn nợ Việt Nam Cơ sở lý thuyết khảo lược cơng trình nghiên cứu thực nghiệm liên quan 2.1 Cở sở lý thuyết khung phân tích Lý thuyết cấu trúc kỳ hạn nợ chủ yếu tập trung vào lý thuyết đánh đổi (Miller, 1977; Myers, 2001) lý thuyết trật tự phân hạng hay lý thuyết tăng vốn (Myers, 1984; Myers & Majluf, 1984) Lý thuyết đánh đổi cho rằng, thay huy động thêm vốn cổ phần, tài trợ nợ làm tăng giá trị thị trường doanh nghiệp lợi ích chắn thuế Tuy nhiên, mức nợ gia tăng làm tăng chi phí tài (Philosophov & Philosophov 2005; Bany-Ariffin, Nor & McGowan, 2010), tăng mâu thuẫn đại diện công ty (Jensen & Meckling, 1976; Frankfurter & Philippatos, 1992) Lý thuyết trật tự phân hạng cho nhà quản trị tài có thơng tin mà nhà đầu tư khơng có Do đó, doanh nghiệp có xu hướng thích tài trợ từ bên hơn, khơng bị bất đối xứng thơng tin, thay tài trợ từ bên Nếu cần tài trợ bên ngoài, công ty phát hành trái phiếu lần đầu Họ nhấn mạnh cấu trúc vốn mục tiêu cụ thể không tồn Trong 30 năm qua, nghiên cứu giá trị (validity) hai lý thuyết khơng trí thời điểm (Hovakimian, Hovakimian & Tehranian, 2004; Huang & Song, 2006; Kayo & Kimura, 2011; Gaud, Hoesli, & Bender, 2007; Frank & Goyal, 2004; Leary, 2009) Theo nghiên cứu có, lý thuyết cấu trúc kỳ hạn nợ chia thành ba loại: chi phí đại diện (Jensen, 1986), lý thuyết ủng hộ giới hạn (deadline supporting theory ) (Hart & Moore, 1994), lý thuyết bất cân xứng thông tin (Flannery, 1986; Kale & Noe, 1990; Diamond, 1991) Lý thuyết chi phí đại diện cho các khoản nợ hữu (liabilities operations) doanh nghiệp đại gây mâu thuẫn chủ nợ (creditors) cổ đông (shareholders), xung đột dẫn đến chi phí đại diện nợ xuất Các quan điểm lý thuyết chi phí đại diện là: Thứ nhất, khoản nợ ngắn hạn giúp công ty tránh vấn đề đầu tư nhiều giải vấn đề đầu tư không đầy đủ; Thứ hai, kỳ hạn nợ tăng lên với gia tăng quy mơ cơng ty Các quan điểm lý thuyết ủng hộ giới hạn là: kỳ hạn nợ phải tương ứng với kỳ hạn tài sản công ty kỳ hạn nợ có mối quan hệ ngược với tỷ lệ khấu hao tài sản Quan điểm lý thuyết bất cân xứng thông tin tin rằng, rủi ro người vay có tương quan thuận với kỳ hạn nợ cơng ty thường thích phát hành khoản nợ ngắn hạn Thực tế, giới đặc biệt nước phát triển vấn đề lựa chọn cấu trúc kỳ hạn nợ tối ưu nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc kỳ hạn nợ đề tài phổ biến điển nghiên cứu Barclay & Smith (1995) nghiên cứu ảnh hưởng chi phí đại diện, bất cân xứng thông tin, thuế đến cấu trúc kỳ hạn nợ hay nghiên cứu Stephan, Talavera & Tsapin (2011) kiểm định tác động nhân tố tới lựa chọn kỳ hạn nợ thị trường tài nổi, tiêu biểu Ukraine Bên cạnh Cai, Fairchild & Guney (2008) có nghiên cứu cấu trúc kỳ hạn nợ thị trường Trung Quốc Schiantarelli & Sembenelli (1997) kết luận lợi nhuận cơng ty đo lợi nhuận dòng tiền vốn đặc trưng cấu trúc kỳ hạn nợ dài Tuy nhiên, dự đoán liên quan tích cực chất lượng cơng ty số lượng nợ ngắn hạn tạo (Kale & Noe, 1990) Stephan, Talavera & Tsapin (2011) nêu số quốc gia, cơng ty có số hạn chế để lựa chọn cấu trúc kỳ hạn nợ Bởi hạn chế lợi nhuận thấp khả tiếp cận thị trường, công ty nước phát triển sử dụng kỳ hạn nợ dài so với đối tác họ nước phát triển (Caprio & Demirgü-Kunt, 1998) Nghiên cứu trường hợp kinh tế phát triển, nghiên cứu trước cấu trúc kỳ hạn nợ không tốt khu vực kinh tế tư nhân gây hậu cho ổn định tài vĩ mơ kinh tế phát triển (Schmukler & Vesperoni, 2006) 2.2 Các nghiên cứu trước thực nghiệm liên quan Kỳ hạn nợ khía cạnh quan trọng tối đa hóa giá trị công ty, lý thuyết cấu trúc nợ kỳ hạn hình thành khoảng năm 1980 đến 1990 chẳng hạn như: Brick & Ravid, 1985; Flannery, 1986; Kale & Noe 1990 Các lý thuyết giải thích cấu trúc kỳ hạn nợ liên quan đến phát tín hiệu (Flannery, 1986; Kale & Noe, 1990) công ty xếp hạng tín dụng cao chọn nợ ngắn hạn họ tận dụng lợi từ nguồn tin tức tương lai (Diamond, 1991) Phát hành nợ ngắn hạn tín hiệu tích cực cho biết rủi ro tín dụng thấp, cơng ty đảm bảo bảng xếp hạng tín nhiệm Lý thuyết liên quan đến vấn đề đại diện nhấn mạnh vai trò nợ việc giảm chi phí đại diện cổ đông người quản lý doanh nghiệp (Bolton & Scharfstein, 1996; Jensen, 1986) Myers (1977) lập luận hội đầu tư tương lai công ty tương tự tùy chọn mức tăng trưởng Theo đó, giá trị cơng ty phụ thuộc vào việc nhà quản lý công ty tối ưu thực tùy chọn Nếu công ty tài trợ hoàn toàn vốn cổ phần, nhà quản lý (đại diện cho cổ đông) tối ưu thực tất tùy chọn để gia tăng tốc độ tăng trưởng lợi nhuận Tuy nhiên với nợ cấu vốn công ty, nhà quản lý khơng theo đuổi dự án mạo hiểm cơng ty vay nợ để tài trợ cho khoản đầu tư này, việc phải trả lãi định kỳ trả vốn theo định kỳ ngăn, giảm việc đầu tư mạo hiểm Theo lý thuyết phần giải pháp xung đột cổ đông người nắm giữ trái phiếu công ty nên giảm kỳ hạn nợ Song cần phát triển nguồn lực từ bên cơng ty có tình hình ti chớnh phỏt trin nhanh (Demirgỹỗ-Kunt & Maksimovic, 1998) Schiantarelli & Sembenelli (1997) nêu lên mơ hình Myers (1977) số lợi quan trọng nợ ngắn hạn đến hội đầu tư, nhấn mạnh lý thuyết chi phí đại diện Trong mơ hình bất cân xứng thơng tin loại hình vay Diamond (1991) cho cơng ty xếp hạng tín dụng cao chọn nợ ngắn hạn họ tận dụng lợi từ nguồn tin tức tương lai Ngoài báo cáo (Barclay & Smith, 1995; Orman & Köksal, 2017) cấu trúc kỳ hạn nợ thơng qua loại hình cơng ty ngồi đưa lý thuyết chi phí đại diện nghiên cứu thêm lý thuyết thuế Một ưu điểm lớn việc dùng nợ thay cho vốn chủ sở hữu lãi suất mà doanh nghiệp phải trả nợ miễn thuế Trong cổ tức hay hình thức chi trả khác cho chủ sở hữu bị đánh thuế Nếu thay vốn chủ sở hữu nợ giảm thuế doanh nghiệp phải trả, tăng giá trị doanh nghiệp lên Brick & Ravid (1985) cho biết công ty sử dụng nhiều nợ dài hạn cấu trúc kỳ hạn lãi suất có hệ số gốc dương Lý thuyết cho thấy cấu trúc kỳ hạn nợ tối ưu đánh đổi giữ lợi ích từ thuế cho khoản nợ công ty bất lợi chi phí đại diện Bảng Tổng hợp biến cách tính biến mơ hình Biến Debt Maturity Firm Size Growth Asset Maturity Tax Cách đo lường Tỷ số nợ dài hạn tổng nợ công ty Logarit tổng tài sản Tỷ số tốc độ tăng doanh thu tốc độ tăng tài sản Tỷ lệ tài sản cố định hữu hình chi phí khấu hao Tỷ số tổng thuế phải Kỳ vọng Các nghiên cứu thực nghiệm + Stephan, Talavera & Tsapin (2011); Costa, Laureano & Laureano (2014) _ Myers (1977); Stohs & Mauer (1996); Körner (2007) Cai, Fairchild & Guney (2008); Supatkitmongkol (2004); Khurana & Wang (2015) Flannery (1986); Stephan, Talavera & Tsapin + + Turnover Vol*Leverage Curr*Leverage GDP Growth chịu tổng thu nhập chịu thuế Tỷ số doanh thu tổng tài sản (Logarit độ lệch chuẩn thay đổi thu nhập giữ lại nợ ngắn hạn) x (Tỷ số tổng nợ tổng tài sản) (Tỷ số tài sản ngắn hạn công ty nợ ngắn hạn) x (Tỷ số tổng nợ tổng tài sản) Dữ liệu thu thập Workbank (2011); Hajiha & Akhlagi (2012) _ Stephan, Talavera & Tsapin (2011) _ Diamond (1991); Ariff & Rahman (2011); Renato Soares Terra (2011); Costa, Laureano & Laureano (2014); Deesomsak, Paudyal & Pescetto (2009); Stephan, Talavera & Tsapin (2011) + Cook, Fu & Tang (2014); Köksal, Orman & Oduncu (2013); Chipeta & Mbululu (2013); Stephan, Talavera & Tsapin (2011) +/- Cai, Fairchild & Guney (2008) Nguồn: Tác giả tổng hợp Phương pháp liệu nghiên cứu 3.1 Dữ liệu nghiên cứu Mẫu nghiên cứu thu thập dạng bảng, bao gồm 328 công ty cổ phần Việt Nam niêm yết hai Sở giao dịch chứng khoán: Sở Giao Dịch Chứng Khốn Thành phố Hồ Chí Minh (HoSE) Sở Giao Dịch Chứng Khoán Hà Nội (HNX) Việt Nam khoảng thời gian 2009 – 2016 Dữ liệu nghiên cứu thu thập từ báo cáo tài hợp kiểm tốn cơng ty lấy từ website: www.vietstock.vn để thiết lập liệu bảng 3.2 Phương pháp nghiên cứu 3.2.1 Các mơ hình tĩnh Trong mơ hình hồi quy liệu bảng, ba phương trình ước lượng phổ biến là: (1) Mơ hình ước lượng bình phương nhỏ (Pooled OLS); (2) Mơ hình ảnh hưởng cố định (Fixed Effect Model – FEM) Mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (Random Effect Model – REM) Xem xét nhân tố ảnh hưởng đến kỳ hạn nợ xây dựng nghiên cứu này, mơ hình OLS minh họa sau: DMi ,t  0  1SIZEi ,t  2GRWi ,t  3 AM i ,t  4TAX i ,t  5TURi ,t  6VOL  LEVi ,t  7CUR  LEVi ,t  8GrGDPi ,t   i ,t (1) Trong số i đại diện cho doanh nghiệp, số t đại diện cho năm quan sát DMi,t : Kỳ hạn nợ (Tỷ số nợ dài hạn tổng nợ công ty) doanh nghiệp i vào năm t SIZEi ,t , GRWi,t , AMi,t , TAX i ,t , TURi ,t , GrGDPi,t , VOL  LEVi,t , CUR  LEVi,t : Lần lượt đại diện cho quy mô, tốc độ tăng trưởng, kỳ hạn tài sản, thuế,… doanh nghiệp i vào năm t  i ,t : Sai số có phân phối chuẩn, biến thiên theo i t Tuy nhiên mơ hình OLS lại xem xét doanh nghiệp đồng dẫn đến việc khơng phản ánh xác thực trạng riêng biệt doanh nghiệp Như vậy, mơ hình OLS dẫn đến ước lượng bị sai lệch khơng kiểm sốt tác động riêng biệt Mơ hình tác động cố định FEM ảnh hưởng ngẫu nhiên REM kiểm sốt tác động, cụ thể mơ sau: DMi ,t  0  1SIZEi ,t  2GRWi ,t  3 AM i ,t  4TAX i ,t  5TURi ,t  6VOL  LEVi ,t  7CUR  LEVi ,t  8GrGDPi ,t  i ,t (2) Trong i,t  i  i,t , với  i đại diện cho tác động riêng biệt không đổi theo thời gian không quan sát thực thể doanh nghiệp i Như điểm khác biệt OLS hai mơ hình FEM & REM tồn sai số  i Đồng thời, khác FEM REM nằm số  i hai thừa nhận tồn hợp lí  i tác động riêng biệt có tương quan với biến độc lập phương pháp phù hợp FEM, ngược lại  i khơng có tương quan với biến độc lập i (0, ) mơ hình REM phù hợp Tuy nhiên ba mơ hình gặp phải hạn chế yếu tố ảnh hưởng biến nội sinh tiềm ẩn hai yếu tố biến tác động đồng thời bỏ sót biến (Getzmann, Lang & Spremann 2010) Getzmann & cộng (2010) đưa lí chủ đạo gây nên nội sinh tiềm ẩn mơ hình nhân tố ảnh hưởng kỳ hạn nợ tác động đồng thời (Simultaneity) bỏ sót biến (Omitted Variables) Tác động đồng thời cho thấy quan hệ nhân mơ hình (1) xảy theo hai chiều, tức kỳ hạn nợ tác động ngược chiều lại đến nhân tố thuộc doanh nghiệp, hồi quy biến bị tương quan với sai số ngẫu nhiên dẫn đến tượng nội sinh Vấn đề bỏ sót biến rõ ràng hai mơ hình (1) (2) khơng xét đến nhóm nhân tố bên ngồi, nhóm nhân tố giả định nằm sai số ngẫu nhiên khơng tương quan với biến giải thích Tuy nhiên, giả định không phù hợp thực tế cú sốc ngẫu nhiên bên ngồi doanh nghiệp ảnh hưởng đến biến phụ thuộc khả ảnh hưởng đến biến giải thích (Antoniou, Guney & Paudyal, 2008; Getzmann & cộng sự, 2010) 3.2.2 Kiểm định lựa chọn mơ hình Để kiểm định giả thuyết nghiên cứu sử dụng phương pháp thống kê mô tả, xây dựng ma trận hệ số tương quan, phân tích hồi quy theo mơ hình Pooled OLS, mơ hình cố định FEM, mơ hình tác động ngẫu nhiên REM FGLS Dựa vào kết kiểm định kiểm định Wooldridge, kiểm định White, kiểm định Wald, kiểm định Breusch Pagan Lagrange tác giả kết luận mơ hình xây dựng từ phương pháp Pooled OLS, FEM, REM gặp phải tượng tự tương quan bậc tượng phương sai sai số thay đổi Do đó, mơ hình OLS, FEM, REM khơng phù hợp Để chọn lựa OLS REM, kiểm định LM (Breusch-Pagan Largrange Multiplier) sử dụng, để chọn lựa REM FEM, kiểm định Hausman sử dụng Bên cạnh đó, phương pháp FGLS sử dụng viết FGLS kiểm sốt tượng tự tương quan phương sai thay đổi Phương pháp FGLS ước tính mơ hình theo phương pháp OLS (ngay trường hợp có tồn tượng tự tương quan phương sai thay đổi Các sai số rút từ mô hình dùng để tính ma trận phương sai – hiệp phương sai sai số Cuối cùng, sử dụng ma trận để chuyển đổi biến ban đầu ước tính giá trị tham số cần tìm mơ hình Kết nghiên cứu 4.1 Thống kê mô tả ma trận tương quan Kết thống kê mô tả biến nghiên cứu trình bày bảng bao gồm giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị tối thiểu giá trị tối đa biến số Có thể thấy trung bình nợ dài hạn/Tổng nợ công ty từ năm 2009-2016 19.848%, Trong mẫu nghiên cứu có cơng ty khơng sử dụng nợ dài hạn cấu trúc nợ cụ thể DM biến thiên mạnh từ đến 0.977 Bên cạnh đó, thấy cơng ty niêm yết Việt Nam sử dụng nhiều nợ ngắn hạn để tài trợ sử dụng nợ dài hạn trung bình khoảng 80.125% tổng nợ cơng ty Variable Debtmaturity Curr.*Leverage Vola.*Leverage Tax Turnover Growth Size AssetMaturity Gdpgrowth Obs 2,624 2,624 2,296 2,624 2,624 2,284 2,624 2,621 2,624 Bảng Thống kê mô tả Mean Std Dev 0.19848 0.227503 0.843971 0.59564 -1.88892 1.4378 -0.10903 15.01435 1.230671 1.176156 4.516673 173.507 26.98642 1.53743 45.42702 569.964 5.881875 0.495566 Min Max 0.976646 0.036982 14.00122 -11.1425 0.134617 -757.919 104.9818 0.001044 12.73354 -972.687 8089.358 11.4359 32.61116 0.001148 26379.21 5.247 6.679 Nguồn: Tính tốn tác giả Do thị trường tài Việt Nam chưa phát triển mạnh, nguồn tài trợ công ty bị giới hạn đa số nguồn phụ thuộc chủ yếu vào vay vốn ngân hàng Mặc dù ngân hàng có nhiều loại hình vay từ ngắn hạn đến dài hạn Tuy nhiên khoản vay ngắn hạn ưu tiên điều kiện để thực hiên việc vay vốn nhẹ nhàng so với việc chứng cơng ty có đủ yêu cầu để làm thủ tục vay trung dài hạn Với lợi đất nước q trình phát triển tương lai, công ty Việt Nam năm gần có tốc độ tăng trưởng cao Cụ thể biến Growth có giá trị trung bình 4.5166 với giá trị trung bình biến hiệu suất sử dụng tài sản Turnover 1.23 hai biến cho thấy hội tăng trưởng khả tăng trưởng doanh nghiệp tương đối lớn Quy mơ trung bình tồn mẫu 26.986 có độ lệch chuẩn 1.537 dao động khoảng giá trị từ 11.436 đến giá trị cao 32.611 Biến kết hợp độ biến động với đòn bẩy Vola*Leverage cơng ty có giá trị trung bình (1.88892) Do giai đoạn nghiên cứu từ năm 2008-2015, năm 2008 Việt Nam chịu tác động khủng hoảng kinh tế giới dư âm ảnh hưởng năm 2009 chưa có dấu hiệu phục hồi năm sau Các doanh nghiệp giai đoạn khó khăn thu hẹp hoạt động sản xuất kinh doanh cầu giảm mạnh, đáng nhắc đến doanh nghiệp hoạt động ngành kinh doanh bất động sản, tài chính- ngân hàng… Ngược lại, vào đầu năm 2014 tình hình kinh tế có khởi sắc lại, thị trường hoạt động sôi động nên tạo hội tăng trưởng doanh thu lợi nhuận trước Biến kết hợp khả tốn hành đòn bẩy Curr*Leverage cơng ty đạt trung bình 0.843971 biến động mạnh với độ lệch chuẩn 0.59564, giá trị nhỏ 0.036982 giá trị lớn lên đến 14.00122 Dẫn đến chênh lệch lớn đặc thù ngành kinh doanh khác dẫn chênh lệch mẫu quan sát Hệ số tương quan biến mô tả bảng Kết cho thấy hệ số tương quan biến giải thích khơng cao, tiêu đa phần 0.5 Do tượng đa cộng tuyến (Multicolinearity) có khả xảy thực mơ hình hồi quy Bảng Phân tích tương quan biến DM DM Curr.Lev Vola.Lev Tax Tur Grw Size AM GdpGrw Curr*Lev 0.4096 Vol*Lev -0.1092 -0.0846 Tax 0.0238 0.0103 -0.0161 Tur -0.3488 -0.1202 0.0349 0.0074 Grw -0.0013 0.011 -0.0291 0.0004 -0.0278 Size 0.3602 0.1406 -0.1681 0.0173 -0.2127 0.0234 AM -0.0097 -0.0217 0.0319 0.0012 -0.0232 -0.0001 -0.0129 Gdpgrw 0.0322 0.0136 0.3272 -0.0032 0.0006 -0.0211 0.0404 -0.0119 Nguồn: Tính tốn tác giả Bên cạnh ta thấy Debt Maturity có mối tương quan nghịch chiều với biến Vol*Leverage, Turnover, Growth, AssetMat có tương quan thuận chiều với biến Curr*Leverage, Tax, Size Gdpgrowth Khi phân tích tương quan ta đưa nhìn tổng quát biến độc lập với biến phụ thuộc, nhiên khơng có nghĩa phân tích tương quan đồng nghĩa với việc giả định kỳ vọng dấu Khi xảy tương quan nghịch chiều tức có nghĩa gia tăng biến kỳ hạn nợ giảm ngược lại, cụ thể: Hệ số tương quan Debt maturity biến kết hợp Vol*Leverage (0.1092) cho thấy mối tương quan nghịch chiều có nghĩa gia tăng biến kết hợp kỳ hạn nợ giảm ngược lại; Tương tự, hệ số tương quan Turnover Debt Maturity (0.3488) cho thấy hiệu suất sử dụng tài sản giảm kỳ hạn nợ doanh nghiệp tăng; Hệ số tương quan kỳ hạn tài sản kỳ hạn nợ (0.0097) cho thấy gia tăng kỳ hạn tài sản dần đến việc giảm kỳ hạn nợ; Cuối hệ số tương quan tốc độ phát triển kỳ hạn nợ (0.0013) có nghĩa cơng ty lựa chọn tăng trưởng nhanh phải giảm kỳ hạn nợ Khi xảy tương quan thuận chiều kết có nghĩa gia tăng biến có tương quan thuận kỳ hạn nợ tăng ngược lại Cụ thể: Hệ số tương quan Debt maturity biến kết hợp Curr*Leverage +0.4096 cho thấy hai biến có tương quan chiều nên gia tăng Curr*Lev kỳ hạn nợ gia tăng ngược lại; Hệ số tương quan thuế kỳ hạn nợ có tương quan thuận chiều +0.0238 tức biến thuế gia tăng có xu hướng gia tăng kỳ hạn nợ; Tương tự, quy mô công ty tương quan với kỳ hạn nợ +0.3602 tức quy mô gia tăng cơng ty gia tăng kỳ hạn nợ Cuối hệ số tương quan tốc độ tăng trưởng GDP kỳ hạn nợ có dấu dương +0.0322 tốc độ tăng trưởng GDP tác động chiều lên kỳ hạn nợ 4.2 Kết nghiên cứu Bảng Kết chạy mơ hình hồi quy Mơ hình Curr.*Leverage Vola.*Levarage Tax Turnover Growth Size Assetmat Gdpgrowth Const N R-sq Prob > F Hausman LM Wald Wooldridge Pooled OLS 0.143*** [19.37] -0.006** [-2.11] 0.000 [1.00] -0.050*** [-14.31] -0.000 [-1.07] 0.0365*** [13.85] -0.000 [-0.20] 0.013 [1.64] -0.938*** [-11.37] 2280 0.324 0.000 FEM 0.133*** [23.14] -0.003 [-1.41] 0.000 [0.55] -0.044*** [-7.93] -0.000 [-0.85] 0.0199*** [4.44] -0.000 [-0.69] 0.012*** [2.75] -0.476*** [-3.88] 2280 0.255 0.000 REM 0.135*** [24.10] -0.003* [-1.69] 0.000 [0.62] -0.047*** [-9.99] -0.000 [-0.92] 0.0266*** [7.30] -0.000 [-0.69] 0.012*** [2.70] -0.655*** [-6.48] 2280 0.254 0.000 0.287 0.000 0.000 0.000 FGLS 0.201*** [40.42] 0.003*** [4.15] -0.000 [-0.66] -0.017*** [-27.36] -0.000 [-1.59] 0.0241*** [34.84] 0.000 [0.52] -0.00131 [-0.69] -0.689*** [-33.39] 2280 0.000 t statistics in brackets * p