Nguồn: Theo nghiên cứu của tác giả
Các nghiên cứu đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến CTKHN ngắn hạn, như Ncube (2007), Etudaiye-Muhtar & Ahmad (2015), Ojah & Kodongo (2014) và
Etudaiye-Muhtar & cộng sự (2017) đều nhận định chung là có sự thay đổi trong tỷ trọng nợ dài hạn sang tỷ trọng nợ ngắn hạn nhiều hơn. Dựa trên những nghiên cứu này và dữ liệu quan sát, nghiên cứu tiến hành kiểm định tính vững cho mơ hình 1, luận án ước lượng lại mơ hình 1.
Kiểm định mơ hình
Kiểm định tính vững của mơ hình 1 với biến phụ thuộc là CTKHN ngắn hạn, trong đó biến STDMi,t-1 là biến trễ bậc 1 của biến phụ thuộc đóng vai trị là biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu nên mơ hình có nhiều khả năng có tồn tại hiện tượng nội sinh. Khi đó, kiểm định Hansen cần được thực hiện nhằm kiểm tra xem biến cơng 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
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 thơng 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 thuyết 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.
Đánh giá tính phù hợp của mơ hình hồi quy, kết quả kiểm định cho thấy giá trị p-value < 1% tức là mơ hình có ý nghĩa trong việc giải thích ảnh hưởng của các yếu tố đến CTKHN ngắn hạn.
Kết qủa kiểm định này áp dụng cho các bảng: 4.15, 4.16 và 4.17
Phân tích kết quả hồi quy
Các bảng 4.15, bảng 4.16 và bảng 4.17 trình bày kết quả hồi quy mơ hình 1 với biến phụ thuộc là CTKHN ngắn hạn.
Bảng 4.15: Đánh giá ảnh hưởng các yếu tố đến CTKHN ngắn hạn Biến phụ thuộc: STDM (1) (2) (3) Biến phụ thuộc: STDM (1) (2) (3) STDMi,t-1 0.715*** 0.883*** 0.894*** [0.020] [0.029] [0.028] ASSET_MATURITY -0.090*** -0.013 -0.027 [0.018] [0.019] [0.017] GROWTH -0.131 0.329** 0.517*** [0.099] [0.149] [0.136] SIZE 0.004*** 0.003*** 0.002* [0.001] [0.001] [0.001] TURNOVER 0.009 0.022** 0.023** [0.007] [0.011] [0.011] VOLATILITY 0.014*** 0.048*** 0.036*** [0.004] [0.013] [0.013] CURRENT_RATIO -0.003 0.005 0.001 [0.005] [0.004] [0.005] LEVERAGE 0.154** -0.046 -0.069 [0.073] [0.052] [0.055] TAX -0.177* -0.496*** -0.483*** [0.092] [0.117] [0.110] INF 0.000 -0.001* -0.001** [0.000] [0.000] [0.000] GDP 0.026*** 0.011** 0.014*** [0.004] [0.004] [0.004] BOND1 0.118*** [0.016] FD 0.069* [0.040] INST 0.094* [0.049] Constant -0.152*** -0.073*** -0.003 [0.018] [0.021] [0.030] AR(1) p-value 0.000 0.000 0.000 AR(2) p-value 0.371 0.400 0.415 Hansen p-value 0.375 0.497 0.363 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
Kết quả hồi quy tại bảng 4.21 với ước lượng từ (1) đến (3), các công ty niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam có thực hiện điều chỉnh CTKHN ngắn hạn với tốc độ trung bình là = 16,93%% (tại mức ý nghĩa 1%). Cụ thể, ước lượng (1) là 28,5%, ước lượng (2) là 11,7% và ươc lượng (3) là 10,6%. Tuy nhiên, tốc độ điều chỉnh có sự khác biệt, khi cơng ty sử dụng được nguồn tài trợ dài hạn của nền kinh tế, phát triển tài chính và chất lượng thể chế. Điều này chứng tỏ chi phí phát sinh do có sự sai lệch CTKHN mục tiêu tại những cơng ty này sẽ cao hơn chi phí để thực hiện điều chỉnh.
Đồng thời, việc thực hiện điều chỉnh CTKHN của các cơng ty niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam chịu sự ảnh hưởng của các yếu tố thể hiện đặc điểm của công ty, chất lượng thể chế và kinh tế vĩ mô như: kỳ hạn tài sản, cơ hội tăng trưởng, quy mô công ty, chất lượng tài sản công ty, biến động thu nhập, tác động thuế, lạm phát và tăng trưởng kinh tế là các yếu tố ảnh hưởng đến CTKHN ngắn hạn. Ngoài ra, kết quả hồi quy cũng cho thấy sự ảnh hưởng của nguồn tài trợ dài hạn của nền kinh tế, phát triển tài chính, chất lượng thể chế ảnh hưởng lên CTKHN ngắn hạn.
Kết quả cho thấy những khác biệt đáng chú ý giữ bảng 4.9 và bảng 4.14 về chiều ảnh hưởng của các yếu tố như kỳ hạn tài sản, chất lượng tài sản công ty, biến
động thu nhập, ảnh hưởng thuế, tăng trưởng kinh tế đến CTKHN. Cụ thể:
- Ít tài sản cố định (chủ yếu tài sản thanh khoản), biến động thu nhập cao và chất lượng tài sản công ty không cao dẫn đến xu hướng giảm CTKHN của cơng ty niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam.
- Yếu tố chất lượng thể chế (INST). Kết quả cho thấy hệ số hồi quy của biến INST là dương (0.094) có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Ảnh hưởng của chất lượng thể chế tổng thể đến CTKHN ngắn hạn, làm tăng CTKHN ngắn hạn. So với một số nghiên cứu thực nghiệm hiện nay về CTKHN, trong đó có Krich & Terra (2012) xác nhận sự ảnh hưởng của yếu tố chất lượng thể chế đến CTKHN dài hạn cho các công ty ở nền kinh tế Nam Mỹ. Ngoài ra, tại Việt Nam của Nguyen Hoang Thi Thuy Bich Tram & Tran Thi Thuy Linh (2017) cũng cho thấy có sự ảnh hưởng của pháp quyền (rule of law) ảnh hưởng ngược chiều đến CTKHN dài hạn, hiệu quả của tuân thủ (effective regulations) ảnh hưởng cùng chiều đến CTKHN dài hạn, kiểm soát tham nhũng (corruption control) ảnh hưởng ngược chiều đến CTKHN dài hạn và quyền chủ nợ (creditor right) ảnh hưởng ngược chiều đến CTKHN dài hạn. Như vậy, có thể thấy là kết quả nghiên cứu này phù hợp với một số bằng chứng thực nghiệm về ảnh hưởng của chất lượng thể chế đến CTKHN dài hạn. Theo kết quả này cho phép đánh giá là chất lương thể chế tổng thể (INST) ảnh hưởng có lợi đến CTKHN ngắn hạn. Hay nói khác đi là CTKHN ngắn hạn của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam chịu ảnh hưởng của yếu tố chất lượng thể chế. Kết quả này
được đánh giá là phù hợp với bối cảnh kinh tế Việt Nam, khi mà quyền bảo vệ chủ nợ được đề cao, khuyến khích người cho vay tham gia vào các hoạt động giám sát khi cho vay ngắn hạn. Ưu thế cho vay thuộc về hệ thống ngân hàng. Chủ nợ này giảm thiểu được rủi ro khi cho vay ngắn hạn.
- So sánh giữa bảng 4.12 và 4.14 cho thấy nguồn tài trợ dài hạn của nền kinh tế một lần nữa cho thấy khơng có lợi cho CTKHN. Theo đó các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam xu hướng vay ngắn hạn tăng lên.
- So sánh giữa bảng 4.12 và bảng 4.14 cho thấy ảnh hưởng của thuế đến CTKHN là giảm. Trong ngắn hạn, các công ty niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam tính đến lợi thế của thuế cịn lại của nợ và các chi phí thu hồi dần.
- So sáng giữa bảng 4.12 và bảng 4.14 cho thấy tăng trưởng kinh tế cho thấy xu hướng các công ty vay ngắn hạn nhiều hơn.
- Ngoài ra, sự khác biệt về tốc độ điều chỉnh CTKHN ngắn hạn, theo đó tốc độ điều chỉnh trung bình là 16,93%, các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam phải mất nhiều thời gian để đạt mục tiêu và mất nhiều chi phí cho việc điều chỉnh.
Bảng 4.16: Đánh giá ảnh hưởng các yếu tố đến CTKHN ngắn hạn Biến phụ thuộc: STDM (4) (5) (6) (7) Biến phụ thuộc: STDM (4) (5) (6) (7) STDMi,t-1 0.883*** 0.890*** 0.893*** 0.894*** [0.029] [0.029] [0.030] [0.029] ASSET_MATURITY -0.013 -0.016 -0.036* -0.011 [0.019] [0.017] [0.018] [0.018] GROWTH 0.330** 0.279* 0.517*** 0.277* [0.148] [0.157] [0.138] [0.149] SIZE 0.003*** 0.004*** 0.003*** 0.003*** [0.001] [0.001] [0.001] [0.001] TURNOVER 0.022** 0.014 0.026** 0.016 [0.011] [0.012] [0.010] [0.012] VOLATILITY 0.047*** 0.047*** 0.042*** 0.045*** [0.013] [0.013] [0.012] [0.013] CURRENT_RATIO 0.005 0.003 0.006 0.003 [0.004] [0.004] [0.004] [0.004] LEVERAGE -0.047 -0.056 -0.044 -0.047 [0.052] [0.050] [0.041] [0.052] TAX -0.497*** -0.513*** -0.588*** -0.490*** [0.117] [0.109] [0.115] [0.115] INF -0.001** -0.000 -0.001*** -0.001*** [0.000] [0.001] [0.000] [0.000] GDP 0.012*** 0.008* 0.017*** 0.011*** [0.004] [0.005] [0.006] [0.004] FM 0.033* [0.019] FMD 0.082 [0.068] FMA -0.111 [0.081] FME 0.014** [0.007] Constant -0.066*** -0.055*** -0.019 -0.053*** [0.019] [0.019] [0.028] [0.018] AR(1) p-value 0.000 0.000 0.000 0.000 AR(2) p-value 0.400 0.409 0.395 0.401 Hansen p-value 0.501 0.405 0.373 0.555 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 4.22 với ước lượng từ (4) đến (7), các công ty niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam có thực hiện điều chỉnh CTKHN với tốc độ trung bình là = 11%% (tại mức ý nghĩa 1%). Cụ thể, ước lượng (4) là 11,7%, ước lượng (5) là 11,00%, ươc lượng (6) là 10,7% và ước lượng (7) là 10,6%. Tốc độ điều chỉnh khơng có sự khác biệt quá lớn. Kết quả này cho phép nghiên cứu kết luận là chi
phí phát sinh do có sự sai lệch CTKHN mục tiêu tại những công ty niêm yết trong mẫu sẽ cao hơn chi phí để thực hiện điều chỉnh. Bên cạnh đó, các cơng ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam thực hiện điều chỉnh CTKHN ngắn hạn, điều chỉnh này chịu sự ảnh hưởng của các yếu tố đặc điểm công ty và kinh tế vĩ mô như: cơ hội tăng trưởng, quy mô công ty, chất lượng công ty, biến động thu nhập, tác động thuế, lạm phát và tăng trưởng kinh tế là có yếu tố có ảnh hưởng đến CTKHN ngắn hạn. Trong các ước lượng từ (4) đến (7) cho thấy bằng chứng thực nghiệm để kết luận rằng ảnh hưởng của FM và FME làm tăng CTKHN ngắn hạn.
Nghiên cứu tìm thấy ảnh hưởng của phát triển thị trường tài chính đến CTKHN, ảnh hưởng này phản ánh ở khía hiệu quả của phát triển thị trường tài chính (FME) làm tăng CTKHN ngắn hạn. Tuy nhiên, ở khía cạnh độ sâu của phát triển thị
trường tài chính (FMD) và khả năng tiếp cận của phát triển thị trường tài chính
(FMA) nghiên cứu khơng tìm thấy bằng chứng thống kê để đưa đến kết luận là có ảnh hưởng đến CTKHN ngắn hạn.
So sánh kết quả giữa bảng 4.10 và bảng 4.15 cho thấy phát triển thị trường tài chính là có lợi cho CTKHN ngắn hạn. Hiệu quả các phát triển thị trường tài chính cho thấy mức độ hoạt động thị trường vốn làm tăng CTKHN ngắn hạn. Điều này cho rằng thị trường phản ánh đầy đủ mọi thông tin vào giá tài sản. Một cá nhân không thể sử dụng những thông tin đã biến để kiếm lợi nhuận hay tạo ra những biến động từ những thông tin trong quá khứ.
Bảng 4.17: Đánh giá ảnh hưởng các yếu tố đến CTKHN ngắn hạn Biến phụ thuộc: STDM (8) (9) (10) (11) Biến phụ thuộc: STDM (8) (9) (10) (11) STDMi,t-1 0.889*** 0.897*** 0.873*** 0.890*** [0.028] [0.027] [0.027] [0.027] ASSET_MATURITY -0.018 -0.020 -0.021 -0.020 [0.017] [0.016] [0.016] [0.016] GROWTH 0.364*** 0.338*** 0.138 0.294** [0.122] [0.121] [0.134] [0.138] SIZE 0.003*** 0.004*** 0.004*** 0.004*** [0.001] [0.001] [0.001] [0.001] TURNOVER 0.019* 0.014 0.014 0.014 [0.011] [0.011] [0.010] [0.011] VOLATILITY 0.046*** 0.047*** 0.039*** 0.047*** [0.013] [0.012] [0.011] [0.012] CURRENT_RATIO 0.004 0.003 0.002 0.003 [0.004] [0.004] [0.004] [0.004] LEVERAGE -0.058 -0.074 0.003 -0.061 [0.049] [0.047] [0.051] [0.049] TAX -0.527*** -0.526*** -0.472*** -0.515*** [0.107] [0.100] [0.100] [0.100] INF -0.001*** -0.001 -0.001*** -0.001*** [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] GDP 0.027*** 0.011 0.016*** 0.002 [0.008] [0.007] [0.004] [0.013] FI -0.415* [0.228] FID 0.018 [0.152] FIA -0.338*** [0.108] FIE 0.255 [0.323] Constant 0.025 -0.049** -0.025 -0.182 [0.047] [0.019] [0.018] [0.171] AR(1) p-value 0.000 0.000 0.000 0.000 AR(2) p-value 0.400 0.403 0.407 0.406 Hansen p-value 0.488 0.329 0.529 0.331 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 4.23 với ước lượng từ (8) đến (11), các công ty niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam có thực hiện điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ với tốc độ trung bình là = 11,28%% (tại mức ý nghĩa 1%). Cụ thể, ước lượng (5) là 11,1%, ước lượng (6) là 10,3%, ươc lượng (7) là 12,7% và ước lượng (8) là 11%. Kết
quả này cho thấy tốc độ điều chỉnh khơng có sự khác biệt q lớn. Kết quả cho thấy FI có ảnh hưởng đến CTKHN ngắn hạn, ảnh hưởng khơng có lợi cho CTKHN ngắn hạn. Ngồi ra, kết quả cũng cho thấy sự ảnh hưởng của FIA đến CTKHN ngắn hạn theo hướng gây bất lợi cho CTKHN ngắn hạn.
Các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam thực hiện việc điều chỉnh CTKHN ngắn hạn, bên cạnh đó là các ảnh hưởng các yếu tố đặc điểm của công ty và kinh tế vĩ mô như: cơ hội tăng trưởng, quy mô công ty, chất lượng công ty, biến động thu nhập, tác động thuế, lạm phát và tăng trưởng kinh tế là yếu tố ảnh hưởng đến CTKHN ngắn hạn.
So sánh kết quả giữa bảng 4.11 và bảng 4.16 cho thấy phát triển định chế tài chính gây bất lợi cho CTKHN ngắn hạn. Sự bất lợi này đến từ khả năng các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam tiếp cận các dịch vụ tài chính gây bất lợi cho CTKHN ngắn hạn.
Như vậy, ảnh hưởng của phát triển tài chính tổng thể được đánh giá chung là khơng có sự khác biệt về chiều ảnh hưởng đối với CTKHN dài hạn và ngắn hạn. Phát triển tài chính làm CTKHN dài hơn, vay dài hạn và vay ngắn hạn tăng lên. Tuy nhiên, ảnh hưởng phát triển định chế tài chính gây bất lợi cho CTKHN trong khi phát triển thị trường tài chính có lợi cho CTKHN.
TÓM TẮT CHƯƠNG 4
Nội dung chương 4 này, luận án thực hiện các phân tích và kiểm định mơ hình nghiên cứu. Thực trạng chung về thị trường vốn, phát triển tài chính và chất lượng thể chế. Kết quả kiểm định mơ hình 1 cho thấy các yếu tố ảnh hưởng đến CTKHN và tốc độ điều chỉnh CTKHN của công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam bị ảnh hưởng bởi các yếu tố như: kỳ hạn tài sản, quy mô công ty, cơ hội tăng trưởng, chất lượng tài sản công ty, tài sản thang khoản, ảnh hưởng của thuế, lạm phát và tăng trưởng kinh tế. Ngoài ra, phát triển tài chính cũng cho thấy ảnh hưởng cùng chiều đến CTKHN. Tuy nhiên, ảnh hưởng của phát tài chính triển tài chính làm CTKHN có lợi hơn là ảnh hưởng của phát triển định chế tài chính. Kết quả kiểm định mơ hình 2 để đánh giá vai trị điều tiết, kết quả cho thấy vai trò điều tiết xuất hiện với các yếu tố phát triển tài chính và nguồn tài trợ dài hạn của nền kinh tế, kết quả này khơng tìm
thấy bằng chứng về vai trị điều tiết của chất lượng thể chế. Vai trò điều tiết của phát triển định chế tài chính đối với ảnh hưởng tỷ số nợ làm giảm CTKHN trong khi vai trò điều tiết của phát triển thị trường tài chính đối với ảnh hưởng của tỷ số nợ vừa làm tăng giảm CTKNH. Ngồi ra, vai trị điều tiết của nguồn tài trợ dài hạn của nền kinh tế đối với ảnh hưởng của tỷ số nợ làm giảm CTKHN dài hạn. Kiểm định tính vững cũng khẳng định xu hướng chung là các công ty niêm yết trên thị trường chứng khống có sự thay đổi sử dụng nợ từ dài sang ngắn hạn.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 5.1. Kết luận
Sau khi tiến hành phân tích thực trạng của thị trường vốn, phát triển tài chính và chất lượng thể chế, luận án có thể kết luận về những kết quả đạt được như sau:
Việt Nam với thị trường vốn phát triển chưa đồng bộ, theo đó doanh nghiệp dựa rất nhiều vào vốn tín dụng ngân hàng kể cả vốn trung và dài hạn. Thực trạng này cho thấy những sức ép cho hệ thống ngân hàng là rất lớn, trong khi vốn huy động ngân hàng chủ yếu ngắn hạn (với tỷ trọng chiếm 82% tổng vốn huy động). Tuy nhiên, so với hệ thống ngân hàng thì vốn hố thị trường các cơng ty niêm yết trong nước vẫn