Biến phụ thuộc: LTDM (1) (2) (3) (4) LTDMi,t-1 0.646*** 0.646*** 0.641*** 0.647*** [0.029] [0.028] [0.029] [0.029] ASSET_MATURITY -0.004 -0.012 0.007 -0.005 [0.021] [0.022] [0.021] [0.021] GROWTH 0.153 0.311** 0.250* 0.160 [0.141] [0.141] [0.131] [0.140] SIZE 0.004*** 0.004*** 0.003*** 0.004*** [0.001] [0.001] [0.001] [0.001] TURNOVER -0.055*** -0.050*** -0.052*** -0.054*** [0.008] [0.008] [0.008] [0.008] VOLATILITY 0.002 0.005 0.012 0.001 [0.015] [0.015] [0.014] [0.015] CURRENT_RATIO 0.012** -0.008 0.012** 0.012** [0.006] [0.006] [0.006] [0.006] LEVERAGE 0.087 0.062 0.088 0.087 [0.062] [0.059] [0.059] [0.062] TAX 0.275** 0.220** 0.262** 0.274** [0.116] [0.106] [0.119] [0.115] INF 0.001*** 0.001* 0.001*** 0.001** [0.000] [0.001] [0.000] [0.000] GDP -0.015*** -0.014*** -0.018*** -0.013*** [0.004] [0.005] [0.005] [0.004] FM 0.079*** [0.019] FMD 0.108 [0.074] FMA 0.293*** [0.076] FME 0.029*** [0.007] Constant 0.022 0.031* -0.045 0.030* [0.016] [0.018] [0.030] [0.016] AR(1) p-value 0.000 0.000 0.000 0.000 AR(2) p-value 0.920 0.478 0.827 0.915 Hansen p-value 0.272 0.155 0.269 0.269 Thống kê F p-value 0.000 0.000 0.000 0.000 Số quan sát 5,595 5,595 5,595 5,595
Ghi chú: ***, ** và * tương ứng với mức ý nghĩa là 1%, 5% và 10%. Sai số chuẩn trong [].
Nguồn: Theo nghiên cứu của tác giả
Kết quả hồi quy mơ hình 1.2 tại ước lượng từ (1) đến (4), các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam có thực hiện điều chỉnh CTKHN với tốc độ trung bình là = 35,50% (tại mức ý nghĩa 1%). Điều này chứng tỏ chi phí phát sinh do có sự sai lệch CTKHN mục tiêu tại những công ty này sẽ cao hơn chi phí để thực hiện điều chỉnh. Đồng thời, việc thực hiện điều chỉnh CTKHN của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam có chịu sự tác động của các yếu tố thể hiện
đặc điểm của công ty và kinh tế vĩ mô như: cơ hội tăng trưởng, quy mô công ty, chất lượng công ty, tài sản thanh khoản, tác động thuế, lạm phát và tăng trưởng kinh tế là có yếu tố có tác động lên cấu trúc kỳ hạn nợ. Đặc biệt, ước lượng (1), (3) và (4) cho thấy bằng chứng thực nghiệm để kết luận rằng phát triển thị trường tài chính, phát triển thị trường tài chính ở mức độ tiếp cận và hiệu quả ảnh hưởng cùng chiều đến CTKHN. So với nghiên cứu của Thanh Nha Nguyen (2022) cho rằng khơng có bằng chứng thống kê cho thấy phát triển thị trường tài chính (FM) ảnh hưởng đến CTKHN. Ngồi ra, nghiên cứu Thanh Nha Nguyen (2022) chỉ dừng lại ở chỉ số phát triển thị trường tài chính mà khơng tiếp tục phân tích ở các chỉ số thấp hơn như độ sâu, khả năng tiếp cận và hiệu quả.
Bằng chứng thực nghiệm này được đánh giá là mới so với các nghiên cứu trước đây, bởi vì nghiên cứu này đã khai thác tồn bộ dữ liệu IMF về phát triển tài chính. Kết quả này cho thấy những điểm cần chú ý sau:
- Phát triển thị trường tài chính ảnh hưởng cùng chiều đến CTKHN và tốc độ điều chỉnh CTKHN. Kết quả này được đánh giá là phù hợp với tình hình nền kinh tế Việt Nam, nghĩa là phát triển thị trương tài chính được cho là có lợi cho CTKHN. Thị trường tài chính đã phát triển cho phép các cá nhân và cơng ty đa dạng hóa khoản tiết kiệm của họ và các công ty huy động nguồn vốn thông qua cổ phiếu, trái phiếu và thị trường ngoại hối.
- Ngoài ra, kết quả này cũng phản ánh hiệu quả và tiếp cận phát triển thị trường tài chính ảnh hưởng cùng chiều đến CTKHN và tốc độ điều chỉnh CTKHN. Hiệu quả này cho thấy sự thuận lợi của các giao dịch trên thị trường làm cho CTKHN dài hơn. Ngoài ra, mức độ hoạt động thị trường vốn được cho là có hiệu quả, điều này dẫn đến CTKHN dài hơn.
Bảng 4.11: Kết quả hồi quy mơ hình 1.2 (tiếp theo) Biến phụ thuộc: LTDM (5) (6) (7) (8) LTDMi,t-1 0.642*** 0.643*** 0.648*** 0.602*** [0.029] [0.027] [0.029] [0.036] ASSET_MATURITY -0.003 -0.004 -0.012 0.024* [0.022] [0.021] [0.021] [0.014] GROWTH 0.343*** 0.453*** 0.272* 0.740*** [0.131] [0.126] [0.140] [0.163] SIZE 0.004*** 0.003*** 0.004*** 0.004*** [0.001] [0.001] [0.001] [0.001] TURNOVER -0.053*** -0.050*** -0.051*** -0.055*** [0.009] [0.006] [0.008] [0.007] VOLATILITY -0.000 0.003 -0.000 0.013 [0.015] [0.016] [0.015] [0.012] CURRENT_RATIO 0.012** 0.011* 0.011* -0.008 [0.006] [0.006] [0.006] [0.006] LEVERAGE 0.051 0.038 0.063 0.015 [0.062] [0.051] [0.059] [0.046] TAX 0.257** 0.240*** 0.235** 0.364*** [0.120] [0.089] [0.105] [0.097] INF -0.001* -0.000 0.000 0.000 [0.000] [0.001] [0.000] [0.000] GDP 0.013 0.003 -0.008** 0.016 [0.009] [0.009] [0.004] [0.017] FI -0.731*** [0.272] FID -0.291* [0.167] FIA -0.317** [0.137] FIE -0.606 [0.407] Constant 0.187*** 0.057*** 0.072*** 0.354* [0.057] [0.021] [0.022] [0.211] AR(1) p-value 0.000 0.000 0.000 0.000 AR(2) p-value 0.849 0.480 0.862 0.439 Hansen p-value 0.155 0.213 0.107 0.175 Thống kê F p-value 0.000 0.000 0.000 0.000 Số quan sát 5,595 5,595 5,595 5,595
Ghi chú: ***, ** và * tương ứng với mức ý nghĩa là 1%, 5% và 10%. Sai số chuẩn trong [].
Nguồn: Theo nghiên cứu của tác giả
Kết quả hồi quy tại bảng trên tại ước lượng từ (5) đến (8), các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam có thực hiện điều chỉnh CTKHN với tốc độ trung bình là = 36,63% (tại mức ý nghĩa 1%). Điều này chứng tỏ chi phí phát sinh do có sự sai lệch CTKHN mục tiêu tại những công ty này sẽ cao hơn chi phí để thực hiện điều chỉnh. Đồng thời, việc thực hiện điều chỉnh CTKHN của các công ty niêm
yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam có chịu sự tác động của các yếu tố thể hiện đặc điểm của công ty và kinh tế vĩ mô như: kỳ hạn tài sản, cơ hội tăng trưởng, quy mô công ty, chất lượng công ty, tài sản thanh khoản, tác động thuế, lạm phát và tăng trưởng kinh tế là có yếu tố có tác động lên cấu trúc kỳ hạn nợ. Đặc biệt, ước lượng (5), (6) và (7) cho thấy có bằng chứng thống kê để kết luận rằng phát triển định chế tài chính, phát triển định chế tài chính ở độ sâu và tiếp cận cho thấy ảnh hưởng ngược chiều đến CTKHN. Kết quả này được ủng hộ về mặt thực nghiệm bởi nghiên cứu của Thanh Nha Nguyen (2022) cho các công ty bất động sản niêm yết trên sở giao dịch chứng khốn Thành phố Hồ Chính Minh. Tuy nhiên, như đã phân tích nghiên cứu Thanh Nha Nguyen chỉ sử dụng chỉ số phát triển định chế tài chính mà khơng đánh ở các khía cạnh khác như độ sâu, khả năng tiếp cận và hiệu quả.
Kết quả này được cho là chưa có nghiên cứu nào liên quan đến CTKHN trước đây. Theo đó CTKHN của các cơng ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam đã giảm do ảnh hưởng của phát triển định chế tài chính (FI). Cụ thể:
- Sự phát triển của định chế tài chính (FI) gây bất lợi cho CTKHN công ty niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam. Điều này có thể hình dung là thực tế hiện nay và từ trong quá khứ là hệ thống ngân hàng chiếm quá nhiều ưu thế trong tài trợ cho doanh nghiệp. Nên dẫn đến có nhiều ưu thế để cung cấp tài trợ cho công ty, tuy nhiên điều này không giúp doanh nghiệp vay dài hạn thuận lợi hơn nếu không tuân thủ yếu cầu của các tổ chức này đưa ra. Ví dụ tài sản đảm bảo cho các nghĩa vụ nợ dài hạn, cần nhiều tài sản cố định nhiều hơn là ngắn hạn.
- Sự phát triển của độ sâu định chế tài chính (FID) và độ sâu của định chế tài chính (FIA) gây bất lợi cho CTKHN cơng ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Cho thấy mức độ đại diện của hệ thống ngân hàng xuất hiện khá nhiều và mức độ tiếp cận khá dễ, cho nên cung cấp các dịch vụ tài chính khá thuận tiện. Điều này cũng được cho là khả năng giám sát và thu thập thông tin dễ hơn và việc vay dài hạn trở nên khó khắn hơn của cơng ty. Bởi vì ngun ngân hàng huy động nhiều loại kỳ hạn khác nhau và thường chỉ muốn cho vay kỳ hạn ngắn để tránh các rủi ro phát sinh từ việc cho vay lệch kỳ hạn.
Ngồi ra, so với mơ hình 1.2 về ảnh hưởng của yếu tố phát triển tài chính (FD) đến CTKHN, ước lượng (5) và (8) cho thấy có sự khác biệt ảnh hưởng đến CTKHN. Sự khác biệt này đến từ các yếu tố như: kỳ hạn tài sản và làm phát.
Yếu tố kỳ hạn tài sản (ASSET_MATURITY). Kết quả mơ hình 1.2 cho thấy
hệ số hồi quy của kỳ hạn tài sản là dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Kết quả kiểm định cho thấy là các công ty niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam có sự phù hợp giữa CTKHN và kỳ hạn tài sản giúp doanh nghiệp giảm thiểu rủi ro thanh khoản và có thể giúp doanh nghiệp giảm thiểu các vấn đề thiếu hụt đầu tư. Kết quả này cũng khẳng định sử phù hợp với những nghiên cứu trước đó đã đạt được sử đồng thuận cao ở các thị trường mới nổi và nền kinh tế phát triển. Kết quả này nhận được sử hỗ trợ bởi các nghiên cứu trước như Dang (2011), Trần Thị Thùy Linh & Tạ Thị Thúy (2014) và González (2015).
Trong mơ hình 1.2, so sánh các ước lượng từ (1) đến (4) với ước lượng từ (5) đến (8). Đối với ước lượng (5) ảnh hưởng của lạm phát (INF) đến CTKHN và tốc độ điều chỉnh CTKHN là ngược chiều. Kết quả này đạt được là đúng như kỳ vọng của nghiên cứu. Nghĩa là các vấn đề về rủi ro lãi suất mà các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam phải đối mặt đã khiến người cho vay tránh xa nợ dài hạn. Kết quả này được ủng hộ bởi các nghiên cứu thực nghiệm như Demirgỹỗ-Kunt & Maksimovic (1999) và Deesomsak & cộng sự (2009). Điều này được cho là có nguyên nhân từ khả năng của chính phủ trong việc quản lý nền kinh tế và cung cấp thông tin về sự ổn định của đồng tiền trong việc ký hp ng di hn (Demirgỹỗ-Kunt & Maksimovic, 1999; Wanzenried, 2006). Lạm phát của Việt Nam có những năm lên đến 23,11% và thấp nhất là 0,63% điều này cho thấy có những chêch lệch khá lớn lên đến 6,14%. Như vậy, có thể thấy các định chế tài chính khơng ưa thích cho vay dài hạn đối với doanh nghiệp, vì những rủi ro có thể gặp trong dài hạn.
So với các nghiên cứu trước như của Thuy An Chung & Quynh Trang Phan (2020) trong mối quan hệ giữa kỳ hạn nợ và phát triển thị trường tài chính với khu vực ngân hàng và thị trường chứng khoán. Kết quả cho thấy thị trường chứng khoán ảnh hưởng cùng chiều đối với CTKHN trong khi khu vực ngân hàng không ảnh hưởng đến CTKHN. Bên cạnh đó nghiên cứu của Nguyễn Thanh Liêm & cơng sự (2018) cho kết quả là khơng có sự ảnh hưởng của khu vực ngân hàng và thị trường chứng khoán đến
CTKHN. Tuy nhiên, nếu so sánh kết quả này với nghiên cứu của Krich & Terra (2012) thì kết quả trái ngược, theo đó kết quả của Krich & Terra (2012) cho rằng mức độ phát triển tài chính các quốc gia khơng ảnh hưởng đến CTKHN, trong khi đó chất lượng thể chế của một quốc gia ảnh hưởng cùng chiều đến nợ dài hạn trong cấu trúc tài chính của cơng ty.
Nhận xét về tốc độ điều CTKHN của các công ty niêm yết tại Việt Nam cho thấy tốc độ điều chỉnh khá chậm (35,5% đến 38,3%). So với các kết quả nghiên cứu của thế giới và Việt Nam có những khác biệt. Cụ thể, López-Gracia & Mestre-Barberá (2010) cho các doanh nghiệp vừa và nhỏ là 37%, trong nghiên cứu của Terra (2011) cho công ty Mỹ La Tinh là 46% đến 68% và kết quả của Dang (2011) cho các công ty của Anh là 60% đến 62%. Ngoài ra kết quả này cũng khác với nghiên cứu Nguyễn Thanh Nhã (2020) cho các công ty bất động sản niêm trên Sở giao dịch chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) là 53,41%.
4.3.2. Kết quả và thảo luận kết quả hồi quy mơ hình 2
Để đánh giá vai trò điều tiết của phát triển tài chính, chất lượng thể chế và nguồn tài trợ dài hạn của nền kinh tế đối với ảnh hưởng của tỷ số nợ đến CTKHN, mơ hình 2 này được ước lượng theo các mơ hình 2.1 (phát triển tài chính), mơ hình 2.2 (nguồn tài trợ dài hạn của nền kinh tế) và mơ hình 2.3 (chất lượng thể chế). Ngồi ra, mơ hình 2.1 cịn được ước lượng từ (1) đến (8) tương ứng là 2 ước lượng cho chỉ số phát triển định chế và thị trường tài chính, bên cạnh đó 6 ước lượng cho các chỉ số cấp thấp hơn của định chế và thị trường tài chính (độ sâu, khả năng tiếp cận và hiệu quả).