Đang tải... (xem toàn văn)
PHẦN MỞ ĐẦU 1.TÍNH CẤP THIẾT CỦA ĐỀ TÀI 1.1. Vấn đề nghiên cứu Những quyết định tài chính của doanh nghiệp đều liên quan đến cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ. Cấu trúc vốn là sự kết hợp giữa việc sử dụng nợ và vốn chủ sở hữu theo một tỷ lệ nhất định để tài trợ cho hoạt động sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp (Roos & ctg, 2002). Cấu trúc kỳ hạn nợ là quan hệ giữa kỳ hạn nợ ngắn hạn và kỳ hạn nợ dài hạn, trong đó, kỳ hạn nợ dài hạn là các khoản nợ được xác định thời hạn đáo hạn nợ trên một năm, còn kỳ hạn nợ ngắn hạn là các khoản nợ xác định thời hạn đáo hạn trong vòng 12 tháng (Barclay & Smith, 1995). Do đó, cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ của doanh nghiệp có ảnh hưởng nhất định đến sự phát triển bền vững cũng như hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp (Modigliani & Miller, 1958; Myers & Majluf, 1984). Vì thế, việc doanh nghiệp theo đuổi cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ không phù hợp với đặc thù của lĩnh vực kinh doanh và đặc điểm của từng doanh nghiệp có thể dẫn đến những bất lợi trong dài hạn cho doanh nghiệp. Theo lý thuyết sự phù hợp, sự mất cân đối cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ sẽ làm giảm hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp (Morris, 1976; Stohs &Mauer, 1996). Trong thời gian qua trên thế giới, có rất nhiều trường phái lý thuyết khác nhau đề cập đến cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ của doanh nghiệp. Các trường phái lý thuyết khác nhau xác định cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ của doanh nghiệp cũng khác nhau. Các nghiên cứu thực nghiệm kiểm định về cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ của doanh nghiệp cung cấp bằng chứng khác nhau do có sự khác nhau về không gian, thời gian, đặc điểm ngành nghề và phương pháp nghiên cứu cũng khác nhau. Đối với Việt Nam trong những năm gần đây, các nghiên cứu về cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ của doanh nghiệp cũng được các nhà khoa học quan tâm nghiên cứu nhưng số lượng vẫn còn hạn chế, đặc biệt các nghiên cứu theo dạng kết hợp về cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ của doanh nghiệp đối với đặc thù của một ngành cụ thể, đặc biệt là ngành BĐS – khi mà yếu tố thể chế tác động không nhỏ đến quyết định lựa chọn cấu trúc vốn 2 và cấu trúc kỳ hạn nợ của doanh nghiệp trong ngành BĐS – chưa có nghiên cứu chính thống nào đề cập về vấn đề này kể cả nghiên cứu trong và ngoài nước. Tại Việt Nam, do đặc thù lĩnh vực kinh doanh bất động sản, sản phẩm bất động sản là loại hàng hóa đặc biệt thường có giá trị lớn và vị trí cố định, các hoạt động liên quan đến bất động sản đều bị chi phối bởi hệ thống pháp luật của một quốc gia. Đối với Việt Nam, kể từ năm 1993 khi Luật đất đai chính thức ban hành đánh dấu cho sự ra đời của thị trường bất động sản. Điều này cho thấy ngành BĐS hình thành khá là non trẻ và đã trải qua các giai đoạn phát triển thiếu ổn định, có lúc tăng trưởng “quá nóng” và cũng có khi rơi vào trạng thái “đóng băng”. Ở mỗi giai đoạn phát triển của ngành BĐS, các doanh nghiệp hoạt động trong lĩnh vực kinh doanh BĐS đều gặp nhiều trở ngại và khó khăn nhất định. Do đặc thù của ngành BĐS, các doanh nghiệp hoạt động trong lĩnh vực BĐS cần có nguồn vốn dài hạn để tài trợ cho các dự án BĐS. Tuy nhiên, đa phần các doanh nghiệp BĐS sử dụng nợ vay ngắn hạn để tài trợ, điều này góp phần làm cho doanh nghiệp gặp nhiều rủi ro và trở ngại trong hoạt động kinh doanh và chịu nhiều áp lực về thanh khoản, khốn khó về tài chính. Dưới tác động của các yếu tố khách quan xuất phát từ cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008, bắt đầu từ cuộc khủng hoảng địa ốc tại Mỹ. Hàng loạt các chính sách cho vay nới lỏng - việc cho vay thế chấp mua nhà dưới chuẩn được thực hiện một cách dễ dàng đã tạo nên cơn sốt nhà đất năm 2000, đỉnh điểm vào năm 2006. Sau đó hiện tượng “đóng băng” của thị trường bất động sản Mỹ làm cho giá nhà sụt giảm mạnh đã tác động lớn đến thị trường tài chính, dẫn đến sự sụp đổ của nhiều định chế tài chính có quy mô lớn trên toàn cầu như Fannie Mae và Freddie Mac. Chính từ cuộc khủng hoàng tài chính toàn cầu này đã tác động đến nền kinh tế của các nước phát triển và lan rộng sang các nước đang phát triển như Việt Nam. Tốc độ tăng trưởng kinh tế bình quân của Việt Nam trong giai đoạn 2008-2015 đạt 5,91%, thấp hơn so với giai đoạn 2000-2007 (đạt bình quân 7,5%). Bên cạnh đó, thị trường chứng khoán giảm mạnh thể hiện qua chỉ số VN-Index từ mốc 1.158,9 điểm vào tháng 3/2007 giảm dần chạm đáy ở mốc 234,66 điểm vào tháng 02/2009. Đồng thời, xuất hiện hiện tượng “vỡ bong bóng” của thị trường BĐS Việt Nam vào cuối năm 2008 làm cho hàng loạt BĐS giảm giá trị, các dự án của các doanh nghiệp ĐT XD KD BĐS buộc phải ngừng triển khai hoặc chuyển 3 nhượng. Lúc này, các doanh nghiệp hoạt động ĐT XD KD BĐS không thu hút được nguồn vốn từ thị trường chứng khoán để có thể tiếp tục triển khai các dự án. Mặt khác, lãi suất cho vay của các ngân hàng tăng cao - cao nhất đạt 20,10% vào quý 3/2008. Hàng loạt các doanh nghiệp bất động sản rơi vào trạng thái mất khả năng thanh khoản và hàng hóa dư thừa. Ngoài nguyên nhân khách quan do ảnh hưởng của cuộc suy thoái kinh tế thì nguyên nhân chủ quan từ các doanh nghiệp ĐT XD KD BĐS Việt Nam cũng khá quan trọng. Các doanh nghiệp ĐT XD KD BĐS Việt Nam đa phần là doanh nghiệp có quy mô vốn chưa đáp ứng với tiềm năng, vốn đầu tư thấp, và phụ thuộc quá nhiều vào nguồn vốn vay mà chủ yếu là vốn vay ngắn hạn để đầu tư vào lĩnh vực ưu tiên – các dự án BĐS cần vốn dài hạn đã dẫn đến tình trạng nhiều doanh nghiệp BĐS mất cân đối tài chính, phải đối mặt với lượng tồn kho lớn, chi phí tài chính tăng cao, khả năng sinh lời giảm, khả năng thanh khoản và cạnh tranh thấp. Từ dữ liệu nghiên cứu đã cung cấp bằng chứng cho thấy, đa phần các doanh nghiệp ĐT XD KD BĐS chưa xem xét để lựa chọn cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ dựa trên các lý thuyết về cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ, chủ yếu theo quan điểm chủ quan của doanh nghiệp - có đến 40% doanh nghiệp sử dụng nợ vượt ngưỡng cấu trúc vốn mục tiêu và 74,29% doanh nghiệp sử dụng kỳ hạn nợ dài hạn dưới ngưỡng cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu. Mặt khác, cũng theo số liệu từ báo cáo tài chính của 70 doanh nghiệp ĐT XD KD BĐS niêm yết trên hai sàn chứng khoán HOSE và HNX của Việt Nam cho thấy, quy mô nguồn vốn kinh doanh của các doanh nghiệp này đều tăng từ năm 2008-2017 với tốc độ tăng trung bình là 23,87%, cùng với sự gia tăng nguồn vốn thì nợ phải trả cũng tăng theo trung bình 53,57% tổng nguồn vốn, trong đó sử dụng kỳ hạn nợ ngắn hạn chiếm 60,22% nợ phải trả, điều này cho thấy tiềm ẩn rủi ro tài chính cao. Xét trong ngắn hạn, khả năng thanh khoản của các doanh nghiệp khá tốt, tuy nhiên trong dài hạn sử dụng kỳ hạn nợ ngắn hạn sẽ tiềm ẩn rủi ro mất thanh khoản và có xu hướng giảm với tốc độ giảm bình quân là 15% và có khoảng 44,28% doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu rơi vào trạng thái mất cân đối tài chính trong giai đoạn nghiên cứu. Bên cạnh đó, tốc độ tăng trưởng qua các năm đều giảm mạnh với tỷ lệ giảm là 0,1%, cùng với lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu có xu hướng giảm mạnh với tốc độ giảm bình quân là 1,91%. Chính điều này cho thấy, các doanh nghiệp ĐT XD 4 KD BĐS mất khả năng thanh khoản đối với các khoản nợ vay đến hạn - tỷ lệ nợ xấu cho vay bất động sản của toàn hệ thống ngân hàng có xu hướng tăng với tốc độ tăng bình quân 7,56% trong giai đoạn nghiên cứu. Vì vậy, việc quyết định lựa chọn cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ như thế nào để giúp doanh nghiệp ĐT XD KD BĐS cân đối được mục tiêu tiết kiệm chi phí vốn, tận dụng lợi ích từ đòn bẩy tài chính, cải thiện năng lực tài chính, đảm bảo được khả năng thanh khoản và đạt hiệu quả sinh lời cao khi thị trường bất ổn. Do đó, phạm vi nghiên cứu của luận án tập trung giải quyết các vấn đề sau: (i) các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ của các doanh nghiệp ĐT XD KD BĐS; (ii) tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ của các doanh nghiệp ĐT XD KD BĐS để hướng đến đạt cấu trúc vốn mục tiêu và cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu; (iii) xác định ngưỡng cấu trúc vốn mục tiêu và cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu của các doanh nghiệp ĐT XD KD BĐS; (iv) mối liên hệ tác động qua lại giữa cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ của các doanh nghiệp ĐT XD KD BĐS. Từ đó, luận án đề xuất các hàm ý để các doanh nghiệp ĐT XD KD BĐS lựa chọn cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ của mình hợp lý góp phần nâng cao hiệu quả quản trị tài chính và gia tăng giá trị thị trường. 1.2. Tổng quan các nghiên cứu về cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ của doanh nghiệp Về mặt thực tiễn, trên thế giới và Việt Nam đã có không ít các công trình nghiên cứu được công bố liên quan đến cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ theo nhiều hướng tiếp cận khác nhau nên kết quả thu được cũng có sự khác biệt, cụ thể: (i) Các nghiên cứu về cấu trúc vốn của các doanh nghiệp Các nghiên cứu về cấu trúc vốn tập trung chủ yếu ở các doanh nghiệp có quy mô lớn đã được niêm yết trên sàn chứng khoán ở các nước phát triển như Pháp, Mỹ, Đức, Nhật, Anh, Thụy sĩ như nghiên cứu của Rajan & Zingales (1995), Booth & ctg (2001), Graham & Harvey (2001)... và một số nước thị trường mới nổi như Trung Quốc, Ấn Độ gồm có nghiên cứu của Chen (2003), Deesomsak & ctg (2004), Li (2010), Ramzi & Tarazi (2013). Tại Việt Nam, nghiên cứu các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn có nghiên cứu của Đoàn Ngọc Phi Anh (2010), Dương Thị Hồng Vân (2014), Võ Thị Quý (2014)... Tuy nhiên những công trình nghiên cứu ở nước ngoài tập trung nghiên cứu chủ yếu ở 5 các nước phát triển, các doanh nghiệp có quy mô lớn chỉ tập trung nghiên cứu cấu trúc vốn cho các lĩnh vực hoặc một số lĩnh vực nhất định như ngành công nghiệp, dịch vụ... Còn các công trình nghiên cứu ở Việt Nam tập trung phân tích các ngành công nghiệp, dịch vụ, hoặc tất cả các doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán. Qua thống kê của tác giả có thể thấy, hiện nay có rất ít hoặc chưa có công trình nghiên cứu về cấu trúc vốn của các doanh nghiệp hoạt động trong lĩnh vực bất động sản, đặc biệt tại quốc gia đang phát triển như Việt Nam. (ii)Các nghiên cứu về tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn hướng về ngưỡng cấu trúc vốn mục tiêu Các nghiên cứu tập trung chủ yếu phân tích tác động của các yếu tố vĩ mô đến tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn hướng về ngưỡng cấu trúc vốn mục tiêu tiêu biểu nghiên cứu của Drobert & Wanzenried (2006), Cook & Tang (2010), Mukkherjee & Mahakid (2012), Ahmad & Abdullah (2012). Các nghiên cứu này áp dụng mô hình điều chỉnh từng phần và thực hiện ở các nước phát triển trong các giai đoạn khác nhau, và điều kiện kinh tế vĩ mô của các nước khác nhau. Ở Việt Nam, nghiên cứu của Trần Hùng Sơn (2013), Lê Đạt Chí (2013) chủ yếu nghiên cứu tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn động, còn nghiên cứu của Đặng Thị Thùy Anh và cộng sự (2014) nghiên cứu tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn tĩnh, Phạm Tiến Minh và cộng sự (2015) nghiên cứu so sánh tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn tĩnh và cấu trúc vốn động, Trần Thị Kim Oanh (2018) nghiên cứu tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn động của các doanh nghiệp trong thời kỳ khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008. (iii) Các nghiên cứu về cấu trúc kỳ hạn nợ của các doanh nghiệp Các nghiên cứu về cấu trúc kỳ hạn nợ tập trung vào việc kiểm chứng và giải thích các quyết định lựa chọn cấu trúc kỳ hạn nợ của doanh nghiệp. Nghiên cứu đầu tiên về cấu trúc kỳ hạn nợ từ thập niên 1980 đến giữa những thập niên 1990 gồm có Barnea & ctg (1980), Brick & Ravid (1985), Flannery (1986), Lewis (1990), Barclay & Smith (1990), Diamond (1991), Stohs & Mauer (1996), Ooi (1999). Hầu hết các nghiên cứu này tập trung nghiên cứu cấu trúc kỳ hạn nợ của các doanh nghiệp ở những nước phát triển. Nghiên cứu đầu tiên ủng hộ cho việc sử dụng kỳ hạn nợ ngắn hạn của các doanh nghiệp gồm có nghiên cứu của Flannery (1986), Jayat & Thomas (1990), Ooi (1999), 6 Myers (1997), Barnea & ctg (1980). Nghiên cứu ủng hộ cho việc doanh nghiệp sử dụng kỳ hạn nợ dài hạn gồm có nghiên cứu của Brick & Ravid (1985; 1991), Stohs & Mauer (1996) và gần đây lan rộng sang các nước có nền kinh tế mới nổi như nghiên cứu của Cai & ctg (2008), Deesomsak & ctg (2009), Terra (2011), Stephan & ctg (2011), Lemma &Negash (2012) chủ yếu nghiên cứu cấu trúc kỳ hạn nợ thuộc các ngành công nghiệp, kỹ thuật điện tử… Tuy nhiên các nghiên cứu về kỳ hạn nợ cho các doanh nghiệp thuộc lĩnh vực bất động sản rất ít hoặc chưa có, đặc biệt ở Việt Nam chưa có nghiên cứu nào cho vấn đề này. (iv)Các nghiên cứu về tốc độ điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ hướng về ngưỡng cấu trúc kỳ hạn mục tiêu Các công trình tiêu biểu nghiên cứu về tốc độ điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ hướng về ngưỡng cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu gồm nghiên cứu của Leland (1994), Leland & Toft (1996) và Leland (1998) cho rằng các doanh nghiệp quyết định chọn cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu khi họ chấp nhận mức rủi ro trong một kỳ hạn nợ nhất định. Nghiên cứu của Ozkan (2000), Antoniou & ctg (2006) cho rằng doanh nghiệp có khuynh hướng điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ về mục tiêu khi mà lợi ích và chi phí vượt khỏi ngưỡng tỷ lệ kỳ hạn nợ mục tiêu. Theo lược khảo của tác giả ở Việt Nam các nghiên cứu liên quan đến tốc độ điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ hướng về ngưỡng cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu chỉ mới có nghiên cứu của Nguyễn Thanh Nhã (2018), kết quả nghiên cứu cho rằng các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam tồn tại cấu trúc kỳ hạn nợ động và tốc độ điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ từ 30% đến 40%, đối với các doanh nghiệp khác nhau sẽ có quyết định điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ khác nhau. Về lý thuyết, có lý thuyết hiện đại về cấu trúc vốn được Modigliani & Miller nghiên cứu vào năm 1958, được Jensen & Mecking (1976) bổ sung và phát triển thành lý thuyết chi phí đại diện. Lý thuyết đánh đổi được Kraus & Litzenberger nghiên cứu vào 1973 trên cơ sở lý thuyết hiện đại về cấu trúc vốn của Modigliani & Miller (1958; 1963) giải thích các doanh nghiệp có thể tồn tại cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ tối ưu khi phải xem xét đến yếu tố thời gian và chi phí thực hiện điều chỉnh cấu trúc vốn về ngưỡng mục tiêu. Lý thuyết trật tự phân hạng được Myers & Maijluf phát triển vào năm 1984 7 cho rằng quyết định chọn nguồn tài trợ nào tùy thuộc vào thứ tự ưu tiên các nguồn vốn của doanh nghiệp. Lý thuyết tín hiệu được Flannery nghiên cứu vào năm 1986, được Diamond (1991), Stohs & Mauer (1996) phát triển, cho rằng việc doanh nghiệp tăng mức vay nợ phát ra tín hiệu tốt về triển vọng kinh doanh trong tương lai vì thế các nhà đầu tư sẽ mua vào cổ phiếu và làm cho giá cổ phiếu tăng lên; ngược lại, nếu doanh nghiệp phát hành cổ phiếu thì được xem là tín hiệu không tốt về triển vọng kinh doanh do đó giá cổ phiếu có xu hướng giảm. Lý thuyết sự phù hợp được Morris (1976) nghiên cứu và Myers (1977) tiếp tục nghiên cứu và phát triển, cho rằng doanh nghiệp lựa chọn kỳ hạn nợ phù hợp phải xem xét đến kỳ hạn tài sản, sự mất cân đối cấu trúc vốn sẽ dẫn đến lựa chọn kỳ hạn nợ ngắn hạn hay dài hạn. Lý thuyết dựa vào thuế lần đầu tiên được Brick & Ravid (1985) nghiên cứu và tiếp tục phát triển vào năm 1991, Kane & ctg (1985) tiếp tục nghiên cứu và phát triển. Bên cạnh đó, các doanh nghiệp tham gia trong nền kinh tế đều chịu sự chi phối bởi các quy định mang tính chất bắt buộc và đặc điểm của thị trường, đặc điểm của ngành đặc thù. Đối với ngành BĐS là một trong những ngành đặc thù do đó cũng không nằm ngoài sự chi phối bởi các quy định và đặc điểm của thị trường, đặc biệt là quy định về thể chế. Từ những lý thuyết trên có thể thấy, có sự tác động giữa việc lựa chọn cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ của các doanh nghiệp. Tuy nhiên, theo thống kê của tác giả tác động này cũng như việc xem xét vai trò của thể chế tác động đến các doanh nghiệp ĐT XD KD BĐS chưa được các công trình nghiên cứu trước đây, đặc biệt ở Việt Nam nghiên cứu một cách đầy đủ. Đây là khoảng trống về phương pháp luận.
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH PHẠM THỊ VÂN TRINH CẤU TRÚC VỐN VÀ CẤU TRÚC KỲ HẠN NỢ CỦA CÁC DOANH NGHIỆP ĐẦU TƯ XÂY DỰNG, KINH DOANH BẤT ĐỘNG SẢN TẠI VIỆT NAM LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH – 2/2020 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH PHẠM THỊ VÂN TRINH CẤU TRÚC VỐN VÀ CẤU TRÚC KỲ HẠN NỢ CỦA CÁC DOANH NGHIỆP ĐẦU TƯ XÂY DỰNG, KINH DOANH BẤT ĐỘNG SẢN TẠI VIỆT NAM LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ Chuyên Ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 34 02 01 TP HỒ CHÍ MINH – 2/2020 i LỜI CAM ĐOAN Tôi tên là: Phạm Thị Vân Trinh Sinh ngày: 22 tháng 12 năm 1977 thành phố Hồ Chí Minh Hiện cơng tác tại: Trường Cao đẳng Kinh tế - Kỹ thuật Tp Hồ Chí Minh Là học viên nghiên cứu sinh khóa 19 Trường Đại học Ngân hàng Tp HCM Mã số NCS: 010119140022 Cam đoan đề tài: Cấu trúc vốn cấu trúc kỳ hạn nợ doanh nghiệp đầu tư xây dựng, kinh doanh bất động sản Việt Nam Chuyên ngành: Tài ngân hàng Mã số: 9.34.02.01 Người hướng dẫn khoa học: PGS.,TS Trần Hoàng Ngân TS Vũ Văn Thực Luận án nghiên cứu sinh thực trường Đại học Ngân hàng Tp.Hồ Chí Minh Tơi xin cam đoan luận án cơng trình nghiên cứu riêng hướng dẫn PGS.TS Trần Hoàng Ngân TS Vũ Văn Thực Các kết nghiên cứu có tính độc lập riêng, số liệu, nguồn trích dẫn luận án thích rõ ràng, minh bạch Tơi xin hồn tồn chịu trách nhiệm lời cam đoan danh dự Ngày tháng năm 2020 Nghiên cứu sinh Phạm Thị Vân Trinh ii LỜI CẢM ƠN Tác giả xin chân thành cám ơn Lãnh đạo với Thầy, Cô Khoa Sau đại học, Khoa Tài Chính Trường đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh tạo điều kiện thuận lợi, giúp đỡ tận tình trình học tập Đặc biệt, trân trọng cảm ơn Phó Giáo sư, Tiến sĩ Trần Hoàng Ngân Tiến sĩ Vũ Văn Thực tận tâm, dành nhiều thời gian, tâm huyết hướng dẫn tác giả thực hoàn thành luận án Tác giả xin cám ơn Ban giám hiệu, quý đồng nghiệp Trường cao đẳng Kinh tế - Kỹ thuật Thành phố Hồ Chí Minh tạo điều kiện thuận lợi cho trình học tập nghiên cứu Trong trình thực luận án khơng thể tránh khỏi sai sót Tơi mong nhận hướng dẫn thêm từ Quý Thầy, Cô, chuyên gia đồng nghiệp để nghiên cứu tốt Trân trọng cám ơn./ Nghiên cứu sinh Phạm Thị Vân Trinh iii TÓM TẮT LUẬN ÁN Luận án nghiên cứu cấu trúc vốn cấu trúc kỳ hạn nợ doanh nghiệp đầu tư xây dựng, kinh doanh bất động sản, tập trung giải bốn vấn đề chính: (i) yếu tố tác động đến cấu trúc vốn cấu trúc kỳ hạn nợ; (ii) tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn cấu trúc kỳ hạn nợ hướng ngưỡng mục tiêu; (iii) tác động cấu trúc vốn cấu trúc kỳ hạn nợ; (iv) xác định ngưỡng cấu trúc vốn cấu trúc kỳ hạn mục tiêu doanh nghiệp đầu tư xây dựng, kinh doanh bất động sản Nghiên cứu tiến hành với liệu bảng cân gồm 70 doanh nghiệp đầu tư xây dựng, kinh doanh bất động sản niêm yết Sở giao dịch chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) Việt Nam giai đoạn từ năm 2008 - 2017 Dựa lý thuyết MM, lý thuyết TOT, lý thuyết POT, lý thuyết tín hiệu, lý thuyết chi phí đại diện, lý thuyết phù hợp, lý thuyết dựa vào thuế, luận án xây dựng giả thuyết mơ hình nghiên cứu nhằm giải mục tiêu nghiên cứu đề Kết nghiên cứu luận án cho thấy: (i) thể chế có tác động nghịch chiều đến việc lựa chọn cấu trúc vốn cấu trúc kỳ hạn nợ; (ii) cấu tài sản, thuế thu nhập doanh nghiệp, quy mô doanh nghiệp hội tăng trưởng có tác động thuận chiều đến cấu trúc vốn, ngược lại khả khoản, khả sinh lời, phát triển tài có tác động nghịch chiều đến cấu trúc vốn; (iii) khả khoản, rủi ro kinh doanh, quy mô doanh nghiệp, phát triển tài , lạm phát có tác động thuận chiều đến việc lựa chọn cấu trúc kỳ hạn nợ (iv) tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn doanh nghiệp ĐT XD KD BĐS 24,87% tốc độ điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ 25,92%; (v) tác động cấu trúc vốn cấu trúc kỳ hạn nợ thuận chiều; (vi) ngưỡng cấu trúc vốn mục tiêu 69,68% cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu 57,9% Từ khóa: Cấu trúc vốn, cấu trúc kỳ hạn nợ, cấu trúc vốn mục tiêu, cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu, thể chế iv DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT Ký hiệu từ viết tắt CPIA Diễn giải đầy đủ Tiếng Anh CTCP Đánh giá thể chế sách quốc gia Cơng ty cổ phần CTV Cấu trúc vốn BĐS Bất động sản BCTC Báo cáo tài DN Doanh nghiệp Diff-GMM Country Policy and Institutional Assessment Tiếng Việt ĐT XD Difference Generalized Method Phương pháp ước lượng Moment of Moment tổng quát sai phân Đầu tư xây dựng EBDI Ease of Doing Business Index Chỉ số thuận lợi kinh doanh EPS Earning Per Share Lợi nhuận cổ phiếu FEM Fixed Efeect Model Phương pháp yếu tố tác động cố định FD Financial Development Phát triển tài FDI Foreign Direct Investment Đầu tư trực tiếp nước FGLS FI Feasible Generalized Least Squares Financial Institution Phương pháp bình phương bé tổng quát khả thi Thể chế tài FM Financial Markets Thị trường tài GCI Global Competitivenesss Index GDP Gross Domestic Product Chỉ số lực cạnh tranh quốc gia Tổng sản phẩm quốc nội GII Global Integerity Index Chỉ số liêm tồn cầu GICS Global Industry Classification Tiêu chuẩn phân ngành toàn cầu v GLS Generalized Least Squares Phương pháp bình phương bé tổng quát GMM General Method of Moment GVHB Phương pháp ước lượng Moment tổng quát Giá vốn hàng bán KD Kinh doanh H0 Null hypothesis Giả thuyết H0 (giả thuyết không) H1 Alternative hypothesis Giả thuyết H1 (giả thuyết nghịch) HaSIC Hanoi Standard Industrial Classification Tiêu chuẩn phân ngành Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM IMF International Monetary Fund Quỹ tiền tệ giới MM Modilligiani and Miller theory Lý thuyết Modilligiani Miller HNX HOSE NHNN Ngân hàng nhà nước NHTM Ngân hàng thương mại NHTM CP Ngân hàng thương mại cổ phần NVNH Nguồn vốn ngắn hạn NVDH Nguồn vốn dài hạn NNH Nợ ngắn hạn NDH Nợ dài hạn OECD OLS PCI Pooled OLS Orgnization for Economic Cooperation and Development Ordinary Least Squares Provincial Competitiveness Index Pooled Ordinary Least Squares Tổ chức Hợp tác Phát triển Kinh tế Phương pháp bình phương nhỏ Chỉ số lực cạnh tranh cấp tỉnh Phương pháp bình phương tối thiểu gộp vi POT Pecking Order theory Lý thuyết trật tự phân hạng PTR Panel Threshold Regression Hồi quy ngưỡng liệu bảng PVAR REM Panel Vector Autoregressive Models Random Efeect Model ROA Return On Total Assets Phương pháp vector tự hồi quy dạng bảng Phương pháp yếu tố tác động ngẫu nhiên Lợi nhuận ròng tài sản ROE Return On Total Equity SURE Seemingly Unrelated Regression Sys-GMM System Generalized Method of Moment Lợi nhuận ròng vốn chủ sở hữu Phương pháp dường không tương quan TCTD Phương pháp ước lượng Moment tổng quát hệ thống Tổ chức tín dụng TNDN Thu nhập doanh nghiệp TNV Tổng nguồn vốn TOT Trade-off theory Lý thuyết đánh đổi TSNH Tài sản ngắn hạn TSDH Tài sản dài hạn TT BĐS Thị trường bất động sản TTCK Thị trường chứng khoán TTTC Thị trường tài TTS Tổng tài sản TTTP Thị trường trái phiếu VAMC Vietnam Asset Management Company VCSH VCCI VN-INDEX Công ty quản lý tài sản tổ chức tín dụng Việt Nam Vốn chủ sở hữu Vietnam Chamber of Commerce and Industry Phịng Thương mại cơng nghiệp Việt Nam Chỉ số chứng khoán Việt Nam vii VN WACC Việt Nam Weighted Average Cost of Capital Chi phí sử dụng vốn bình quân viii DANH MỤC BẢNG Trang Bảng 1.1: Tình hình tỷ lệ vốn dài hạn DN ĐT XD KD BĐS Việt Nam giai đoạn 2008 - 2017 50 Bảng 1.2: Số lượng DN ĐT XD KD BĐS Việt Nam có chênh lệch tỷ lệ vốn dài hạn tỷ lệ tài sản dài hạn âm giai đoạn 2008 – 2017 51 Bảng 2.1: Tổng hợp lý thuyết cấu trúc vốn cấu trúc kỳ hạn nợ doanh nghiệp .74 Bảng 2.2: Tổng hợp giả thuyết nghiên cứu 90 Bảng 2.3: Đo lường biến mơ hình 94 Bảng 2.4: Kỳ vọng dấu biến mơ hình 96 Bảng 2.5: Các mơ hình nghiên cứu đề xuất luận án 101 Bảng 4.1: Kết thống kê mô tả biến 115 Bảng 4.2: Kết hồi quy yếu tố tác động đến cấu trúc vốn 118 Bảng 4.3: Kết ước lượng yếu tố tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ 121 Bảng 4.4: Tốc độ điều chỉnh CTV cấu trúc kỳ hạn nợ hướng ngưỡng mục tiêu DN ĐT KD BĐS Việt Nam 124 Bảng 4.5: Kết xác định ngưỡng CTV mục tiêu DN ĐT XD KD BĐS Việt Nam 126 Bảng 4.6: Danh sách doanh nghiệp có CTV ngưỡng CTV mục tiêu 128 Bảng 4.7: Kết xác định ngưỡng cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu DN ĐT XD KD BĐS Việt Nam 128 Bảng 4.8: Danh sách doanh nghiệp có cấu trúc kỳ hạn nợ ngưỡng cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu 130 li Ma trận tự tương quan (obs=700) | tdr ldr roe risk liq size gro tang am tax inf gdp fd cpia term + - tdr | 1.0000 ldr | 0.1502 1.0000 roe | 0.0120 -0.0451 risk | -0.0481 -0.0019 1.0000 0.0009 1.0000 liq | -0.2978 0.1231 -0.0072 0.0049 1.0000 size | 0.2244 0.3442 -0.1667 -0.0772 -0.1712 1.0000 gro | 0.2443 0.0890 -0.0088 -0.0338 -0.0440 0.0889 1.0000 tang | 0.0553 0.0618 -0.0290 -0.0349 -0.0811 -0.1223 0.0474 1.0000 amr | -0.0691 0.0125 -0.0093 0.0787 0.1764 0.0073 0.0003 0.1529 1.0000 tax | 0.0549 -0.0086 0.0396 -0.0583 0.0224 -0.0196 -0.0085 0.0012 -0.0465 inf | 0.0156 -0.1058 0.0848 -0.0564 0.0663 -0.1978 -0.0138 0.1424 0.1506 0.0996 1.0000 gdp | -0.0246 0.0449 -0.0246 -0.0461 -0.0611 0.1470 -0.0042 -0.1378 -0.1632 -0.0072 -0.3141 1.0000 1.0000 fd | -0.0019 0.0325 -0.0517 -0.0569 -0.0835 0.0732 -0.0059 -0.1920 -0.1157 -0.0026 -0.1426 -0.2725 1.0000 cpia | -0.0117 -0.0625 0.0604 -0.0191 0.0513 -0.1885 -0.0305 0.1088 0.0966 0.0631 0.3142 -0.1877 -0.0976 term | -0.0020 0.0830 -0.1079 0.0788 -0.0914 0.2108 0.0038 -0.1604 -0.1835 -0.1040 -0.4336 0.2338 0.2610 1.0000 -0.1035 1.000 lii PHỤ LỤC 4: KẾT QUẢ HỒI QUY VÀ KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH CẤU TRÚC VỐN Kết hồi quy Pooled OLS, FEM REM Mơ hình Pooled OLS Source | SS df -+ -Model | 5.46732105 14 Residual | 22.1507319 685 -+ -Total | 27.618053 699 MS 390522932 032336835 039510805 Number of obs = F( 14, 685) = Prob > F = R-squared = Adj R-squared = Root MSE = 700 12.08 0.0000 0.1980 0.1816 17982 -tdr | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -ldr | 1034785 0302981 3.42 0.001 0439903 1629667 roe | 0012993 001503 0.86 0.388 -.0016517 0042502 risk | -.0003012 0004295 -0.70 0.483 -.0011445 000542 liq | -.0093589 00121 -7.73 0.000 -.0117347 -.0069831 size | 0205389 0057482 3.57 0.000 0092527 0318252 gro | 1205166 020154 5.98 0.000 0809456 1600875 tang | 0193064 0634963 0.30 0.761 -.1053642 1439771 amr | -.000155 0001267 -1.22 0.222 -.0004039 0000938 tax | 0433361 0264562 1.64 0.102 -.0086088 095281 inf | 0027101 0036027 0.75 0.452 -.0043636 0097838 gdp | -.0248306 0179885 -1.38 0.168 -.0601499 0104886 fd | -.1778089 120851 -1.47 0.142 -.4150918 059474 cpia | -.0801354 3157194 -0.25 0.800 -.7000294 5397586 term | 0070118 0219819 0.32 0.750 -.0361482 0501717 _cons | 5921928 1.233127 0.48 0.631 -1.82897 3.013355 -Mơ hình FEM Fixed-effects (within) regression Number of obs = 700 Group variable: stt R-sq: within = 0.2552 Number of groups = Obs per group: = 70 10 between = 0.1040 overall = 0.1333 avg = max = = 10.0 10 15.07 = 0.0000 F(14,616) corr(u_i, Xb) = -0.3038 Prob > F -tdr | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] - + -ldr | 0944252 0257359 3.67 0.000 0438845 1449658 roe | 0045756 0009722 4.71 0.000 0026663 006485 risk | 0002758 0002508 1.10 0.272 -.0002167 0007683 liii liq | -.0040525 0008582 -4.72 0.000 size | 068063 0096434 7.06 0.000 gro | 1528518 0314391 4.86 0.000 tang | -.1281506 0520773 -2.46 0.014 amr | -.0000909 0000781 -1.16 0.245 tax | 0110797 0163847 0.68 0.499 inf | 0050169 0020521 2.44 0.015 gdp | -.0326693 0102678 -3.18 0.002 fd | -.2461853 0707761 -3.48 0.001 cpia | 1788732 184345 0.97 0.332 term | 0175604 0124897 1.41 0.160 _cons | -1.048801 7620419 -1.38 0.169 -+ -sigma_u | 16820737 sigma_e | 10044754 rho | 73713373 (fraction of variance due to -.0057378 049125 0911109 -.2304211 -.0002444 -.0210969 000987 -.0528335 -.3851769 -.1831476 -.0069671 -2.545316 -.0023671 087001 2145927 -.02588 0000625 0432563 0090468 -.0125051 -.1071936 5408941 0420879 4477141 u_i) -F test that all u_i=0: F(69, 616) = 22.89 Prob > F = 0.0000 Mô hình REM Random-effects GLS regression Group variable: stt R-sq: within = 0.2515 Number of obs = Number of groups = Obs per group: = 700 70 10 avg = max = = 10.0 10 208.53 = 0.0000 between = 0.1201 overall = 0.1507 Wald chi2(14) corr(u_i, X) = (assumed) Prob > chi2 tdr | -+ ldr | roe | risk | liq | size | gro | tang | amr | tax | inf | gdp | fd | cpia | term | _cons | -+ sigma_u | sigma_e | rho | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.311 0.000 0.000 0.000 0.029 0.180 0.556 0.037 0.005 0.002 0.664 0.273 0.555 0504831 0019813 -.0002403 -.0065826 0351685 0855244 -.2131248 -.00026 -.0226228 0002559 -.0497572 -.3593406 -.2812868 -.0108926 -1.909936 0999612 0038606 0002575 -.0049415 0511827 1395325 -.1124368 -.0001056 0097274 0043154 -.0294319 -.2197263 0802399 0138387 -.441902 0252444 0009588 000254 0008373 0081707 0275557 0513724 0000788 0165055 0020713 0103703 0712331 1844558 0126183 7490104 3.96 4.03 1.01 -5.90 6.26 5.06 -2.19 -1.34 0.59 2.08 -2.84 -3.08 0.44 1.10 -0.59 1494394 0057399 0007554 -.0033004 067197 1935406 -.0117488 0000488 0420776 008375 -.0091065 -.080112 4417666 0385701 1.026131 13956125 10044754 6587516 (fraction of variance due to u_i) liv Kết hồi quy so sánh Pooled OLS, FEM REM 2.1 Kết hồi quy so sánh Pooled OLS FEM F test that all u_i=0: F(69, 616) = 22.89 Prob > F = 0.0000 Kết luận: Prob > F = 0.000 Chọn phương pháp FEM 2.2 Kết hồi quy so sánh Pooled OLS REM Breusch and Pagan test Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects tdr[stt,t] = Xb + u[stt] + e[stt,t] Estimated results: | Var sd -+ tdr | 0395108 e | 0100897 u | 0194773 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = = sqrt(Var) 1987733 1004475 1395612 1320.89 0.0000 Kết luận: Prob > F = 0.000 Chọn phương pháp REM 2.3 Kết hồi quy so sánh phương pháp FEM REM Hausman test Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(14) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 6.63 Prob>chi2 = 0.9481 (V_b-V_B is not positive definite) Kết luận: Prob > F = 0.9481 >0.05 => Chọn phương pháp FEM Kiểm định mơ hình phương pháp FEM 3.1 Kiểm định tượng phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model Ho: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (70) = 3525.66 Prob>chi2 = 0.0000 Kết luận: Prob > F = 0.000 Có tượng phương sai thay đổi 3.2 Kiểm định tượng tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 69) = 52.409 Prob > F = 0.0000 Kết luận: Prob > F = 0.000 Có tượng tự tương quan lv Khắc phục khuyết tật mơ hình FEM phương pháp FGLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: Correlation: heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = 70 15 (0.7264) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(14) Prob > chi2 = = = = = 700 70 10 232.59 0.0000 -tdr | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -ldr | 040311 0209614 1.92 0.054 -.0007726 0813946 roe | 0029805 000682 4.37 0.000 0016438 0043171 risk | -.0002674 0001354 -1.97 0.048 -.0005329 -1.95e-06 liq | -.0074007 0012074 -6.13 0.000 -.0097671 -.0050342 size | 0427955 006299 6.79 0.000 0304497 0551412 gro | 218065 0230751 9.45 0.000 1728386 2632914 tang | -.0597887 0410997 -1.45 0.146 -.1403426 0207652 amr | 0000239 0000552 0.43 0.665 -.0000843 0001322 tax | -.0041091 0119737 -0.34 0.731 -.0275771 019359 inf | 0018858 0013668 1.38 0.168 -.0007931 0045647 gdp | -.0217466 0059194 -3.67 0.000 -.0333484 -.0101448 fd | -.1632497 0521175 -3.13 0.002 -.2653981 -.0611013 cpia | 0579545 1378996 0.42 0.674 -.2123238 3282327 term | 0105193 0089446 1.18 0.240 -.0070118 0280505 _cons | -.3091093 5460695 -0.57 0.571 -1.379386 7611673 Kết hồi quy phương pháp Sys-GMM kiểm định AR (2), Sargan test Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: stt Number of obs = 630 Time variable : nam Number of groups = 70 Number of instruments = 42 Obs per group: = Wald chi2(16) = 8177.72 avg = 9.00 Prob > chi2 = 0.000 max = -tdr | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] - + -tdr | L1 | 7512887 0484526 15.51 0.000 6563233 8462541 | ldr | 1579443 0102066 15.47 0.000 1379396 1779489 roe | -.0995726 0209671 -4.75 0.000 -.0584778 -.1406673 risk | 001628 0003248 0.61 0.456 0022646 0009913 liq | -.0038193 001573 -2.43 0.015 -.0069024 -.0007363 size | 0024525 0043907 4.56 0.006 -.061531 1105800 gro | 0391397 0206659 1.89 0.058 -.0013647 0796441 tang | 0847906 0515692 1.64 0.100 -.0162832 1858643 amr | 0002228 0000845 0.64 0.468 0000573 0003884 tax | 1738754 0373241 4.66 0.000 1007214 2470294 lvi inf gdp fd cpia term stt _cons | | | | | | | 0007266 -.0150624 -.1084778 -.6263332 0245112 -.0024255 2.582915 0010176 0076878 0581475 0875452 0063871 0010822 3516467 0.71 -1.96 -1.87 -7.15 0.84 -2.24 7.35 0.475 0.050 0.062 0.000 0.510 0.025 0.000 0027210 -.0301303 -.2224447 -.7979186 -.0370298 -.0045465 1.8937 0012679 0555000 0054892 -.4547478 0119926 -.0003044 3.272129 -Instruments for first differences equation Standard D.( ldr roe risk liq size gro amr inf gdp fd tax cpia term) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/9).(tdr L.tdr) collapsed Instruments for levels equation Standard ldr roe risk liq size gro amr inf gdp fd tax cpia term _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(tdr L.tdr ldr roe risk cpia term) collapsed -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -3.50 Pr > z = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.63 Pr > z = 0.527 -Sargan test of overid restrictions: chi2(25) = 22.32 Prob > chi2 = 0.617 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(25) = 24.95 Prob > chi2 = 0.465 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: Difference (null H = exogenous): iv(liq size gro amr infe gdp fd) Hansen test excluding group: Difference (null H = exogenous): chi2(20) chi2(5) = = 14.61 Prob > chi2 = 10.34 Prob > chi2 = 0.798 0.066 chi2(19) chi2(6) = = 11.37 Prob > chi2 = 13.58 Prob > chi2 = 0.811 0.035 PHỤ LỤC 5: KẾT QUẢ HỒI QUY VÀ KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH CẤU TRÚC KỲ HẠN NỢ Kết hồi quy phương pháp Pooled OLS, FEM REM Mơ hình Pooled OLS Source | SS df -+ -Model | 8.53292388 14 Residual | 34.6365612 685 -+ -Total | 43.1694851 699 MS 609494563 050564323 06175892 Number of obs = F( 14, 685) = Prob > F = R-squared = Adj R-squared = Root MSE = 700 12.05 0.0000 0.1977 0.1813 22487 -ldr | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -tdr | 1618068 0473763 3.42 0.001 0687866 2548271 lvii roe | 0014784 0018796 0.79 0.432 -.0022121 0051688 risk | 0006468 0005367 1.21 0.229 -.0004069 0017005 liq | 0103419 0015275 6.77 0.000 0073428 013341 size | 0667642 0067914 9.83 0.000 0534298 0800985 gro | 0225683 025837 0.87 0.383 -.0281609 0732974 tang | 3125325 0785025 3.98 0.000 1583981 466667 amr | -.0001578 0001585 -1.00 0.320 -.0004691 0001535 tax | -.0095898 0331453 -0.29 0.772 -.0746685 0554888 inf | 0012018 0045067 0.27 0.790 -.0076468 0100504 gdp | 0252986 0225046 1.12 0.261 -.0188878 0694849 fd | 1878926 1511889 1.24 0.214 -.1089566 4847418 cpia | 6083298 3941315 1.54 0.123 -.1655211 1.382181 term | 0319593 0274626 1.16 0.245 -.0219617 0858803 _cons | -3.35609 1.536908 -2.18 0.029 -6.373706 -.3384736 Mơ hình FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: stt R-sq: within = 0.1593 Number of obs = Number of groups = Obs per group: = 700 70 10 avg = max = = 10.0 10 8.33 = 0.0000 between = 0.1946 overall = 0.1743 F(14,616) corr(u_i, Xb) = -0.2130 Prob > F -ldr | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -tdr | 226486 0617294 3.67 0.000 1052604 3477116 roe | 0008071 0015322 0.53 0.599 -.002202 0038161 risk | -.0000364 0003888 -0.09 0.925 -.0007999 0007271 liq | 0083319 0013107 6.36 0.000 0057579 0109058 size | 0949434 0150487 6.31 0.000 0653905 1244964 gro | -.0250717 049606 -0.51 0.613 -.122489 0723456 tang | 138679 0808564 1.72 0.087 -.0201087 2974667 amr | -.0002108 0001209 -1.74 0.082 -.0004481 0000265 tax | -.0187591 0253737 -0.74 0.460 -.0685885 0310703 inf | 0032259 0031908 1.01 0.312 -.0030404 0094921 gdp | 0089749 0160282 0.56 0.576 -.0225016 0404514 fd | 0054029 1106843 0.05 0.961 -.2119615 2227672 cpia | 8251458 2837786 2.91 0.004 267855 1.382437 term | 0434682 0192949 2.25 0.025 0055765 0813599 _cons | -4.421859 1.168509 -3.78 0.000 -6.716603 -2.127114 -+ -sigma_u | 1774281 sigma_e | 15556651 rho | 56536976 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(69, 616) = 11.81 Prob > F = 0.0000 Mơ hình REM Random-effects GLS regression Group variable: stt R-sq: within = 0.1578 Number of obs = Number of groups = Obs per group: = 700 70 10 avg = max = = 10.0 10 130.99 between = 0.2034 overall = 0.1812 Wald chi2(14) lviii corr(u_i, X) = (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 -ldr | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -tdr | 2198936 0555261 3.96 0.000 1110644 3287227 roe | 0004701 0014607 0.32 0.748 -.0023928 0033331 risk | 0000422 0003879 0.11 0.913 -.000718 0008025 liq | 0081835 0012538 6.53 0.000 0057261 010641 size | 0811289 0112477 7.21 0.000 0590839 1031739 gro | -.0117365 0396497 -0.30 0.767 -.0894485 0659755 tang | 1662946 0770499 2.16 0.031 0152795 3173097 amr | -.0002153 0001198 -1.80 0.072 -.0004502 0000195 tax | -.0200345 025113 -0.80 0.425 -.0692551 0291861 inf | 0025226 0031656 0.80 0.426 -.0036818 0087271 gdp | 0131072 0158893 0.82 0.409 -.0180353 0442496 fd | 0454893 1090735 0.42 0.677 -.1682909 2592695 cpia | 7449305 2789439 2.67 0.008 1982106 1.29165 term | 0397036 0192041 2.07 0.039 0020642 0773429 _cons | -3.959515 1.119988 -3.54 0.000 -6.15465 -1.764379 -+ -sigma_u | 16386108 sigma_e | 15556651 rho | 52594948 (fraction of variance due to u_i) Kết quà hồi quy so sánh phương pháp Pooled OLS, FEM REM 2.1 Kết hồi quy so sánh phương pháp Pooled OLS FEM F test that all u_i=0: F(69, 616) = 11.81 Prob > F = 0.0000 Kết luận: Prob > F = 0.000 Chọn phương pháp FEM 2.1 Kết hồi quy so sánh phương pháp Pooled OLS REM Breusch - Pagan test Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ldr[stt,t] = Xb + u[stt] + e[stt,t] Estimated results: | Var sd -+ ldr | 0617589 e | 0242009 u | 0268505 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = = sqrt(Var) 2485134 1555665 1638611 793.74 0.0000 Kết luận: Prob > F = 0.000 Chọn phương pháp REM 2.3 Kết hồi quy so sánh phương pháp FEM REM Hausman test Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(14) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 17.21 Prob>chi2 = 0.2452 lix (V_b-V_B is not positive definite)) Kết luận: Prob > F = 0.2452 >0.05 => Chọn phương pháp FEM Kiểm định mơ hình phương pháp FEM 3.1 Kiểm định tượng phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (70) = 6343.66 Prob>chi2 = 0.0000 Kết luận: Prob > F = 0.000 Có tượng phương sai thay đổi 3.2 Kiểm định tượng tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 69) = 90.254 Prob > F = 0.0000 Kết luận: Prob > F = 0.000 Có tượng tự tương quan Khắc phục khuyết tật mơ hình FEM phương pháp FGLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = 70 15 (0.6614) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(14) Prob > chi2 = = = = = 700 70 10 152.74 0.0000 -ldr | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -tdr | 015683 0431619 0.36 0.716 -.0689129 1002788 roe | 0025018 0018608 1.34 0.179 -.0011454 006149 risk | -.0000126 0002799 -0.05 0.964 -.0005613 000536 liq | 0097856 001641 5.96 0.000 0065693 0130019 size | 0825695 008148 10.13 0.000 0665997 0985394 gro | 000496 0312057 0.02 0.987 -.0606661 0616582 tang | 1723176 0659633 2.61 0.009 0430319 3016032 amr | -.0001826 0000863 -2.11 0.034 -.0003517 -.0000134 tax | -.0242005 0197058 -1.23 0.219 -.0628232 0144221 inf | -.000439 0020792 -0.21 0.833 -.0045141 0036362 gdp | -.0036545 009049 -0.40 0.686 -.0213903 0140813 fd | -.0646597 0788804 -0.82 0.412 -.2192624 0899431 cpia | 3923726 2077278 1.89 0.059 -.0147664 7995116 term | 0097288 013647 0.71 0.476 -.0170188 0364763 _cons | -2.412627 8198438 -2.94 0.003 -4.019492 -.8057629 lx Kết hồi quy phương pháp Sys-GMM kiểm định AR (2), Sargan test Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: stt Number of obs = 630 Time variable : nam Number of groups = 70 Number of instruments = 47 Obs per group: = Wald chi2(16) = 2128.36 avg = 9.00 Prob > chi2 = 0.000 max = -ldr | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] - + -ldr | L1 | 740831 0466697 15.87 0.000 6493601 8323019 | tdr | 1751155 0451969 3.87 0.000 0865312 2636997 roe | 089637 0276387 1.24 0.131 0354662 1438079 risk | 0002324 0001777 3.31 0.001 -.0001159 0005808 liq | 009409 002628 3.58 0.000 0042581 0145598 size | 0282489 0051475 5.49 0.000 01816 0383378 gro | -.1418714 0895988 -1.58 0.113 -.317482 0337391 tang | 2803687 1426583 1.97 0.049 0007636 5599738 amr | -.0003852 0001753 -1.20 0.128 -.0007289 -.0000415 tax | -.4372817 0926819 -1.62 0.110 -.6189349 -.2556286 inf | 0084154 0027813 3.03 0.002 0029642 0138666 gdp | 0259444 0092594 0.98 0.205 0077962 0440926 fd | 2001345 1104584 1.81 0.070 -.01636 4166290 cpia | -.4574119 1387429 -3.30 0.001 -.1854807 -.129343 term | 0515683 0131283 3.93 0.000 0258374 0772992 stt | -.0017734 0008669 -2.05 0.041 -.0034724 -.0000744 _cons | -2.258985 5425996 -4.16 0.000 -3.322461 -1.19551 -Instruments for orthogonal deviations equation Standard FOD.(tdr roe risk liq size gro amr inf gdp fd tax cpia term) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/9).L.ldr Instruments for levels equation Standard tdr roe risk liq size gro amr inf gdp fd tax cpia term _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.L.ldr -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -4.87 Pr > z = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.91 Pr > z = 0.364 -Sargan test of overid restrictions: chi2(30) = 18.14 Prob > chi2 = 0.756 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(30) = 29.12 Prob > chi2 = 0.511 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(23) = 16.42 Prob > chi2 = 0.837 lxi Difference (null H = exogenous): chi2(7) iv(tdr roe risk liq size amr infe gdp fd cpia Hansen test excluding group: chi2(19) Difference (null H = exogenous): chi2(11) = 12.70 Prob > chi2 = 0.080 term) = 17.75 Prob > chi2 = 0.789 = 21.37 Prob > chi2 = 0.030 lxii PHỤ LỤC 6: XÁC ĐỊNH CẤU TRÚC VỐN MỤC TIÊU VÀ CẤU TRÚC KỲ HẠN NỢ MỤC TIÊU Xác định cấu trúc vốn mục tiêu Threshold estimator (level = 95): model | Threshold Lower Upper - + Th-1 | 0.4624 0.4621 0.4625 Th-21 | 0.4949 0.4946 0.4964 Th-22 | 0.6968 0.6965 0.6976 Th-3 | 0.4624 0.4621 0.4625 Threshold effect test (bootstrap = 300 300 300): -Threshold | RSS MSE Fstat Prob Crit10 Crit5 Crit1 - + -Single | 1.02e+04 14.7724 7.46 0.4133 15.4439 18.7844 24.8578 Double | 8090.1361 11.7248 179.35 0.0000 12.6129 16.2047 24.6973 Triple | 8042.8600 11.6563 4.06 0.8767 170.4469 305.0785 493.0285 -Fixed-effects (within) regression Group variable: stt R-sq: within = 0.4474 Number of obs = Number of groups = Obs per group: = 700 70 10 avg = max = = 10.0 10 29.19 = 0.0000 between = 0.3104 overall = 0.1644 F(17,613) corr(u_i, Xb) = -0.7509 Prob > F -roe | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] - + -ldr | 4325644 9060319 0.48 0.633 -1.346739 2.211867 risk | -.0011211 008721 -0.13 0.898 -.0182477 0160055 liq | -.1178215 0313205 -3.76 0.000 -.1793301 -.0563129 size | -3.219271 3241469 -9.93 0.000 -3.855844 -2.582698 gro | -1.774825 1.115027 -1.59 0.112 -3.964561 4149103 tang | -5.284111 1.811917 -2.92 0.004 -8.84243 -1.725793 amr | 0005988 0027232 0.22 0.826 -.0047491 0059467 tax | -.0243969 5704775 -0.04 0.966 -1.144724 1.09593 inf | -.1048972 0716275 -1.46 0.144 -.2455621 0357678 gdp | 3291809 3595177 0.92 0.360 -.3768548 1.035217 fd | 1.57331 2.485566 0.63 0.527 -3.307948 6.454568 cpia | -18.45785 6.402043 -2.88 0.004 -31.03045 -5.885256 term | -.7765083 4349896 -1.79 0.075 -1.630759 0777422 | _cat#c.tdr | | 0.436282 3.236451 0.44 0.057 -4.919595 7.792158 lxiii | -0.598324 2.039174 2.25 0.024 5937106 | -1.065542 4.071264 15.00 0.000 53.07022 | -4.878509 1.582588 3.08 0.002 1.770557 | _cons | 114.5766 26.32659 4.35 0.000 62.87533 - + -sigma_u | 4.0816882 sigma_e | 3.4892673 rho | 57777296 (fraction of variance due to u_i) 8.602938 69.06086 7.986461 166.2778 -F test that all u_i=0: F(69, 613) = 2.65 Prob > F = 0.0000 Xác định cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu Threshold estimator (level = 95): model | Threshold Lower Upper - + Th-1 | 0.4571 0.4561 0.4574 Th-21 | 0.5786 0.5785 0.5790 Th-22 | 0.5790 0.5786 0.5803 Th-3 | 0.4571 0.4561 0.4574 Threshold effect test (bootstrap = 400 400 400): Threshold | RSS MSE Fstat Prob Crit10 Crit5 Crit1 -+ Single | 1.59e+05 230.5474 3.74 0.6600 12.0854 14.7636 18.5669 Double | 1.27e+05 183.9201 174.93 0.0000 14.6764 21.1977 33.2517 Triple | 1.26e+05 182.5486 5.18 0.7733 106.2312 146.4418 256.1035 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 700 Group variable: stt Number of groups = 70 R-sq: within = 0.1424 between = 0.0021 overall = 0.1265 corr(u_i, Xb) = -0.6917 Obs per group: = avg = max = F(17,613) Prob > F = = 10 10.0 10 11.99 0.0000 -roe | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -tdr | 9.046699 1.612905 4.99 0.000 4.879209 11.21419 risk | -.0020783 0101858 -0.20 0.838 -.0220816 017925 liq | -.162214 0348628 -4.65 0.000 -.230679 -.093749 size | -4.450682 3678539 -12.10 0.000 -5.173088 -3.728275 gro | -2.512001 1.300514 -1.07 0.345 -4.066005 1.042002 tang | -9.577041 2.090049 -4.58 0.000 -13.68157 -5.472515 amr | 0011577 0031759 0.36 0.716 -.0050792 0073946 tax | 0861181 6638631 0.13 0.897 -1.217604 1.38984 inf | -.0791305 0834999 -0.95 0.344 -.243111 08485 lxiv gdp| 6126637 4185981 1.46 0.144 fd| -.231889 2.893942 -0.08 0.936 cpia| -19.78065 7.434064 -2.66 0.008 term| -.5011012 5062393 -0.99 0.323 | _cat#c.ldr| | 4901884 85.82502 2.15 0.032 | 700761 13.10332 2.52 0.012 | 644529 16.80532 3.11 0.000 | -1.5407883 1.108877 0.49 0.626 | _cons| 134.278 30.5158 4.40 0.000 -+ -sigma_u| 5.5124277 sigma_e| 4.0661682 rho| 64762322 (fraction of variance due to -.2093966 -5.915132 -34.37997 -1.495275 1.434724 5.451354 -5.181327 4930725 -352.7351 -58.74046 -29.72987 -2.718447 -15.64167 -7.274757 -1.310706 1.63687 74.34976 194.2061 u_i) -F test that all u_i=0: F(69, 613) = 3.59 Prob > F = 0.0000 ... TÁC ĐỘNG GIỮA CẤU TRÚC VỐN VÀ CẤU TRÚC KỲ HẠN NỢ 125 4.5 XÁC ĐỊNH CẤU TRÚC VỐN MỤC TIÊU VÀ CẤU TRÚC KỲ HẠN NỢ MỤC TIÊU CỦA CÁC DOANH NGHIỆP ĐẦU TƯ XÂY DỰNG, KINH DOANH BẤT ĐỘNG SẢN TẠI VIỆT... động đến cấu trúc vốn /cấu trúc kỳ hạn nợ, (ii) tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn /cấu trúc kỳ hạn nợ, (iii) tác động cấu trúc vốn cấu trúc kỳ hạn nợ, (iv) xác định cấu trúc vốn /cấu trúc kỳ hạn nợ. .. ĐỘ ĐIỀU CHỈNH CẤU TRÚC VỐN VÀ CẤU TRÚC KỲ HẠN NỢ HƯỚNG VỀ NGƯỠNG CẤU TRÚC VỐN VÀ CẤU TRÚC KỲ HẠN NỢ xvi MỤC TIÊU CỦA CÁC DOANH NGHIỆP ĐẦU TƯ XÂY DỰNG, KINH DOANH BẤT ĐỘNG SẢN TẠI VIỆT NAM