Ảnh hưởng của kiểm soát gia đình đến tính đáo hạn nợ của các công ty niêm yết tại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH - - NGUYỄN THỊ MỸ DUYÊN ẢNH HƢỞNG CỦA KIỂM SỐT GIA ĐÌNH ĐẾN TÍNH ĐÁO HẠN NỢ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2021 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM NGUYỄN THỊ MỸ DUYÊN ẢNH HƢỞNG CỦA KIỂM SỐT GIA ĐÌNH ĐẾN TÍNH ĐÁO HẠN NỢ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng (Hƣớng ứng dụng) Mã số: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƢỜI HƢỚNG DẪN KHOA HỌC TS NGUYỄN THỊ UYÊN UYÊN TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2021 LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan Luận văn Thạc sĩ Kinh tế với đề tài “Ảnh hưởng kiểm sốt gia đình đến tính đáo hạn nợ cơng ty niêm yết Việt Nam” tơi nghiên cứu đƣợc thực dƣới hƣớng dẫn TS Nguyễn Thị Uyên Uyên Các số liệu, kết Luận văn trung thực chƣa đƣợc công bố cơng trình khác Tơi xin chịu trách nhiệm nghiên cứu TP.HCM, ngày tháng năm 2021 Tác giả Nguyễn Thị Mỹ Duyên MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC CÁC HÌNH DANH MỤC CÁC BẢNG TÓM TẮT ABSTRACT CHƢƠNG GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI .1 1.1 LÝ DO CHỌN ĐỀ TÀI 1.2 MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU – CÂU HỎI NGHIÊN CỨU 1.3 PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU, PHẠM VI NGHIÊN CỨU VÀ QUY TRÌNH NGHIÊN CỨU 1.4 Ý NGHĨA CỦA ĐỀ TÀI 1.5 BỐ CỤC CỦA ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU CHƢƠNG TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY – GIẢ THUYẾT KỲ VỌNG 2.1 ẢNH HƢỞNG CỦA KIỂM SỐT GIA ĐÌNH ĐẾN TÍNH ĐÁO HẠN NỢ CỦA CÁC CÔNG TY - GIẢ THUYẾT KỲ VỌNG 2.2 SỰ KHÁC BIỆT GIỮA MỨC ĐỘ KIỂM SỐT CỦA CÁC CỔ ĐƠNG LÀ THÀNH VIÊN GIA ĐÌNH ĐẾN TÍNH ĐÁO HẠN NỢ – GIẢ THUYẾT KỲ VỌNG 11 2.3 ẢNH HƢỞNG CỦA NHÂN TỐ CHI PHÍ ĐẠI DIỆN ĐẾN TÍNH ĐÁO HẠN NỢ 14 2.4 ẢNH HƢỞNG CỦA NHÓM NHÂN TỐ BẤT CÂN XỨNG THƠNG TIN ĐẾN TÍNH ĐÁO HẠN NỢ 17 2.5 ẢNH HƢỞNG CỦA NHÂN TỐ KHỚP THỜI GIAN ĐÁO HẠN TÀI SẢN VỚI THỜI GIAN ĐÁO HẠN NỢ ĐẾN TÍNH ĐÁO HẠN NỢ 19 2.6 ẢNH HƢỞNG CỦA ĐÕN BẨY TÀI CHÍNH ĐẾN TÍNH ĐÁO HẠN NỢ 20 2.7 ẢNH HƢỞNG CỦA NHÂN TỐ CẤU TRÖC KỲ HẠN CỦA LÃI SUẤT VÀ NHÂN TỐ THUẾ ĐẾN TÍNH ĐÁO HẠN CỦA NỢ 21 CHƢƠNG 24 PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 24 3.1 DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU VÀ CÁCH CHỌN MẪU 24 3.2 PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 27 3.3 PHƢƠNG PHÁP ƢỚC LƢỢNG VÀ CÁC BƢỚC THỰC HIỆN 34 CHƢƠNG 37 KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 37 4.1 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TOÀN BỘ MẪU 37 4.1.1 Thống kê mô tả tự tƣơng quan 37 4.1.2 Hệ số tƣơng quan .39 4.1.3 Kết hồi quy toàn mẫu 41 4.2 KẾT QUẢ HỒI QUY SAU KHI TÁCH MẪU 43 4.2.1 Thống kê mô tả sau tách mẫu 43 4.2.2 Kết hồi quy sau tách mẫu .44 CHƢƠNG 52 KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 52 5.1 KẾT LUẬN VỀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ CÁC KHUYẾN NGHỊ 52 5.2 HẠN CHẾ CỦA ĐỀ TÀI VÀ HƢỚNG NGHIÊN CỨU TIẾP THEO 54 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT DT : Doanh thu FEM : Mơ hình ảnh hƣởng cố định GLS : Mơ hình bình phƣơng tổi thiểu tổng quát HNX : Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội HSX : Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM LEV : Địn bẫy tài cơng ty OLS : Mơ hình bình phƣơng tối thiểu REM : Mơ hình ảnh hƣởng ngẫu nhiên TSSL : Tỷ suất sinh lợi DANH MỤC CÁC HÌNH Hình 3.1 Lƣu đồ cách thức thực DANH MỤC CÁC BẢNG Bảng 2.1 Tổng hợp kết nghiên cứu yếu tố ảnh hƣởng đến tính đáo hạn nợ 23 Bảng 3.1 Thống kê mẫu liệu sử dụng nghiên cứu 26 Bảng 3.2 Tóm tắt ý nghĩa phƣơng pháp tính biến mơ hình nghiên cứu 33 Bảng 4.1 Thống kê mơ tả cho tồn mẫu 37 Bảng 4.2 Hệ số tƣơng quan 39 Bảng 4.3 Hệ số VIF 1/VIF biến độc lập 40 Bảng 4.4 Kết lựa chọn mơ hình tối ƣu 41 Bảng 4.5 Kết kiểm định Tự tƣơng quan Phƣơng sai thay đổi 41 Bảng 4.6 Kết hồi quy toàn bọ mẫu 42 Bảng 4.7 Thống kê mơ tả cho nhóm cơng ty có cổ đơng lớn thành viên gia đình cơng ty có cổ đơng kiểm sốt thành viên gia đình 43 Bảng 4.8 Kết hồi quy toàn mẫu mẫu phân loại theo biến giả Family 45 TÓM TẮT Với tổng số mẫu nghiên cứu 676 công ty niêm yết Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội giai đoạn từ 2009 – 2019, nghiên cứu đƣợc thực nhằm kiểm định ảnh hƣởng kiểm sốt gia đình đến tính đáo hạn nợ cơng ty Việt Nam Đồng thời kiểm định có hay khơng khác biệt giữa cơng ty có mức độ kiểm sốt gia đình cao cơng ty có mức độ kiểm sốt gia đình thấp đến tính đáo hạn nợ công ty Việt Nam Thông qua việc sử dụng mơ hình GLS (General Least Square), xem xét góc độ tồn mẫu nghiên cứu cơng ty niêm yết Việt Nam, kết nghiên cứu trƣng chứng thực nghiệm cho thấy nhân tố kiểm sốt gia đình tƣơng quan âm với tính đáo hạn nợ hàm ý cơng ty có kiểm sốt gia đình sử dụng nợ có thời gian đáo hạn ngắn Bên cạnh đó, nghiên cứu trƣng chứng thực nghiệm cho thấy, hội tăng trƣởng, hệ số nguy phá sản thuế tƣơng quan âm đến tính đáo hạn nợ, hàm ý cơng ty có kiểm sốt gia đình, hội tăng trƣởng cao sử dụng nợ ngắn hạn; quy mơ doanh nghiệp địn bẩy tài tƣơng quan dƣơng đến tính đáo hạn nợ hàm ý cơng ty có kiểm sốt gia đình với quy mô lớn sử dụng nợ dài hạn Tiếp theo đó, thực tách mẫu nghiên cứu thành hai nhóm cơng ty có cổ đơng lớn thành viên gia đình nắm giữ từ 5% đến 25 % tổng số cổ phần - có mức độ kiểm sốt thấp nhóm cơng ty có cổ đơng kiểm sốt thành viên gia đình nắm giữ từ 21% đến 51% tổng số cổ phần - có mức độ kiểm soát cao, kết nghiên cứu rằng: (i) nhóm cơng ty có cổ đơng lớn thành viên gia đình nắm giữ từ 5% đến 50% cho thấy nhân tố kiểm sốt gia đình khơng có ý nghĩa thống kê nhiên có nhân tố hội tăng trƣởng, tính đáo hạn tài sản, quy mô công ty, số năm hoạt động, cấu trúc kỳ hạn lãi suất, đòn bẫy tài tƣơng quan dƣơng đến tính đáo hạn nợ, nhân tố thuế tƣơng quan âm đến tính đáo hạn nợ; (ii) nhóm cơng ty có cổ đơng kiểm sốt thành viên gia đình nắm giữ từ 21% đến 51% số cổ phần có mức độ kiểm sốt cao kết nghiên cứu cho thấy nhân tố kiểm sốt gia đình tƣơng quan âm với tính đáo hạn nợ nhân tố khác tính đáo hạn tài sản, số năm hoạt động, cấu trúc kỳ hạn lãi suất tƣơng quan dƣơng đến tính đáo hạn nợ nhân tố hệ số nguy phá sản, địn bẩy tài tƣơng quan âm với tính đáo hạn nợ Từ khóa: Kỳ hạn nợ; Tính đáo hạn nợ; Kiểm sốt gia đình; Chi phí đại diện; Cấu trúc sở hữu 55 có tác động nhƣ nào, mức độ ảnh hƣởng sao, có hay khơng có khác biệt nhân tố ảnh hƣởng đến tính đáo hạn nợ xem xét nhiều góc độ sở hữu khác Cuối cùng, theo nghiên cứu trƣớc nhiều yếu tố vĩ mơ bên ngồi doanh nghiệp ảnh hƣởng đến định tính đạo hạn nợ nhƣ yếu tố biến động kỳ hạn lãi suất Tuy nhiên, nghiên cứu tác giả lại khơng tìm thấy mối quan hệ nhân tố với định sử dụng nợ ngắn hạn hay nợ dài hạn cơng ty gia đình TÀI LIỆU THAM KHẢO DANH MỤC TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT Sách nghiên cứu Ngơ Văn Tồn (2018), Các yếu tốt tác động đến kỳ hạn nợ công ty niêm yết thị trƣờng chứng khốn Việt Nam Tạp chí Kinh tế Đối ngoại, 103: 1-13 Nguyễn Thanh Liêm, Nguyễn Thị Cành, Nguyễn Cơng Thành (2018), Hạn chế tài Cấu trúc kỳ hạn nợ doanh nghiệp Việt Nam Tạp chí Nghiên cứu Kinh tế Kinh doanh Châu Á, 29 (2): – 23 Quốc hội nƣớc Cộng hòa xã hội chủ nghĩa Việt Nam, 2020 Luật Doanh nghiệp Hà Nội: Nhà xuất Chính trị quốc gia Trần Thị Thùy Linh & Nguyễn Thanh Nhã (2017), Nghiên cứu cấu trúc kì hạn nợ cơng ty Việt Nam Tạp chí phát triển kinh tế, 28 (2): 20 - 43 Trần Ngọc Thơ (2007) Tài doanh nghiệp đại Nhà xuất thống kê Thành phố Hồ chí Minh Báo trang thơng tin điện tử Tổng cục Thống kê (2018) Tổng quan kinh tế xã hội Việt Nam năm 2018 [Ngày truy cập 05/6/2019] http://cafef.vn/vi-sao-doanh-nghiep-kho-tiep-can-von-vay-ngan-hang20180917093309959.chn [ Ngày truy cập 21/9/2019] http://tapchitaichinh.vn/ngan-hang/rao-can-nao-trong-tiep-can-von-tin-dung-cuadoanh-nghiep-nho-va-vua-o-viet-nam-304876.html [Ngày truy cập 21/9/2019] https://hnx.vn/vi-vn/co-phieu-etfs/chung-khoan-ny-quy-mo-theo-nganh.html [Ngày truy cập 08/02/2020] https://www.hsx.vn/Modules/Listed/Web/SectorOverview?fid=8138542ddc7d47c7a e40e27206d56b40 [Ngày truy cập 08/02/2020] https://thongtinphapluatdansu.edu.vn/2010/10/06/10-nam-ho%E1%BA%A1td%E1%BB%99ng-th%E1%BB%8B-tr%C6%B0%E1%BB%9Dngch%E1%BB%A9ng-khon-vi%E1%BB%87t-nam-v-d%E1%BB%8Bnh- h%C6%B0%E1%BB%9Bng-chi%E1%BA%BFn-l%C6%B0%E1%BB%A3c-giaido%E1%BA%A1n/ [Ngày truy cập 09/02/2020] https://vietstock.vn/2018/01/nhung-ky-luc-10-nam-tren-thi-truong-chung-khoanviet-830-574393.htm [Ngày truy cập 09/02/2020] https://finance.vietstock.vn/doanh-nghiep-a-z?page=1 [Ngày truy cập 29/02/2020] Tình hình đăng ký doanh nghiệp năm 2019 https://dangkykinhdoanh.gov.vn/vn/tintuc/597/5051/tinh-hinh-dang-ky-doanh-nghiep-nam-2019.aspx [Ngày truy cập: 20/11/2020] DANH MỤC TÀI LIỆU TIẾNG ANH Andrei Shleifer Robert W.Vishny (1997) A Survey of Corporate Governance The Journal of Finance, 53 (2): 737 – 783 Amir Barnea, Robert A.Haughen, Lemma W.Senbet (1980) A Rationale for Debt Maturity Structure and Call Provisions in the Agency Theoretic Framework The Journal of Finance, 35 (5): 1223 – 1234 Antonios Antoniou, Yilmaz Guney Krishna Paudyal (2006) The Determinants of Debt Maturity Structure: Evidence from France, Germany and the UK European Financial Management,12 (2): 161 – 194 Aydin Ozkan (2000) An empirical analysis of corporate debt maturity structure European Financial Management, (2) 197 – 212 Belen Villalonga Raphael Amit (2006) How family ownership, control and management afect firm value Journal of Financial Economics, 80 (2): 385 – 417 Benjamin Maury Anete Pajuste (2005) Multiple large shareholders and firm value The Journal of Banking and Finance, 29 (7): 1813 - 1834 Chen Lin, Yue Ma, Paul Malatesta, Yuhai Xuan (2011) Ownership structure and the cost of corporate borrowing Journal of Financial Economics, 100 (1): – 23 Clifford V Smith, Jr Jerold B.Warner (1979) On Financial Contracting, An Analysis of Bond Covenants Journal of Financial Economics, 7: 117 – 161 Custódio, Ferreira Laureano (2013) Why Are U.S Firms Using More Short – Term Debt Journal of Financial Economics, 108 (1): 182 – 212 10 Cüneyt Orman Bülent Köksal (2017) Debt maturity across firm types: Evidence from a Major Developing Economy Emerging Markets Review, 30: 169 199 11 Douglas W.Diamond (1991) Debt maturity structure and liquidity risk The Quarterly Journal of Economics, 106 (3): 709 – 737 12 Ettore Croci, John A.Doukas, Halit Gonenc (2011) Family control and financing decisions European Financial Management, 17 (5): 860 – 897 13 García-Teruel, P.J., Martínez-Solano, P., (2012) Ownership structure and debt maturity: new evidence from Spain Review of Quantitative Finance and Accounting, 35: 473 – 491 14 Ghada Tayem (2018) The determinant of debt maturity: The case of Jordan Academy of Accounting and Financial Studies Journal, 22 (1): 1096 – 3685 15 Hamdi Ben-Nasr, Sabri Boubaker Wael Rouatbi (2015), Ownership structure, control contestability, and corporate debt maturity Journal of Corporate Finance, 35: 265 – 285 16 Hayne E.Leland Klaus Bjerre Toft (1996), Optimal Capital Structure, Endogenous Bankruptcy and the Term Structure of Credit Spreads The Journal of Finance, 51 (3): 987 – 1019 17 James S.Ang (1991) Small Business Uniqueness and the Theory of Financial Management Journal of Small Business Management, (1): – 13 18 James S.Ang, Rebel A.Cole, James Wuh Lin (2000) Agency Costs and Ownership Structure The Journal of Finance, 55 (1): 81 – 106 19 Mara Faccio, Maria – Teresa Marchica, Roberto Mura (2011) Large Shareholder Diversification and Corporate Risk Taking.The Review of Financial Studies, 24 (11): 3601 – 3641 20 Mark Hoven Stohs; David C Mauer (1996) The Determinants of Corporate Debt Maturity Structure The Journal of Business, 69 (3): 279 – 312 21 Mauricio Jara Bertin cộng (2008) The contest to the control in European family firms: How other shareholders affect firm value Corporate Governance: An International Review 16 (3): 146 -159 22 Matthew T.Billett, Tao-Hsien Dolly King David C.Mauer (2007) Growth Opportunities and the Choice of Leverage, Debt Maturity and Covenents The Journal of Finance, 62 (2): 697 – 730 23 Michael J Barclay; Clifford W Smith, JR (1995) The Maturity Structure of Corporate Debt The Journal of Finance, 50 (2): 609 – 631 24 Michael C.Jensen William H.Meckling (1976) Theory of the firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure Journal of Financial Economics, 3: 305 – 360 25 Mike Burkart, Fausto Panunzi, Andrei Shleifer (2003) Family firms The Journal of Finance, 58 (5): 2167 – 2201 26 Morris G Danielson, Jonathan A Scott (2006) A note on agency conflicts and the small firm investment decision Journal of Small Business Management, 45 (1): 157 – 175 27 Najah Attig, Omrane Guedhami, Dev Mishra (2008) Multiple large shareholders, control contest, anf implied cost of equity Journal of Corporate Finance, 14 (5): 721 – 737 28 Nieves Lidia, Pedro J.García – Teruel, Padro Martínez-Solano (2016) Debt maturity structure In private firms: Does The family control matter Journal of Corporate Finance, 37: 393 – 411 29 Paulo Esperanỗa, J., Matias Gama, A.P and Azzim Gulamhussen, M (2003) Corporate debt policy of small firms: an empirical (re)examination Journal of Small Business and Enterprise Development, 10 (1): 62 - 80 30 Pavel Körner (2006) The determinants of corporate debt maturity structure: Evidence from Czech firms Journal of Economics and Finance, 57 (3-4): 142 – 158 31 Raghuram Rajan, Andrew Winton (1995) Covenants and Collateral Incentives to Monitor The Journal of Finance, 50 (4): 1113 – 1146 32 Rataporn Deesomsak, Krishna Paudyal Gioia Pescetto (2009) Debt Maturity Structure and the 1997 Asian Financial Crisis Journal of Multinational Financial Management, 19 (1): 26 – 42 33 Ronald C Andersin, Sttar A.Mansi, David M.Reeb (2003) Founding family ownership and the agency cost of debt Journal of Financial Economics, 68 (2): 263 – 285 34 Stewart C.Myers (1977) Determinant of Corporate Borrowing Journal of Financial Economics, (2): 147 – 175 35 Stewart C.Myers (1984) The Capital Structure Puzzle The Journal of Finance, 39 (3): 574 – 592 36 Sudip Datta, Mai Iskanar-Datta Kartik Raman (2005) Managerial Stock Ownership and the Maturity Structure of Corporate Debt The Journal of Finance, 60 (5): 2333 – 2350 37 Sudip Datta, Trang Doan, Mai Iskandar – Datta (2019) Policy uncertainty and the maturity structure of corporate debt Journal of Financial Stability, 44: 1-18 38 Varouj A Aivazian, Ying Ge, and Jiaping Qiu (2005) Debt Maturity Structure and Firm Investment Financial Management, 34 (4): 107 – 119 PHỤ LỤC Phụ lục 1: Mơ tả thống kê - Tồn mẫu Variable Obs Mean DM Family Growth Size Age 6,027 5,226 6,240 6,084 7,409 2162071 10.38321 7619003 27.12279 3.038382 ZScore AM Lev Term Tax 3,889 2,542 6,082 7,409 6,086 4.456359 1632.277 2197178 2.28618 1821413 Std Dev Min Max 2589862 17.09157 26.89312 1.701508 7934995 -.0536055 -24.16174 20.97462 100 2090.388 34.723 3.931826 55.52506 35415.62 191946 1.155317 4312233 -.0333771 -5301.86 48 -23.13343 2271.533 1606886 8922445 3.652 13.53217 - Cơng ty có cổ đơng lớn thành viên gia đình Variable Obs Mean DM Family Growth AM Size 1,212 1,228 1,060 524 1,215 Age ZScore Term Tax Lev 1,228 822 1,228 1,216 1,215 Std Dev Min Max 1710065 10.59449 6351452 208.6341 26.71289 2038673 -.0536055 4.395884 7.813249 -1 1195.796 0003356 1.45308 23.18548 9766461 20 244.4558 22629.76 31.56349 3.02938 4.073211 1.894441 1881389 2080145 8050243 6931472 17.07639 -.0072049 1.118988 48 1943871 -3.1666 1825455 3.931826 293.0791 3.652 2.030576 7473348 - Cơng ty có cổ đơng lớn thành viên gia đình Variable Obs Mean DM Family Growth AM Size 775 787 649 383 775 2028542 32.97352 8514569 512.5062 27.117 Age ZScore Term Tax Lev 787 522 787 776 774 3.017472 2.230344 1.861323 1839107 2739799 Std Dev Min Max 2261464 8.571685 8.500626 4583.553 1.545422 21 -1 23.33036 9662755 51 176.1942 69799.44 32.99602 7757849 6.423133 1.14036 1858556 1854156 6931472 -.0003122 48 -1.51692 3.931826 77.45005 3.652 2.91982 7341605 Phụ lục 2: Hệ số tƣơng quan DM DM Growth -0.0716* 0.0059 1.0000 Growth 0.0003 0.9916 0.0309 0.2348 1.0000 0.3576* 0.0000 0.0154 0.5535 0.0696* 0.0074 Age ZScore AM Term Tax Lev Size Age ZScore AM 1.0000 Family Size 0.0050 0.8491 -0.0097 0.7093 -0.0278 0.2852 -0.0848* -0.0314 0.0011 0.2274 -0.0070 0.7875 0.0028 0.9147 -0.0307 0.2379 -0.0856* -0.0146 0.0010 0.5744 -0.0330 0.2041 0.1897* 0.0000 Term Family 0.0242 0.3526 0.0152 0.5588 0.2066* 0.0000 0.0073 0.7802 Term 1.0000 Tax -0.0096 0.7113 1.0000 Lev -0.0141 0.5866 -0.0865* 0.0009 0.0112 0.6661 1.0000 -0.1279* -0.0133 0.0000 0.6096 0.0891* 0.0006 0.0378 0.1463 -0.0581* -0.2261* -0.0362 0.0255 0.0000 0.1636 -0.0530* 0.0415 Tax 1.0000 Lev 1.0000 -0.0452 0.0823 -0.0316 0.2242 0.3806* -0.0060 0.0000 0.8182 1.0000 -0.0084 0.7481 0.1262* 0.0000 -0.0256 0.3247 -0.0809* 0.0018 1.0000 0.0288 0.2688 -0.0330 0.2049 0.0657* 0.0115 Phụ lục 3: Kết VIF Variable VIF 1/VIF Size Lev Term Family ZScore AM Tax Growth Age 1.27 1.25 1.08 1.06 1.03 1.02 1.01 1.01 1.01 0.788937 0.802780 0.926925 0.947216 0.970179 0.984364 0.987526 0.990033 0.995003 Mean VIF 1.08 Phụ lục 4: Kết hồi quy - Hồi quy Pooled- OLS Source SS df MS Model Residual 11.3321603 67.7920469 1,470 1.25912892 046117039 Total 79.1242072 1,479 05349845 DM Coef Family Growth AM Size Age ZScore Term Tax Lev _cons -.0012475 -.0008327 -1.75e-07 0530339 0000791 -.0004373 -.0016958 -.0246049 1010745 -1.240167 Std Err .00032 0010361 1.22e-07 0044495 0072098 0002716 0054016 0328623 0324491 1241606 t -3.90 -0.80 -1.43 11.92 0.01 -1.61 -0.31 -0.75 3.11 -9.99 Number of obs F(9, 1470) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.422 0.153 0.000 0.991 0.108 0.754 0.454 0.002 0.000 = = = = = = 1,480 27.30 0.0000 0.1432 0.1380 21475 [95% Conf Interval] -.0018753 -.0028652 -4.15e-07 044306 -.0140635 -.0009701 -.0122916 -.089067 0374229 -1.483717 -.0006198 0011997 6.50e-08 0617619 0142217 0000955 0088999 0398572 164726 -.9966156 - Hồi quy FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: MCK Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.0862 between = 0.1651 overall = 0.1170 corr(u_i, Xb) = = 1,480 418 = avg = max = 3.5 10 = = 11.04 0.0000 F(9,1053) Prob > F = -0.1057 DM Coef Family Growth AM Size Age ZScore Term Tax Lev _cons 0000302 -.0006416 2.75e-08 0475851 -.000637 -.000608 0050189 -.0088853 264128 -1.155836 0004055 0006513 7.87e-08 012615 0041621 0003174 0039799 0192373 0400652 3464959 sigma_u sigma_e rho 19912183 10303766 78878957 (fraction of variance due to u_i) Std Err t 0.07 -0.99 0.35 3.77 -0.15 -1.92 1.26 -0.46 6.59 -3.34 F test that all u_i=0: F(417, 1053) = 12.79 P>|t| 0.941 0.325 0.727 0.000 0.878 0.056 0.208 0.644 0.000 0.001 [95% Conf Interval] -.0007655 -.0019195 -1.27e-07 0228317 -.0088039 -.0012307 -.0027905 -.0466331 1855114 -1.835737 0008259 0006363 1.82e-07 0723385 0075299 0000148 0128283 0288624 3427446 -.4759356 Prob > F = 0.0000 - Hồi quy REM Random-effects GLS regression Group variable: MCK Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.0848 between = 0.1718 overall = 0.1257 corr(u_i, X) - = = 1,480 418 = avg = max = 3.5 10 = = 184.31 0.0000 Wald chi2(9) Prob > chi2 = (assumed) DM Coef Family Growth AM Size Age ZScore Term Tax Lev _cons -.0003128 -.0006553 9.79e-09 0477396 -.0007747 -.0005603 0038873 -.0138234 2285516 -1.14228 000334 0006247 7.72e-08 0061835 0040598 0002802 0032929 0187939 0328963 1686484 sigma_u sigma_e rho 18590037 10303766 76498965 (fraction of variance due to u_i) Std Err z -0.94 -1.05 0.13 7.72 -0.19 -2.00 1.18 -0.74 6.95 -6.77 P>|z| 0.349 0.294 0.899 0.000 0.849 0.046 0.238 0.462 0.000 0.000 [95% Conf Interval] -.0009675 -.0018797 -1.41e-07 0356201 -.0087317 -.0011095 -.0025668 -.0506587 164076 -1.472825 0003419 0005692 1.61e-07 0598591 0071824 -.0000111 0103413 0230119 2930272 -.8117349 Kiểm định Hausman Note: the rank of the differenced variance matrix (8) does not equal the number of coefficients being tested (9); be sure this is what you expect, or there may be problems computing the test Examine the output of your estimators for anything unexpected and possibly consider scaling your variables so that the coefficients are on a similar scale Coefficients (b) (B) FEM REM Family Growth AM Size Age ZScore Term Tax Lev 0000302 -.0006416 2.75e-08 0475851 -.000637 -.000608 0050189 -.0088853 264128 -.0003128 -.0006553 9.79e-09 0477396 -.0007747 -.0005603 0038873 -.0138234 2285516 (b-B) Difference 000343 0000137 1.77e-08 -.0001546 0001376 -.0000476 0011316 004938 0355764 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .00023 0001841 1.54e-08 0109956 0009171 000149 0022351 0041065 0228703 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 10.41 Prob>chi2 = 0.2372 - Kiểm định phƣơng sai thay đổi Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects DM[MCK,t] = Xb + u[MCK] + e[MCK,t] Estimated results: Var DM e u Test: sd = sqrt(Var) 0534984 0106168 0345589 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = - 2312973 1030377 1859004 1898.97 0.0000 Kiểm định tự tƣơng quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 206) = 36.307 Prob > F = 0.0000 - Hồi quy GLS Toàn mẫu 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 = DM Coef Family Growth AM Size Age ZScore Term Tax Lev _cons -.0008356 -.0007803 -9.41e-08 0458473 -.0004692 -.0005053 0018027 -.0220692 125242 -1.093608 341 10 Std Err .0001481 0001525 7.13e-08 0015578 001582 0001641 0016648 0082087 0180332 0392042 (0.7405) Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(9) Prob > chi2 z -5.64 -5.12 -1.32 29.43 -0.30 -3.08 1.08 -2.69 6.95 -27.90 P>|z| 0.000 0.000 0.187 0.000 0.767 0.002 0.279 0.007 0.000 0.000 = = 1,403 341 = = = = = 4.11437 10 1602.19 0.0000 [95% Conf Interval] -.0011257 -.0010792 -2.34e-07 042794 -.0035698 -.0008269 -.0014602 -.0381579 0898975 -1.170446 -.0005454 -.0004814 4.57e-08 0489006 0026315 -.0001837 0050656 -.0059805 1605865 -1.016769 Mẫu phân loại theo biến Family - Nhóm cơng ty có cổ đơng lớn thành viên gia đính 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 = - DM Coef Family Growth AM Size Age ZScore Term Tax Lev _cons 0005044 0035907 4.26e-06 0247692 0055643 0010512 0074878 -.0280618 5118085 -.6287189 99 10 Std Err Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(9) Prob > chi2 z 0004878 0006741 6.48e-07 0048828 0013129 0008876 0035807 0147806 0312236 1246068 (1.3657) P>|z| 1.03 5.33 6.57 5.07 4.24 1.18 2.09 -1.90 16.39 -5.05 0.301 0.000 0.000 0.000 0.000 0.236 0.037 0.058 0.000 0.000 = = 291 99 = = = = = 2.939394 10 804.52 0.0000 [95% Conf Interval] -.0004517 0022696 2.99e-06 0151991 002991 -.0006885 0004697 -.0570312 4506113 -.8729437 0014605 0049118 5.53e-06 0343393 0081376 0027909 0145058 0009075 5730056 -.384494 Nhóm cơng ty có cổ đơng kiểm sốt thành viên gia đính 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 = DM Coef Family Growth AM Size Age ZScore Term Tax Lev _cons -.0015733 -.0001076 2.95e-06 0357482 001256 -.0011208 0178296 -.076106 -.0232836 -.7973868 60 10 Std Err .0004938 0004261 1.40e-06 0069272 0046701 0005166 0059158 0181094 0429902 1797209 (0.7660) Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(9) Prob > chi2 z -3.19 -0.25 2.11 5.16 0.27 -2.17 3.01 -4.20 -0.54 -4.44 P>|z| 0.001 0.801 0.035 0.000 0.788 0.030 0.003 0.000 0.588 0.000 = = 217 60 = = = = = 3.616667 76.86 0.0000 [95% Conf Interval] -.0025411 -.0009427 2.12e-07 0221712 -.0078972 -.0021333 0062349 -.1115997 -.1075429 -1.149633 -.0006054 0007275 5.69e-06 0493253 0104092 -.0001083 0294243 -.0406124 0609757 -.4451402 ... KHỚP THỜI GIAN ĐÁO HẠN TÀI SẢN VỚI THỜI GIAN ĐÁO HẠN NỢ ĐẾN TÍNH ĐÁO HẠN NỢ 19 2.6 ẢNH HƢỞNG CỦA ĐÕN BẨY TÀI CHÍNH ĐẾN TÍNH ĐÁO HẠN NỢ 20 2.7 ẢNH HƢỞNG CỦA NHÂN TỐ CẤU TRÖC KỲ HẠN CỦA LÃI... động nhƣ đến việc sử dụng nợ ngắn hạn hay nợ dài hạn, kiểm sốt gia đình có ảnh hƣởng đến tính đáo hạn nợ hay khơng, sử dụng nợ cơng ty có kiểm sốt gia đình nên sử dụng nợ có tính đáo hạn dài hay... công ty, Số năm hoạt động, Z-score, Đáo hạn tài sản, Cấu trúc kỳ hạn lãi suất, Thuế Đòn bẩy tài đến tính đáo hạn nợ cơng ty 2.1 ẢNH HƢỞNG CỦA KIỂM SỐT GIA ĐÌNH ĐẾN TÍNH ĐÁO HẠN NỢ CỦA CÁC CƠNG TY