Biến phụ thuộc: LTDM Mơ hình 2.1 Mơ hình 2.2 Mơ hình 2.3
LTDMi,t-1 0.640*** 0.595*** 0.616*** [0.030] [0.031] [0.035] ASSET_MATURITY -0.002 0.028 0.019 [0.021] [0.027] [0.015] GROWTH 0.079 0.466*** 0.637*** [0.145] [0.134] [0.151] SIZE 0.004*** 0.002 0.003*** [0.001] [0.001] [0.001] TURNOVER -0.057*** -0.065*** -0.050*** [0.008] [0.011] [0.008] VOLATILITY -0.000 0.001 0.008 [0.014] [0.005] [0.014] CURRENT_RATIO 0.012** 0.018** -0.009 [0.006] [0.008] [0.007] LEVERAGE -0.162 0.261*** 0.014 [0.162] [0.076] [0.148] TAX 0.301*** 0.385*** 0.351*** [0.115] [0.126] [0.127] INF 0.001*** 0.000 0.000** [0.000] [0.000] [0.000] GDP -0.018*** -0.003 -0.007* [0.004] [0.004] [0.004] FD 0.138*** [0.041] LEVERAGE x FD 0.692* [0.396] BOND1 0.047* [0.025] LEVERAGE x BOND1 -0.920*** [0.220] INST 0.067 [0.065] LEVERAGE x INST -0.072 [0.322] Constant 0.013 0.006 0.070** [0.020] [0.020] [0.033] AR(1) p-value 0.000 0.000 0.000 AR(2) p-value 0.882 0.945 0.439 Hansen p-value 0.276 0.513 0.147 Thống kê F p-value 0.000 0.000 0.000 Số quan sát 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
Kiểm định mơ hình hồi quy
Mơ hình 2 với LTDMi,t-1 là biến trễ bậc 1 của biến phụ thuộc đóng vai trò là biến độc lập trong mơ hình nên mơ hình 2 có nhiều khả năng có tồn tại hiện tượng nội
sinh. Kiểm định Hansen được thực hiện nhằm kiểm tra xem biến công cụ có tương quan với phần dư của mơ hình hay khơng. Nếu nó khơng tương quan nghĩa là biến công cụ là ngoại sinh. Kiểm định Hansen được thực hiện với giả thuyết như sau: H0:
Biến công cụ là biến ngoại sinh; H1: Biến công cụ không là biến ngoại sinh.
Kết quả kiểm định Hansen có p-value > 1% hay kiểm định Hansen có ý nghĩa thống kê tại mức 1%, nghĩa là khơng có đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 về biến công cụ ngoại sinh. Điều này cho thấy kết quả ước lượng theo phương pháp GMM hệ thống là phù hợp với dữ liệu nghiên cứu.
Thêm vào đó, kiểm định tự tương quan trong mơ hình nghiên cứu cũng được thực hiện thông qua kiểm định Arellano - Bond với giả thuyết như sau: H0: Khơng có
tự tương quan trong mơ hình; H1: Có tự tương quan trong mơ hình.
Kết quả kiểm định Arellano - Bond có p-value > 1% hay kiểm định Arellano - Bond có ý nghĩa thống kê tại mức 1%, nghĩa là khơng có đủ cơ sở để bác bỏ giả thu- yết H0 về khơng có tự tương quan trong mơ hình nghiên cứu. Điều này chứng tỏ kết quả ước lượng theo phương pháp GMM hệ thống là phù hợp với dữ liệu nghiên cứu.
Kiểm định đánh giá tính phù hợp của mơ hình 2, cho thấy p-value < 1%, cho thấy mơ hình 2 là phù hợp trong việc giải thích ảnh hưởng của các yếu tố đến CTKHN.
Kết quả kiểm định này áp dụng các bảng: 4.12, 4.13 và 4.14
Phân tích kết quả hồi quy
Kết quả hồi quy mơ hình 2.1, mơ hình 2.2 và mơ hình 2.3, các cơng ty niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam có thực hiện điều chỉnh CTKHN với tốc độ trung bình là = 38,30% (tại mức ý nghĩa 1%). Cụ thể, mơ hình 2.1 tốc độ điều chỉnh là 36%, mơ hình 2.2 là 40,5% và mơ hình 2.3 là 38,40%. Điều này chứng tỏ chi phí phát sinh do có sự sai lệch CTKHN 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 khốn Việt Nam có chịu sự tác động của các yếu tố đặc điểm của công ty và kinh tế vĩ mô như: cơ hội tăng trưởng, quy mô công ty, chất lượng tài sản công ty, tác động thuế và tăng trưởng kinh tế là các yếu tố ảnh hưởng đến CTKHN.
Yếu tố tỷ số nợ (LEVERAGE). Kết quả kiểm định mơ hình 2.2 cho thấy hệ số
hồi quy tỷ số nợ là dương có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Yếu tố tỷ số nợ ảnh hưởng cùng chiều đến CTKHN, được giải thích bởi giả thuyết rủi ro thanh khoản. Điều này cho thấy các công ty niêm yết tại thị trường chứng khoán Việt Nam kéo dài CTKHN khi tỷ số nợ tăng lên để bù đắp khả năng xảy ra khủng hoảng thanh khoản và do đó trì hỗn rủi ro phá sản. Điều này được cho là phù hợp với đề xuất của Stohs & Mauer (1996). Rất nhiều bằng chứng thực nghiệm ủng hộ lập luận này (Scherr & Hulburt, 2011; Johnson, 2003; Custodio & cộng sự, 2013; Krishnankutty & Chakraborty, 2014; Lemma & Negash, 2012; Trần Thị Thùy Linh & Tạ Thị Thúy, 2014; Nguyen Hoang Thuy Bích Tram & Tran Thi Thuy Linh, 2017; Dang, 2011 và González, 2015). Kết quả này được chứng thực bởi bằng chứng thực nghiệm của thế giới và Việt Nam.
Mơ hình 2 này được sử dụng để đánh giá vai trò điều tiết của các yếu tố nguồn tài trợ dài hạn của nền kinh tế, phát triển tài chính và chất lượng thể chế đối với ảnh hưởng của tỷ số nợ đến CTKHN. Trong mơ hình 2 này nếu vai trị điều tiết phát sinh khi ảnh hưởng của tỷ số nợ đến CTKHN, sự thay đổi độ lớn hoặc thậm chí là hướng của mối quan hệ này có ngun nhân xuất hiện bởi biến thứ ba. Kết quả của mơ hình 2 này có một số kết quả đáng chú ý sau:
- Kết quả hồi quy mơ hình 2 kiểm định vai trị điều tiết thể hiện rõ nhất ở mơ hình 2.1 và mơ hình 2.2. Đối với mơ hình 2.3 khơng có xuất hiện vai trò điều tiết của INST đối với ảnh hưởng của tỷ số nợ đến CTKHN.
- Đối với mơ hình 2.1 hồi quy cho biết độ lớn hệ số của biến tương tác (LEVERAGE x FD) tăng lên đáng kể (0,692) so với ảnh hưởng của phát triển tài chính (FD) đến CTKHN (0,138). Điều này được cho là “ảnh hưởng làm tăng” khi sự xuất hiện của vai trò điều tiết làm tăng ảnh hưởng của FD đối với ảnh hưởng của tỷ số nợ đến CTKHN. Tuy nhiên, mơ hình 2.1 này cho thấy ảnh hưởng chính của FD đến CTKHN, ảnh hưởng tương tác của FD và tỷ số nợ đến CTKHN. Như vậy, phát triển tài chính làm tăng ảnh hưởng đối với ảnh hưởng của tỷ số nợ đến CTKHN.
- Đối với mơ hình 2.2 cho thấy độ lớn hệ số biến biến tương tác (LEVER- AGE x BOND1) làm giảm (-0,92) so với ảnh hưởng cùng chiều của BOND1 đến CTKHN (0,047) ảnh hưởng này được cho là khá nhỏ và ảnh
hưởng cùng chiều của LEVERAGE lên CTKHN (0,261). Điều này được cho là “ảnh hưởng làm giảm” khi sự xuất hiện của vai trò điều tiết làm giảm ảnh hưởng của nguồn tài trợ dài hạn của nền kinh tế đối với ảnh hưởng của tỷ số nợ đến CTKHN. Kết quả mơ hình 2.2 cho thấy ảnh hưởng chính của tỷ số nợ và nguồn tài trợ dài hạn của nền kinh tế đến CTKHN và ảnh hưởng tương tác làm giảm tỷ số nợ đến CTKHN. Kết quả này cho thấy là nguồn tài trợ dài hạn của nền kinh tế không làm tốt vai trò cung cấp các khoản vay dài hạn do đó làm giảm tỷ số nợ và như vậy CTKHN công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam sẽ ngắn hơn. Kết quả này được ủng hộ bởi một số nghiên cứu về xác định CTKHN của công ty như Berglof & Von Thadden (1994), Diamond (1991, 1993) và Rajan (1992) cho rằng nợ dài hạn không cần thiết để giành được vốn hiện vật và có thể làm giảm hiểu quả hoạt động của cơng ty.
Để đánh giá vai trị điều tiết yếu tố phát triển tài chính đối với ảnh hưởng của tỷ số nợ đến CTKHN một cách chi tiết hơn trên bộ chỉ số mà Svirydzenka (2016) và so với các nghiên cứu trước như của Krich & Terra (2012) và Thanh Nha Nguyen (2022). Nghiên cứu này tiếp tục kiểm định mơ hình 2.1 với các chỉ số thấp hơn của phát triền tài chính tổng thể và các chỉ số ở các khía cạnh về độ sâu, khả năng tiếp cận
Bảng 4.13: Kết quả hồi quy mơ hình 2 (tiếp theo) Biến phụ thuộc: LTDM (1) (2) (3) (4) LTDMi,t-1 0.635*** 0.592*** 0.636*** 0.630*** [0.030] [0.037] [0.029] [0.030] ASSET_MATURITY 0.003 0.023 0.008 0.008 [0.022] [0.016] [0.021] [0.023] GROWTH 0.066 0.610*** 0.251* 0.045 [0.145] [0.170] [0.132] [0.146] SIZE 0.004*** 0.004*** 0.004*** 0.004*** [0.001] [0.001] [0.001] [0.001] TURNOVER -0.058*** -0.053*** -0.056*** -0.060*** [0.008] [0.007] [0.009] [0.008] VOLATILITY 0.002 0.019 0.014 0.005 [0.014] [0.014] [0.015] [0.014] CURRENT_RATIO 0.013** -0.007 0.012** 0.013** [0.006] [0.005] [0.006] [0.006] LEVERAGE -0.066 0.210** 0.005 0.002 [0.097] [0.092] [0.223] [0.073] TAX 0.301*** 0.298*** 0.298** 0.302*** [0.116] [0.109] [0.129] [0.117] INF 0.001*** 0.000 0.001*** 0.001** [0.000] [0.001] [0.000] [0.000] GDP -0.014*** -0.007 -0.019*** -0.012*** [0.004] [0.005] [0.005] [0.004] FM 0.059*** [0.020] LEVERAGE x FM 0.435** [0.199] FMD 0.039 [0.074] LEVERAGE x FMD -0.811** [0.376] FMA 0.287*** [0.081] LEVERAGE x FMA 0.189 [0.517] FME 0.020*** [0.007] LEVERAGE x FME 0.193** [0.077] Constant 0.025 0.024 -0.040 0.028* [0.018] [0.022] [0.026] [0.016] AR(1) p-value 0.000 0.000 0.000 0.000 AR(2) p-value 0.879 0.627 0.826 0.880 Hansen p-value 0.297 0.122 0.256 0.322 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 [].
Kết quả hồi quy mơ hình 2.1, các ước lượng từ (1) đến (4) các công ty niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam có thực hiện điều chỉnh CTKHN với tốc độ
trung bình là = 37,68% (tại mức ý nghĩa 1%). Cụ thể, ước lượng 1 tốc độ điều chỉnh là 36,5%, ước lượng 2 là 40,8%, ước lượng 3 là 36,40% và ước lượng 4 là 37%. Điều này chứng tỏ chi phí phát sinh do có sự sai lệch CTKHN 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 ảnh của các yếu tố đặc điểm công ty và kinh tế vĩ mô như: cơ hội tăng trưởng, quy mô công ty, chất lượng tài sản công ty, tài sản thanh khoản, tỷ số nợ, tác động thuế, lạm phát và tăng trưởng kinh tế là các yếu tố ảnh hưởng đến CTKHN.
Mục đích chính của mơ hình 2 này là đánh giá vai trị điều tiết của phát triển tài chính đối với ảnh hưởng của tỷ số nợ đến CTKHN. Kết quả của mơ hình 2.1 này có một số kết quả đáng chú ý sau:
- Kết quả hồi quy mơ hình 2.1 cho thấy khơng có xuất hiện vai trị điều tiết của khả năng tiếp cận của phát triển thị trường tài chính (FMA) đối với ảnh hưởng của tỷ số nợ đến CTKHN.
- Đối với mơ hình 2.1 cho thấy độ lớn của hệ số biến tương tác (LEVERAGE x FM) tăng lên đáng kể (0,435) so với ảnh hưởng làm tăng của phát triển thị trường tài chính (FM) đến CTKHN (0,059). Điều này được cho là “ảnh hưởng làm tăng” khi sự xuất hiện của vai trò điều tiết làm tăng ảnh hưởng của tỷ số nợ đến CTKHN. Mơ hình 2.1 cho thấy ảnh hưởng chính của FM làm tăng CTKHN và ảnh hưởng tương tác của LEVERAGE x FM đến CTKHN của các cơng ty niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam sẽ dài hơn.
- Đối với mơ hình 2.1 cho thấy độ lớn của hệ số biến tương tác (LEVERAGE x FMD) làm giảm ảnh hưởng (-0,811) so với ảnh hưởng của LEVERAGE đến CTKHN (0,21) làm tăng. Điều này được cho là “ảnh hưởng làm giảm” khi sự xuất hiện của vai trò điều tiết làm giảm ảnh hưởng của tỷ số nợ đến CTKHN. Trong mơ hình 2.1 này cho thấy ảnh hưởng chính của tỷ số nợ làm tăng CTKHN và ảnh hưởng tương tác của LEVERAGE x FMD đến CTKHN của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam sẽ ngắn hơn.
- Đối với mơ hình 2.1 cho thấy độ lớn của hệ số biến tương tác (LEVERAGE x FME) tăng lên đáng kể (0,193) so với ảnh hưởng của FM đến CTKHN (0,02). Điều này được cho là “ảnh hưởng làm tăng” khi sự xuất hiện của vai trò điều
tiết làm tăng ảnh hưởng của tỷ số nợ đến CTKHN. Trong mơ hình 2.1 này cho thấy ảnh hưởng chính của FME làm tăng CTKHN và ảnh hưởng tương tác LEVERAGE x FME đến CTKHN của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam sẽ dài hơn.
Một số nhận xét về vai trò điều tiết của phát triển thị trường tài chính, trong đó phát triển thị trường tài chính về độ sâu và phát triển thị trường tài chính về hiệu quả. Theo kết quả phân tích hồi quy của mơ hình 2.1, kết quả nghiên cứu cho thấy độ lớn của hệ số hồi quy biến tương tác là lớn hơn hệ số hồi quy của biến chính. Điều này cho thấy, sự xuất hiện vai trò điều tiết được cho là có lợi đối với CTKHN công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt với hệ số là dương và ngược lại. Thị trường phát triển hiệu quả được ví như là tất cả thơng tin sẵn có điều được phản ánh vào giá cả và như vậy các tài sản giao dịch trên thị trường điều được phản ánh đúng giá trị, nghĩa là không bị định giá quá thấp hoặc ngược lại. Việc này rất lợi cho các chủ nợ, theo quan điểm của Grossman (1976) và Grossman & Stiglitz (1976) cho rằng giá thị trường cổ phiếu hữu ích khi tiết lộ một phần thông tin mà các nhà đầu tư đang nắm giữ, điều này làm cho việc cho vay đối với công ty niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam hiện nay ít rủi ro hơn. Do đó, sự hiện diện của thơng tin thị trường chứng khốn về cơng ty nào đó sẽ tăng cường khả năng thu được nợ dài hạn của công ty đó.
So sánh giữa mơ hình 1.2 và mơ hình 2.1 này có điểm mới đáng chú ý. Vai trị điều tiết của độ sâu phát triển thị trường tài chính làm giảm ảnh hưởng của tỷ số nợ đến CTKHN. Điều này không được xác nhận bởi bằng chứng thống kê của mơ hình 1.2. Nghĩa là quy mơ và thanh khoản thị trường chứng khốn ảnh hưởng đến CTKHN theo hướng làm giảm CTKHN. Dưới điều kiện thị trường chứng khoán Việt Nam hiện nay, sự phát triển chủ yếu tập trung vào thị trường cổ phiếu, trong khi thị trường trái phiếu khơng phát triển, do đó ảnh hưởng này gây bất lợi cho CTKHN.
Một số nhận xét về vai trò điều tiết của phát triển thị trường tài chính đối với ảnh hưởng của tỷ số nợ đến CTKHN như sau:
- Phát triển thị trường tài chính làm tăng mức độ ảnh hưởng đến tỷ số nợ và sau đó làm tăng ảnh hưởng đến CTKHN. Ảnh hưởng này nhìn cũng phụ thuộc chính vào tính hiệu quả của của thị trường tài chính, phản ánh giá cả tài sản bởi
những thơng tin sẵn có và do đó tài sản khơng bị đánh giá q thấp hoặc quá cao. Kết quả này được hỗ trợ bởi nghiên cứu của Grossman (1976) và Grossman & Stiglitz (1976) theo đó cơng ty tiết lộ thơng tin ra ngồi thị trường, vì vậy người cho vay sẽ cảm thấy ít rủi ro hơn. Ngoài ra, theo như Demirgỹỗ-Kunt & Maksimovic (1996) xỏc nhn rng quy mơ thị trường chứng khốn càng lớn thì hiệu ứng thơng tin càng mạnh.
- Nhưng phát triển thị trường tài chính cũng làm giảm mức độ ảnh hưởng của tỷ số nợ đến CTKHN. Ảnh hưởng làm giảm này được đánh là có ngun nhân từ quy mơ và tính thanh khoản thị trường gây bất lợi cho việc vay dài hạn của các công ty niêm yết. Trong khi thị trường chứng khốn Việt Nam có những thay đổi đáng chú ý, thì quy mơ và thanh khoản của thị trường trái phiếu cịn nhiều hạn chế. Do đó, kết quả nghiên cứu này được cho là có sự khác biệt với nghiên cứu của Demirgỹỗ-Kunt & Maksimovic (1999) cho rằng CTKHN không liên quan đến diễn biến thị trường chứng khốn đối với các cơng ty nhỏ, trong khi các công ty lớn phát hành nợ dài hạn hơn. Ngoài ra, kết quả nghiên cứu này được đánh giá là khác với nghiên cứu của Kirch & Terra (2012) cho rằng sự phát triển của thị trường tài chính khơng ảnh hưởng đến CTKHN.
Bảng 4.14: Kết quả hồi quy mơ hình 2 (tiếp theo) Biến phụ thuộc: LTDM (5) (6) (7) (8) LTDMi,t-1 0.623*** 0.581*** 0.636*** 0.564*** [0.028] [0.036] [0.028] [0.037] ASSET_MATURITY 0.009 0.031* -0.004 0.041** [0.024] [0.018] [0.024] [0.018] GROWTH 0.301** 0.601*** 0.186 0.714*** [0.133] [0.146] [0.148] [0.162] SIZE 0.004*** 0.004*** 0.004*** 0.004*** [0.001] [0.001] [0.001] [0.001] TURNOVER -0.051*** -0.053*** -0.054*** -0.050*** [0.007] [0.007] [0.008] [0.008] VOLATILITY 0.021 0.025* 0.006 0.032** [0.015] [0.014] [0.015] [0.014] CURRENT_RATIO 0.013** -0.005 0.011* -0.001