Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ giữa đòn bẩy, cấu trúc kỳ hạn nợ với đầu tư của doanh nghiệp tại Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH



ĐỖ QUANG SINH

NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM MỐI QUAN HỆ

GIỮA ĐÒN BẨY, CẤU TRÚC KỲ HẠN NỢ VỚI

ĐẦU TƢ CỦA DOANH NGHIỆP TẠI VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng

Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

HƢỚNG DẪN KHOA HỌC

TS. NGUYỄN VĂN LƢƠNG

TP.Hồ Chí Minh – Năm 2014

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan rằng luận văn “Nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ giữa

đòn bẩy, cấu trúc kỳ hạn nợ với đầu tư của doanh nghiệp tại Việt Nam” là công

trình nghiên cứu của riêng tôi.

Các thông tin dữ liệu được sử dụng trong luận văn là trung thực, các nội dung

trích dẫn đều có ghi nguồn gốc rõ ràng và các kết quả trình bày trong luận văn chưa

được công bố tại bất kỳ công trình nghiên cứu nào khác.

TP.HCM, tháng 12 năm 2014

Học viên

Đỗ Quang Sinh

MỤC LỤC

Trang phụ bìa

Lời cam đoan

Mục lục

Danh mục bảng biểu

Danh mục hình vẽ, đồ thị

Tóm tắt .................................................................................................................. 1

1. Giới thiệu ........................................................................................................... 2

1.1 Lý do chọn đề tài .............................................................................................. 2

1.2 Mục tiêu nghiên cứu ......................................................................................... 3

1.3 Phạm vi nghiên cứu .......................................................................................... 4

1.4 Phương pháp nghiên cứu .................................................................................. 4

1.5 Nội dung nghiên cứu ........................................................................................ 4

2.Tổng quan lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm trƣớc đây .................. 5

2.1 Tổng quan các lý thuyết ................................................................................... 5

2.2 Tổng quan các nghiên cứu thực nghiệm trước đây .......................................... 7

3. Phƣơng pháp nghiên cứu ............................................................................... 16

3.1 Mô hình nghiên cứu ....................................................................................... 16

3.2 Mô tả biến ...................................................................................................... 27

3.3 Dữ liệu nghiên cứu ......................................................................................... 30

3.4 Phương pháp nghiên cứu ................................................................................ 31

4. Nội dung và các kết quả nghiên cứu ............................................................. 38

4.1 Thống kê mô tả............................................................................................... 38

4.2 Kết quả nghiên cứu ........................................................................................ 43

4.3 Kiểm định tính vững chắc của mô hình ......................................................... 58

5. Kết luận ........................................................................................................... 59

Tài liệu tham khảo

Phụ lục 1

Phụ lục 2

DANH MỤC BẢNG BIỂU

Bảng 3.1: Hướng tác động của các biến giải thích trong phương trình đòn bẩy

............................................................................................................ 17

Bảng 3.2: Mô tả hướng tác động của các biến kiểm soát sử dụng trong phương

Bảng 3.3: Mô tả hướng tác động của các biến kiểm soát sử dụng trong phương

trình đòn bẩy ..................................................................................... 18

Bảng 3.4: Mô tả hướng tác động của các biến kiểm soát sử dụng trong phương

trình kỳ đáo hạn nợ ........................................................................... 22

Bảng 3.5: Mô tả cách tính các biến và tương quan kỳ vọng trong phương trình

trình đầu tư ........................................................................................ 25

Bảng 3.6: Mô tả cách tính các biến và tương quan kỳ vọng trong phương trình

đòn bẩy ............................................................................................... 27

Bảng 3.7: Mô tả cách tính các biến và tương quan kỳ vọng trong phương trình

kỳ đáo hạn nợ .................................................................................... 28

Bảng 4.1: Mô tả giá trị trung bình của các biến LEV, MAT, INV và

đầu tư ................................................................................................ 29

Bảng 4.2: Phân tích mô tả dữ liệu của các doanh nghiệp đang niêm yết

GROWTH ....................................................................................... 39

Bảng 4.3: Ma trận tương quan các biến độc lập trong phương trình đòn bẩy

............................................................................................................ 41

Bảng 4.4: Ma trận tương quan các biến độc lập trong phương trình kỳ đáo hạn

giai đoạn 2007-2013 ........................................................................ 39

nợ ........................................................................................................ 41

Bảng 4.5: Ma trận tương quan các biến độc lập trong phương trình đầu tư ..

............................................................................................................ 42

Bảng 4.6: Kết quả hồi quy của phương trình đòn bẩy .................................... 43

Bảng 4.7: Kết quả hồi quy của phương trình đòn bẩy ở những doanh nghiệp có

Bảng 4.8: Kết quả hồi quy của phương trình kỳ đáo hạn nợ ......................... 49

Bảng 4.9: Kết quả hồi quy của phương trình kỳ đáo hạn nợ ở những doanh

tốc độ tăng trưởng cao ..................................................................... 47

Bảng 4.10: Kết quả hồi quy của phương trình đầu tư ..................................... 53

Bảng 4.11: Kết quả hồi quy của phương trình đầu tư ở những doanh nghiệp có

nghiệp có tốc độ tăng trưởng cao ................................................... 51

tốc độ tăng trưởng cao ..................................................................... 56

Tóm tắt

Bài nghiên cứu này đi kiểm định mối tương quan giữa quyết định đầu tư

và quyết định tài trợ thông qua việc sử dụng dữ liệu của mẫu gồm 103 công ty

đang niêm yết tại thị trường chứng khoán Việt Nam trong 7 năm từ 2007 –

2013. Dữ liệu được lấy từ báo cáo tài chính hàng năm của các công ty trong

mẫu và phân tích bằng phương pháp Tổng quát hóa của moment hệ thống

(System Generalized Method of Moments). Kết quả cho thấy có tồn tại tương

quan giữa đòn bẩy và cấu trúc kỳ hạn của nợ với quyết định đầu tư của doanh

nghiệp. Theo đó, các doanh nghiệp có thể sử dụng cách điều chỉnh đòn bẩy

hoặc cấu trúc kỳ hạn nợ để giải quyết các vấn đề về đầu tư dưới mức. Bên

cạnh đó, khi xem xét quan hệ giữa quyết định đầu tư và tài trợ thì tương tác

giữa đòn bẩy và đầu tư là quan hệ cùng chiều, còn cấu trúc nợ dài hạn thì

nghịch chiều với đầu tư. Các doanh nghiệp Việt Nam chủ yếu sử dụng

phương thức điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn của nợ hơn là việc điều chỉnh mức độ

đòn bẩy.

1. Giới thiệu

1.1 Lý do chọn đề tài

Đề tài đi tìm kiếm sự tương quan giữa quyết định đầu tư và quyết định tài

trợ chưa khi nào là cũ và kém hấp dẫn đối với các nhà quản trị, các nhà đầu tư

và nhà kinh tế học trong hơn 5 thập niên qua khi theo đuổi mục tiêu hiệu quả

các khoản đầu tư tăng giá trị doanh nghiệp. Theo lý thuyết của Modigliani và

Miller (1958), trong một thị trường vốn hoàn hảo và quyết định tài trợ và

quyết định đầu tư là độc lập, thì cấu trúc vốn không tác động đến giá trị doanh

nghiệp. Tuy nhiên, trên thực tế, khi mở rộng các giả định về sự hoàn hảo của

thị trường như thuế, chi phí đại diện, bất cân xứng thông tin,… đã làm xuất

hiện các vấn đề như đầu tư dưới mức (under – investment) như nghiên cứu

của Myer (1977) khi mâu thuẫn giữa các cổ đông và nhà quản lý với trái chủ

khi công ty sử dụng nợ vay có thể làm giảm động cơ đầu tư vào những cơ hội

kinh doanh có NPV dương vì lo sợ lợi ích từ dự án sẽ thuộc về các trái chủ;

hoặc đầu tư vượt mức (over – investment) như nghiên cứu của Jensen (1986)

đã cho thấy các nhà quản lý vì lợi ích bản thân thường có xu hướng mở rộng

quy mô của công ty, thậm chí là thực hiện cả những dự án gây ảnh hưởng đến

lợi ích cổ đông… và các cổ đông buộc phải sử dụng nợ để hạn chế tình huống

này. Theo đó, có khá nhiều nghiên cứu đi tìm hiểu mối quan hệ giữa hai quyết

định tài trợ và quyết định đầu tư để phục vụ cho việc quản trị và đưa ra các

quyết định tài chính.

Bên cạnh đó, trong một bài báo tranh luận về chủ đề này, Aivazian và các

cộng sự (2005) đã chỉ ra rằng, ngoài việc kiểm soát mức độ đòn bẩy thì thời

gian đáo hạn của nợ cũng có tác động đến hoạt động đầu tư. Còn Johnson

(2003) và Billett với các cộng sự (2007) lại chi tiết hơn, khi nghiên cứu về

ảnh hưởng của tốc độ tăng trưởng đến các lựa chọn về mức độ đòn bẩy, thời

gian đáo hạn của nợ đến đầu tư dưới chuẩn. Kết quả chỉ ra rằng, các công ty

tăng trưởng cao thì có mức đòn bẩy thấp và họ chủ yếu sử dụng nợ ngắn hạn

để kiểm soát vấn đề về đầu tư dưới chuẩn.

Rõ ràng việc nghiên cứu mối tương quan giữa đòn bẩy tài chính, cấu trúc

kỳ hạn nợ và đầu tư của doanh nghiệp đóng vai trò hết sức quan trọng trong

việc ra các quyết định tài chính của các quản trị, đầu tư, tư vấn. Mặc dù đã có

nhiều lý thuyết và thực nghiệm về mối tương quan này tuy nhiên, đối với các

nước có thị trường vốn còn non trẻ, việc áp dụng các khuôn khổ và kinh

nghiệm từ các nền kinh tế phát triển liệu có phù hợp, và đơn cử với thị trường

Việt Nam thì thực tế sẽ như thế nào?

Căn cứ vào các lý do nêu trên, tác giả đã lựa chọn đề tài “Nghiên cứu

thực nghiệm mối quan hệ giữa đòn bẩy, cấu trúc kỳ hạn nợ với đầu tư của

doanh nghiệp tại Việt Nam” làm đề tài nghiên cứu cho luận văn của mình.

1.2 Mục tiêu nghiên cứu

Mục tiêu nghiên cứu của luận văn là nhằm xác định xem mối liên hệ giữa

quyết định đầu tư và quyết định tài trợ của các doanh nghiệp Việt Nam khi có

xét tới kỳ hạn của nợ. Cụ thể bài nghiên cứu sẽ nhằm tìm đáp án cho hai câu

hỏi chính yếu như sau:

- Tương tác giữa đòn bẩy, cấu trúc kỳ hạn của nợ và đầu tư có tồn tại ở

thị trường Việt Nam và liệu mối quan hệ giữa các nhân tố này có

tương đồng với các lý thuyết có liên quan và những nghiên cứu thực

nghiệm trước đó hay không?

- Các doanh nghiệp đã điều chỉnh vấn đề đầu tư dưới mức như thế nào

thông qua việc sử dụng đòn bẩy và thời gian đáo hạn của nợ để tăng

khả năng nắm bắt các cơ hội tăng trưởng của chính doanh nghiệp?

1.3 Phạm vi nghiên cứu

Bài nghiên cứu được thực hiện thông qua việc sử dụng mẫu là dữ liệu

dạng bảng gồm 103 công ty phi tài chính niêm yết trên hai sàn chứng khoán

HOSE và HNX trong giai đoạn từ năm 2007 đến 2013.

1.4 Phƣơng pháp nghiên cứu

Căn cứ và nền tảng các lý thuyết và các kết quả từ những nghiên cứu thực

nghiệm trên thế giới có liên quan, tác giả đã đưa ra mô hình nghiên cứu cho

luận văn về mối tương quan giữa đòn bẩy, cấu trúc kỳ hạn nợ và đầu tư.

Theo đó, với các dữ liệu được lấy từ báo cáo tài chính hàng năm của các

công ty trong mẫu và phân tích, kiểm định bằng phương pháp Tổng quát hóa

của moment hệ thống (System Generalized Method of Moments) trong phần

mềm kinh tế lượng Stata 12, tác giả đã lần lượt hồi quy 3 phương trình: đòn

bẩy, kỳ đáo hạn của nợ và đầu tư để đánh giá tác động của qua lại giữa các

yếu tố này. Đồng thời, các biến kiểm soát cũng được đưa vào từng phương

trình để có được kết quả ước lượng tốt nhất đối với những nhân tố tác động

lên đòn bẩy, cấu trúc nợ và đầu tư.

Ngoài ra, luận văn cũng sẽ đi nghiên cứu riêng đối với các công ty có

mức độ tăng trưởng cao thì có khác biệt gì khi so với tổng thể các doanh

nghiệp bằng các đưa vào các biến giả về cơ hội tăng trưởng

1.5 Nội dung nghiên cứu

Bài nghiên cứu bao gồm 5 phần. Phần thứ nhất là giới thiệu chung về

nghiên cứu. Các phần còn lại của bài nghiên cứu được cấu trúc như sau: phần

2 là tổng quan các nghiên cứu trước đây, phần 3 là phương pháp nghiên cứu,

phần 4 là trình bày nội dung và các kết quả nghiên cứu, phần cuối cùng tổng

kết lại các kết luận chính và các hàm ý của nghiên cứu này.

2. Tổng quan lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm trƣớc đây

Qua khảo sát, tác giả nhận thấy có một số công trình nghiên cứu hàn lâm

lẫn nghiên cứu thực nghiệm nói về mối quan hệ giữa quyết định đầu tư và

quyết định tài trợ, từ đó có thể ứng dụng vào phân tích cho các doanh nghiệp

Việt Nam. Cụ thể:

2.1 Tổng quan các lý thuyết

2.1.1 Lý thuyết về mối quan hệ giữa đòn bẩy và đầu tư

Khi các giả định lý tưởng của Modigliani và Miller (1958) lần lượt mở

rộng bằng những điều kiện thực tế đã cho thấy có rất nhiều vấn đề cần được

đem ra xem xét.

Theo Myers (1977), khi mức độ đòn bẩy của một doanh nghiệp ở mức

quá cao, và doanh nghiệp đang trong tình trạng khó khăn trong việc đáp ứng

các trách nhiệm tài chính, thì rất dễ xảy ra kịch bản “trò chơi chuyển dịch rủi

ro”. Bởi vì, nguồn tiền hiện có sẽ ưu tiên trả cho trái chủ trước, còn quyền lợi

của cổ đông sẽ chỉ là ưu tiên kế tiếp. Cho nên việc nhà quản lý vì lợi ích cổ

đông sẽ dùng tiền của doanh nghiệp bất chấp đầu tư vào các dự án, kể cả xác

suất gặp phải NPV âm là rất cao. Hay nói cách khác đây chính là điển hình

của vấn đề đầu tư dưới mức.

Theo đó, các trái chủ cũng sẽ sử dụng những biện pháp nhằm hạn chế

những rủi ro chi phí đại diện như trên để bảo vệ quyền lợi của mình thông qua

các quy định, ràng buộc để kiểm soát vấn đề đầu tư không hiệu quả. Vì vậy,

đối với các doanh nghiệp trong cùng ngành, thì doanh nghiệp có mức độ nợ

quá cao so với doanh nghiệp còn lại sẽ khó được tiếp cận các cơ hội đầu tư

hơn. Do đó, khi nhận diện về cơ hội tăng trưởng đủ sớm, và nợ đã có khả

năng tạo nên vấn đề đầu tư dưới mức, các doanh nghiệp sẽ có xu hướng khắc

phục vấn đề này bằng cách giảm đòn bẩy. Và trong tình huống này là một đơn

cử lập luận về mối quan hệ tiêu cực giữa đòn bẩy với dự đoán xuất hiện các

cơ hội đầu tư trong tương lai. Hay nói cách khác, đòn bẩy thể hiện cho sự

đánh giá của nhà quản lý về cơ hội đầu tư.

Tuy nhiên, ở một khía cạnh khác, thì xung đột tài chính trong doanh

nghiệp không phải lúc nào cũng liên quan đến trái chủ, mà quan hệ giữa nhà

quản lý và cổ đông cũng có thể gặp phải vấn đề. Nếu nhà quản lý không vì

mục đích tối đa hóa tài sản cho cổ đông mà mặt khác muốn tăng quyền kiểm

soát, tự do đầu tư vào các dự án khi dòng tiền tự do dồi dào, kể cả là những

dự án có khả năng sinh lời kém thì lúc này nợ chính là một giải pháp tốt cho

việc kiểm soát. Việc sử dụng nợ luôn đặt nhà quản lý đối diện với vấn đề lãi

suất và nợ gốc, buộc họ phải cân nhắc kỹ càng trước khi đưa ra quyết định

đầu tư, và rõ ràng đó phải là những dự án đầu tư hiệu quả. Ở khía cạnh này,

đòn bẩy lại đóng vai trò là cơ chế khắc phục vấn đề đầu tư quá mức, và cũng

lại cho thấy một mối quan hệ tiêu cực giữa nợ và đầu tư của doanh nghiệp với

cơ hội tăng trưởng thấp.

2.1.2 Mối quan hệ giữa cấu trúc kỳ đáo hạn của nợ (gọi tắt là kỳ đáo

hạn nợ) và đầu tư

Như đã nói ở trên, việc điều chỉnh đòn bẩy xuống thấp sẽ làm giảm rủi ro

về nợ quá mức và từ đó sẽ khiến cho việc tiếp cận các cơ hội tăng trưởng sẽ

dễ dàng hơn.

Tuy nhiên, theo Myers (1977), sử dụng những khoản nợ có thời điểm đáo

hạn được thanh toán trước khi dự án đầu tư được thực hiện cũng giúp các cổ

đông đạt được lợi ích nhiều hơn từ các dự án mới thông qua việc thương

lượng lại các hợp đồng nợ vì áp lực “đầu tư dưới mức” đã được giảm xuống.

Tuy nhiên, việc sử dụng nợ ngắn hạn cũng có những nhược điểm của nó,

mà đơn cử là rủi ro về thanh khoản. Nếu một doanh nghiệp có khả năng tiếp

cận thị trường vốn thấp thì khi trả hết nợ mà bất ngờ các dự án đầu tư xuất

hiện sẽ khó có nguồn để thực hiện theo Diamond (1991), Gertner và

Scharfstein (1991). Đặc biệt là với các doanh nghiệp vừa trải qua các khó

khăn tài chính, việc sớm gia tăng khoản vay để đầu tư vào dự án đầu tư mới

có thể khiến cho áp lực về nợ quá mức gia tăng nhiều hơn.

Còn theo John (2003) cho rằng thời gian đáo hạn nợ ngắn sẽ giúp làm

giảm áp lực đối với việc điều chỉnh đòn bẩy khi có các cơ hội đầu tư mới. Bởi

lẽ, đứng ở góc độ lý thuyết đánh đổi thì một chính sách thời gian đáo hạn nợ

ngắn hạn sẽ làm giảm chi phí đại diện của nợ hơn, sẽ cho phép công ty quyết

định đầu tư một cách dễ dàng hơn và bớt tốn kém trong việc đàm phán với

chủ nợ về nợ dài hạn để điều chỉnh mức độ đòn bẩy.

Như vậy, sự tương tác giữa cơ hội tăng trưởng (tức đầu tư), đòn bẩy và

đáo hạn của nợ sẽ bị tác động bởi 2 yếu tố như sau: (1) khả năng thay thế giữa

đòn bẩy và đáo hạn của nợ trong việc điều chỉnh vấn đề đầu tư dưới mức, (2)

rủi ro thanh khoản liên quan đến nợ ngắn hạn. Nếu đòn bẩy và đáo hạn của nợ

được xem là hai chiến lược thay thế nhau, thì công ty sẽ phải cân nhắc vấn đề

sử dụng công cụ nào để giải quyết vấn đề về đầu tư dưới mức.

2.2 Tổng quan các nghiên cứu thực nghiệm trƣớc đây

2.2.1 Nghiên cứu về mối quan hệ giữa đòn bẩy và đầu tư

Khi xem xét về tương quan giữa đòn bẩy và đầu tư thì hầu hết các nghiên

cứu đã cho thấy tác động ngược chiều giữa hai nhân tố này, cụ thể:

 Nghiên cứu của McConnell và các cộng sự (1995)

Để đi kiểm định mối tương quan giữa đòn bẩy và tăng trưởng này, các tác

giả đã đi tiến hành nghiên cứu thực nghiệm dựa vào việc lấy mẫu của các

công ty phi tài chính của Mỹ trong các năm 1976, 1986 và 1988. Sau đó, với

mỗi năm, tác giả chia mẫu thành 2 nhóm, nhóm có cơ hội tăng trưởng mạnh

và nhóm có cơ hội tăng trưởng thấp để đánh giá. Kết quả cho thấy với nhóm

cơ hội tăng trưởng cao thì giá trị doanh nghiệp tương quan âm với đòn bẩy,

nhưng với nhóm cơ hội tăng trưởng thấp thì tương quan đòn bẩy với giá trị

doanh nghiệp là dương. Kết quả này được xem là phù hợp với giả thuyết cho

rằng đòn bẩy gây ra đầu tư dưới mức và làm giảm giá trị công ty, cũng như

giả thuyết đòn bẩy làm suy giảm đầu tư quá mức và từ đó làm tăng giá trị

doanh nghiệp.

 Nghiên cứu của Larry Lang và các cộng sự (1996)

Theo tác giả, nếu đòn bẩy tác động tiêu cực lên đầu tư có thể giải thích

bằng hai cách: (1) cơ cấu vốn đóng một vai trò quan trọng đối với chính sách

đầu tư của doanh nghiệp, (2) thị trường tồn tại các vấn đề về đại diện giữa cổ

đông và nhà quản lý. Vì nếu áp lực về nợ rơi vào diễn biến xấu hơn đó là lúc

các quyết định thực hiện “các trò chơi” có nhiều cơ hội xuất hiện. Cổ đông và

nhà quản lý có thể đầu tư vào các dự án bất chấp rủi ro đối với chủ nợ; hoặc

từ bỏ các dự án có NPV dương vì phải chia sẻ lợi ích cho trái chủ, và rõ ràng

xu hướng xuất hiện đầu tư dưới mức.

Để kiểm định vấn đề này, Larry Lang và các cộng sự của mình (1996) đã

tiến hành phân tích một mẫu gồm 640 doanh nghiệp tại Mỹ trong giai đoạn

1970 – 1989 bằng phương pháp 2SLS. Kết quả cho thấy xuất hiện tương quan

giữa đòn bẩy và tăng trưởng trong tương lai. Đối với các doanh nghiệp có cơ

hội tăng trưởng trong tương lai tốt, đòn bẩy không làm giảm tăng trưởng.

Nhưng đối với các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng không được thị trường

đánh giá cao hoặc giá trị tạo ra không đủ bù đắp các rủi ro, trách nhiệm đối

với nợ thì đòn bẩy sẽ tác động nghịch chiều với các cơ hội tăng trưởng này.

Kết quả này cũng được xem là phù hợp với quan điểm đòn bẩy gây ra đầu tư

dưới mức và làm giảm giá trị doanh nghiệp.

 Nghiên cứu của Aivazian và các cộng sự (2005a)

Theo các tác giả, khi cơ hội tăng trưởng trong tương lai được nhận diện từ

sớm và mức độ sử dụng nợ của doanh nghiệp đã đủ tạo nên áp lực về việc đầu

tư dưới mức thì doanh nghiệp có thể sử dụng phương thức giảm đòn bẩy. Do

đó, có thể phát sinh một mối quan hệ thực nghiệm giữa đòn bẩy và cơ hội

tăng trưởng. Và đứng trên quan điểm này, đòn bẩy chỉ đơn giản là tín hiệu

quản lý thông tin dự báo về đầu tư của nhà quản lý. Vì thế Aivazian và các

cộng sự của mình đã đưa ra khả năng cho rằng đòn bẩy có thể đại diện cho cơ

hội tăng trưởng.

Để đánh giá một cách thực tế về lập luận của mình, nhóm tác giả đã tiến

hành nghiên cứu thực nghiệm về “Tác động của đòn bẩy lên đầu tư: bằng

chứng thực nghiệm tại Canada” thông qua việc sử dụng dữ liệu trong báo cáo

tài chính của 863 doanh nghiệp tại Canada từ 1982 đến 1999 bằng phương

pháp hồi quy 2SLS.

Với hai cách đo lường đòn bẩy khác nhau: (1) giá trị sổ sách của tổng nợ

chia cho giá trị sổ sách của tổng tài sản và (2) lấy nợ dài hạn chia cho tổng tài

sản, thì kết quả cho thấy đòn bẩy có tác động tiêu cực đến đầu tư, và cụ thể

tác động tiêu cực này tác động lên các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng

thấp nhiều hơn là lên doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao.

Rõ ràng đây là một bằng chứng rất rõ về mối liên hệ giữa đòn bẩy và đầu

tư. Đồng thời nghiên cứu cũng góp phần khẳng định vai trò của đòn bẩy đến

cơ hội đầu tư của doanh nghiệp, mà đặc biệt là đối với những doanh nghiệp

có cơ hội tăng trưởng thấp.

Kết quả này cũng phù hợp nghiên cứu của Dirk Hackbarth và David C.

Mauer (2009) khi các tác giả dựa trên nền tảng các khuôn khổ lý thuyết của

Myers (1977) về đầu tư dưới mức, Jensen và Mecking (1976) về đầu tư quá

mức, và Leland (1994) để xem xét về mối quan hệ giữa quyết định đầu tư và

quyết định tài trợ, tác giả cho rằng cơ cấu ưu tiên về sử dụng nợ sẽ giúp giảm

thiểu xung đột giữa cổ đông và nhà quản lý về chính sách đầu tư. Và kết quả

nghiên cứu cho thấy đòn bẩy có mối quan hệ nghịch chiều lên Tobin‟s Q của

doanh nghiệp.

 Nghiên cứu của Firth và các cộng sự (2008)

Nghiên cứu sử dụng mẫu gồm 1.023 doanh nghiệp niêm yết trên sàn

chứng khoán Thượng Hải (Shanghai) hoặc sàn giao dịch Shenzen từ năm

1991 đến 2004 để xem xét mối tương quan giữa đòn bẩy và đầu tư của các

doanh nghiệp trong điều kiện cho vay của các ngân hàng nhà nước Trung

Quốc. Kết quả cho thấy, mối quan hệ giữa đòn bẩy và đầu tư là âm. Đồng

thời, đối với các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao và hiệu suất hoạt

động tốt thì tương quan này trở nên yếu đi.

Nghiên cứu Franklinj John.S và Muthusamy. K (2011) lại thể hiện quan

điểm cho rằng đòn bẩy kiềm hãm đầu tư do các vấn đề về đầu tư dưới mức.

Sau khi sử dụng các phương pháp phân tích dữ liệu pooling, randon và fix

effect để đo lường đòn bẩy, doanh thu, dòng tiền, tỷ suất sinh lợi trên tài sản,

Tobin‟s Q, thanh khoản và doanh thu tác động như thế nào đến đầu tư thì kết

quả cho thấy có tương quan dương giữa đòn bẩy là đầu tư đối với các doanh

nghiệp có quy mô lớn, còn với các doanh nghiệp có quy mô nhỏ và vừa thì

tương quan này là âm. Có thể thấy áp lực về đầu tư dưới mức với các doanh

nghiệp nhỏ lớn hơn nhiều so với các doanh nghiệp có quy mô lớn.

2.2.2 Nghiên cứu về mối quan hệ giữa kỳ đáo hạn của nợ và đầu tư

Khi xem xét về tương quan giữa kỳ đáo hạn nợ và đầu tư thì hầu hết các

nghiên cứu đã cho thấy việc rút ngắn kỳ đáo hạn nợ sẽ giúp doanh nghiệp

thuận tiện hơn trong quá trình huy động vốn để đáp ứng cho các cơ hội đầu

tư trong lai thông qua việc làm giảm áp lực về đầu tư dưới mức. Cụ thể:

 Nghiên cứu của Aivazian và các cộng sự (2005b)

Theo lập luận về đầu tư dưới mức, dưới áp lực của đòn bẩy có thể ảnh

hưởng đến vấn đề đầu tư của doanh nghiệp. Do đó, việc rút ngắn kỳ đáo hạn

của nợ được xem là một kênh hiệu quả để điều chỉnh giảm vấn đề về đầu tư

dưới mức.

Và để tăng độ vững cho lập luận của mình, nhóm tác giả tiếp tục sử dụng

mẫu các doanh nghiệp tại Canada trong giai đoạn từ 1982 đến 2002 với các

biến đầu tư, dòng tiền, kỳ đáo hạn của nợ, Tobin‟s Q, đòn bẩy qua phương

pháp GMM và dữ liệu bảng để đo lường tác động của kỳ đáo hạn của nợ đến

đầu tư của doanh nghiệp.

Kết quả nghiên cứu cho thấy thời gian đáo hạn của nợ càng dài sẽ thật sự

làm giảm đầu tư đối với các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao. Phù hợp

với quan điểm kỳ đáo hạn nợ dài sẽ càng làm tăng áp lực về đầu tư dưới mức

và các trái chủ sẽ tích cực hơn trong việc kiểm soát, tác động đến việc ra

quyết định đầu tư của doanh nghiệp.

 Nghiên cứu của Antoniou và các cộng sự (2006)

Theo các nghiên cứu trước đó, mối quan hệ giữa thời gian đáo hạn của nợ

và đầu tư là tiêu cực. Do đó, để đi kiểm chứng vấn đề này, các tác giả đã thực

hiện nghiên cứu “Đầu tư và kỳ đáo hạn của nợ: bằng chứng thực nghiệm từ

Thổ Nhĩ Kỳ” thông qua việc sử dụng dữ liệu của các công ty niêm yết tại thị

trường Istanbul để phân tích với 432 công ty từ 3 lĩnh vực. Bằng phương pháp

2SLS để khắc phục những vấn đề nội sinh tiềm năng của kỳ hạn nợ và

phương pháp hiệu ứng cố định (fixed effects) để xử lý tính bất đồng nhất

riêng có giữa các công ty. Kết quả cho thấy kỳ hạn nợ tác động tích cực lên

mức độ đầu tư. Tuy nhiên, tác động này chỉ có ý nghĩa với các doanh nghiệp

có vốn vay thấp. Các doanh nghiệp có thể cố gắng để giải quyết vấn đề thiếu

đầu tư bằng cách giảm đòn bẩy hơn là rút ngắn kỳ hạn nợ. Bởi lẽ rủi ro với áp

lực về rủi ro thanh khoản, các doanh nghiệp lại thích sử dụng một kỳ hạn nợ

dài hơn. Các công ty có thể sử dụng nợ dài hạn để tài trợ để phòng ngừa các

bất trắc về huy động vốn. Điều này giải thích tại sao kỳ đáo hạn nợ tác động

tích cực lên đầu tư.

 Nghiên cứu của Zohreh Hajiha và Hassan Ali Akhlaghi (2012)

Với mục đích đi kiểm định các lý thuyết chính về kỳ đáo hạn của nợ như

là: lý thuyết về chi phí đại diện, lý thuyết về tín hiệu thị trường và lý thuyết về

thuế tại thị trường kinh tế mới nổi, tác giả đã nghiên cứu các yếu tố tác động

đến cấu trúc kỳ hạn nợ cho một mẫu gồm 140 công ty sản xuất tại Iran được

niêm yết trên sàn Tehran trong giai đoạn từ 2001 – 2009. Qua việc sử dụng

phương pháp tác động ngẫu nhiên (random effect) và hồi quy đa biến, kết quả

cho thấy lợi nhuận, quy mô doanh nghiệp, tài sản hữu hình, cơ hội tăng

trưởng và đòn bẩy tài chính có tác động đáng kể vào việc lựa chọn kỳ hạn

thanh toán. Tuy nhiên, các ảnh hưởng về thuế lại không liên quan nhiều về cơ

cấu kỳ hạn nợ.

2.2.3 Nghiên cứu về đòn bẩy, kỳ đáo hạn của nợ lên đầu tư của doanh

nghiệp

Nghiên cứu cho thấy đòn bẩy và kỳ đáo hạn nợ là hai công cụ được điều

chỉnh cho phù hợp với nhu cầu đầu tư:

 Nghiên cứu của Rhini Fatmasari (2011)

Để nghiên cứu về “Mối quan hệ giữa cơ hội tăng trưởng, chính sách đòn

bẩy và chức năng kiểm soát vấn đề chi phí đại diện giữa cổ đông và trái chủ”

tác giả đã đi thu thập và phân tích dữ diệu của các công ty phi tài chính tại thị

trường chứng khoán Indonesia trong giai đoạn từ năm 2003 đến 2008. Kết

quả cho thấy các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao thường có xu hướng

sử dụng các chính sách đòn bẩy thấp và kỳ đáo hạn nợ ngắn để hạn chế các

vấn đề liên quan đến chi phí đại diện giữa cổ đông và trái chủ, ngược lại các

doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng thấp lại có xu hướng sử dụng chính sách

đòn bẩy cao với kỳ đáo hạn nợ dài hơn. Các ràng buộc của trái chủ đối với

công ty được dùng như là biến kiểm soát để làm giảm rủi ro đầu tư dưới mức.

Nghiên cứu cho thấy đòn bẩy tác động lên đầu tư còn kỳ đáo hạn nợ thì

không tác đông đến đầu tư:

 Nghiên cứu của VietA. Dang (2011)

Trong nghiên cứu này tác giả cho rằng khi xuất hiện vấn đề về chi phí đại

diện sẽ dẫn đến sự tương tác giữa quyết định tài trợ và quyết định đầu tư, mà

cụ thể đó là về đầu tư dưới mức. Và để giải quyết vấn đề này, doanh nghiệp

cần lựa chọn sự kết hợp giữa đòn bẩy và kỳ đáo hạn nợ thích hợp để tác động

đến hoạt động đầu tư của mình.

Bằng việc sử dụng dữ liệu bảng của các công ty tại Anh quốc trong giai

đoạn từ 1996 đến 2003 để hồi quy theo phương pháp GMM, kết quả nghiên

cứu cho thấy các công ty có cơ hội tăng trưởng cao kiểm soát tình trạng đầu

tư dưới mức bằng cách giảm đòn bẩy chứ không phải là bằng kỳ đáo nợ ngắn.

Có mối quan hệ tích cực giữ đòn bẩy và kỳ đáo nợ do các vấn đề về rủi ro

thanh khoản. Đòn bẩy có mối quan hệ tiêu cực với mức độ đầu tư của công ty,

còn kỳ đáo hạn của nợ không tác động trực tiếp lên đầu tư.

Và cũng trên cơ sở kết quả những nghiên cứu thực nghiệm trên, khi áp

dụng với thị trường còn non trẻ như Việt Nam liệu có tương đồng. Đồng thời,

hành vi của các doanh nghiệp Việt Nam sẽ sử dụng đòn bẩy hay kỳ đáo hạn

của nợ để làm giảm vấn đề về đầu tư dưới mức? Theo đó, tác giả sẽ sử dụng

nghiên cứu của Viet A. Dang (2011) như là nghiên cứu chủ yếu để xem xét

mối tương quan giữa đòn bẩy với kỳ đáo hạn nợ và tác động của chúng lên

quyết định đầu tư của doanh nghiệp. Với 3 quan điểm chủ đạo như sau:

- Quan điểm về đầu tư dưới mức (underinvestment) - Liên quan đến vấn đề

đại diện giữa trái chủ với cổ đông và nhà quản lý theo lý thuyết của

Myers (1977).

Doanh nghiệp có mức độ đòn bẩy cao cần cân nhắc việc giảm tỷ lệ nợ để

có thể thuận tiện trong việc huy động vốn cũng như hạn chế các ràng buộc

của chủ nợ trong việc cho phép công ty tham gia đầu tư vào các dự án mới

và tăng giá trị doanh nghiệp. Do đó, nếu đòn bẩy càng theo hướng tạo áp

lực gia tăng về đầu tư dưới mức thì tương quan giữa đòn bẩy và đầu tư là

tương quan âm; đồng thời tương quan giữa đòn bẩy và cơ hội tăng trưởng

cũng là tương quan âm.

- Quan điểm về đầu tư quá mức (overinvestment) – Liên quan đến vấn đề

đại diện giữa cổ đông và nhà quản lý (theo lý thuyết của Jensen (1986))

Do các vấn đề liên quan đến thừa thải trong dòng tiền tự do có thể khiến

các nhà quản lý thoải mái trong việc đầu tư vào các dự án, kể cả các dự án

không hiệu quả để vì mục đích riêng, tăng khả năng kiểm soát, quyền

lực… có thể đưa đến các vấn đề về đầu tư quá mức. Do đó, việc hạn chế

vấn đề thừa thải tài chính bằng cách vay nợ sẽ tạo áp lực cho nhà quản lý

hơn và góp phần gia tăng giá trị doanh nghiệp. Trong tình huống này, nợ

đóng vai trò trong việc kiềm chế đầu tư quá mức, sẽ khiến tương quan

giữa đòn bẩy và đầu tư là âm và tỷ lệ nợ với cơ hội tăng trưởng là dương.

- Quan điểm vể rủi ro thanh khoản (liquidity risk) theo lập luận của

Diamond (1991, 1993)

Việc điều chỉnh đòn bẩy để hạn chế vấn đề về đầu tư dưới mức hoặc đầu

tư quá mức được xem có liên quan rất nhiều đến kỳ hạn đáo nợ bởi các

vấn đề sau:

+ Nếu sử dụng nợ có kỳ đáo hạn dài: khi dự án đầu tư đã hoàn tất, chưa

có cơ hội nào hiệu quả để đầu tư tiếp theo thì doanh nghiệp sẽ làm gì với

khoản tiền đó, nguồn nào đủ để thanh toán các trách nhiệm nợ gốc và lãi

vay? Nhà quản lý có sử dụng nguồn tiền để đầu tư vào các dự án tồi

không? Nếu muốn giảm mức độ đòn bẩy này xuống thì chi phí đàm phán,

chi phí chuyển nhượng nợ sẽ như thế nào,… áp lực của doanh nghiệp với

trái chủ về vấn đề đầu tư dưới mức sẽ như thế nào nếu có một cơ hội tăng

trưởng bất ngờ?

+ Nếu sử dụng nợ có kỳ đáo hạn ngắn hạn: rõ ràng là nếu sau dự án đầu

tư hoàn tất, nợ đến hạn phải trả, doanh nghiệp thanh toán hết các khoản

vay, áp lực đầu tư dưới mức giữa doanh nghiệp với các chủ nợ xuống

thấp, tránh khỏi chi phí đàm phán với chủ nợ,… nhưng nếu khả năng tiếp

cận thị trường vốn thấp thì khi xuất hiện các cơ hội tăng trưởng mới

doanh nghiệp sẽ không xoay sở đủ nguồn để nắm bắt cơ hội đầu tư.

Vì vậy, doanh nghiệp có khả năng tiếp cận thị trường vốn tốt sẽ thích sử

dụng nợ ngắn hạn, doanh nghiệp có khả năng tiếp cận thị trường thấp sẽ

thường thích sử dụng nợ dài hạn hơn. Do đó, đòn bẩy (đại diện cho khả năng

tiếp cận thị trường vốn) và kỳ hạn đáo hạn của nợ có tương quan âm.

3. Phƣơng pháp nghiên cứu

3.1 Mô hình nghiên cứu

Như đã đề cập ở phần trên, tác giả sẽ tiến hành dựa theo nghiên cứu gốc

của Viet A. Dang (2011) để đi kiểm tra mối tương quan giữa đòn bẩy, kỳ đáo

hạn của nợ, cơ hội tăng trưởng và đầu tư. Trong đó, tác giả sẽ thực hiện định

lượng và đánh giá dựa vào 3 phương trình:

LEVi,t = α0 + δLEVLEVi,t-1+ α1MATi,t + α2GROWTHi,t + α3GROWTHxMATi,t +

i,t βLEV

+μi+ui,t (1)

- Phương trình đòn bẩy

MATi,t = γ0 + δMATMATi,t-1+ γ1LEVi,t + γ2GROWTHi,t + γ3GROWTHxLEVi,t +

i,t βMAT

+л1+vi,t (2)

- Phương trình kỳ hạn đáo nợ

INVi,t = φ0 + δINVINVi,t-1+ φ1LEVi,t-1 +φ2MATi,t-1 + φ3GROWTHi,t-1 +

φ4GROWTHxLEVi,t-1 + φ5GROWTHxMATi,t-1 + φ6CFi,t-1 + i+wi,t (3)

- Phương trình đầu tư

Trong đó:

+ LEVi,t , MATi,t , GTHi,t đại diện cho biến đòn bẩy, kỳ đáo hạn của nợ,

cơ hội tăng trưởng của công ty thứ i tại thời điểm t

+ α0, γ0, φ0 là hệ số chặn

+ α1 – α3, γ1 - γ3, φ1 - φ6 là hệ số hồi quy của biến độc lập

+ μi + ui,t , л1+vi,t, , i+wi,t là sai số ngẫu nhiên

là 1*k vector nhân tố quyết định của đòn bẩy và kỳ đáo

, hạn của nợ

, βMAT là k*1 vector hệ số hồi quy

+ βLEV

Trong đó, việc nghiên cứu phương trình (1) và phương trình (2) sẽ giúp

đánh giá được tác động giữa đòn bẩy và kỳ hạn của nợ, còn phương trình (3)

sẽ giúp đánh giá được tác động của đòn bẩy và kỳ hạn nợ lên đầu tư của

doanh nghiệp.

LEVi,t = α0 + δLEVLEVi,t-1+ α1MATi,t + α2GROWTHi,t + α3GROWTHxMATi,t

i,t βLEV

+μ1+ui,t (1)

3.1.1 Phương trình đòn bẩy

Trong đó:

- LEVi,t-1, MATi,t, GROWTHi,t đại diện cho đòn bẩy, kỳ đáo hạn của nợ và

là 1 * k vector nhân tố quyết định của đòn bẩy

cơ hội tăng trưởng của công ty i.

là k * 1 vector hệ số của các nhân tố quyết định của đòn bẩy.

- βLEV

- μ1+ui,t là sai số ngẫu nhiên

Trong mô hình này, kỳ đáo hạn nợ và cơ hội tăng trưởng được coi là biến

giải thích cho đòn bẩy. Theo đó, các hệ số ước tính tương ứng với các biến

này ước tính nắm bắt tác động trực tiếp lên đòn bẩy.

Bảng 3.1: Hướng tác động của các biến giải thích trong phương trình đòn bẩy

Hệ số

Quan điểm

Dự báo hƣớng tác động

α1

α1 <0

Theo quan điểm về rủi ro thanh khoản: đòn bẩy và

kỳ đáo hạn nợ có tương quan âm

Theo quan điểm về đầu tư dưới mức của Myers

α2

α2<0

(1977) thì tăng trưởng có tương quan âm với đòn

bẩy

Doanh nghiệp có thể kiểm soát tình trạng đầu tư

dưới mức thông qua chiến lược điều chỉnh kỳ đáo

α3

α3<0

hạn nợ ngắn hạn thì khi đó đòn bẩy sẽ giảm xuống,

tác động của cơ hội tăng trưởng lên đòn bẩy sẽ được

loại bỏ. Và tương quan này là âm.

Theo phương trình (1) tác động của cơ hội tăng trưởng lên đòn bẩy

được đo lường bởi công thức:

= α2 + α3 MAT

Theo đó, α2 < 0, nếu α3 <0 thì tương quan giữa LEV và GROWTH là âm. Có

nghĩa là doanh nghiệp sẽ kiểm soát tình trạng đầu tư dưới mức thông qua

là 1* k vector nhân tố quyết định của đòn bẩy, bao gồm

chiến lược kỳ đáo hạn nợ thay vì là chiến lược giảm hệ số đòn bẩy.

Biến kiểm soát

4 nhân tố quyết định:

a. Tài sản cố định (TANG)

b. Tấm chắn thuế phi nợ (NONDEBT- TAX- SHIELDS)

c. Khả năng sinh lợi (PROFITABILITY)

d. Quy mô công ty (SIZE)

Bảng 3.2: Mô tả hướng tác động của các biến kiểm soát sử dụng trong

phương trình đòn bẩy

Hƣớng

Các nghiên

tác động

STT

Biến

Quan điểm

cứu

(+/-)

Giá trị tài sản được xem là sự

và

Frank Goyal

đảm bảo trong vấn đề phát

TANG

(2007)

sinh chi phí đại diện từ nợ .

Lợi ích từ tấm chắc thuế cao

De Angelo

và Masculis

đồng nghĩa với việc doanh

(1980)

nghiệp đang có tỷ lệ nợ cao.

Do đó doanh nghiệp cần điều

chỉnh xuống để giảm vấn đề

về đầu tư dưới mức.

- Khi doanh nghiệp có khả

Modigliani

và Miller

năng sinh lợi và nguồn để

(1963)

đáp ứng các nghĩa vụ nợ

Jensen

thì nên tăng nợ để nhận

(1986)

được lợi ích từ tấm chắn

thuế.

- Khi doanh nghiệp kinh

doanh tạo ra lợi nhuận tốt

NONDEBT- TAX- SHIELDS

thì khả năng tiếp cận thị

trường vốn sẽ tốt hơn.

Theo lý thuyết trật tự phân

Myers (1984),

hạng thì khi có nhiều lợi

nhuận doanh nghiệp sẽ ưu

Myers

và

tiên sử dụng nguồn nội bộ

trước sau đó mới vay nợ và

Majluf (1984)

phát hành vốn cổ phần.

PROFITABILITY

Quy mô công ty càng lớn thì

Jensen (1986),

càng giảm rủi ro về chi phí

SIZE

đại diện và chi phí phá sản.

và

Frank

Goyal

(2007).

Bên cạnh đó, để đo lường các nhân tố tác động đến đòn bẩy tại các

doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao, luận văn sẽ thêm biến giả (Dummy)

vào mô hình. Với các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao hơn cơ hội tăng

trưởng bình quân thì D = 1, ngược lại các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng

thấp hơn cơ hội tăng trưởng trung bình D = 0. Phương trình (1) được bổ sung

thêm biến tương tác giữa cơ hội tăng trưởng và biến giả về mức độ tăng

LEVi,t = α0 + δLEVLEVi,t-1+ α1MATi,t + α2GROWTHi,t + α3GROWTHxMATi,t

i,t βLEV

+μ1+ui,t (1a)

α4 GROWTH_DUMMYi,t +

trưởng (GROWTH_DUMMY):

MATi,t = γ0 + δMATMATi,t-1+ γ1LEVi,t + γ2GROWTHi,t + γ3GROWTHxLEVi,t +

i,t βMAT

+л1+vi,t

(2)

3.1.2 Phương trình kỳ hạn thanh toán của nợ

Trong đó:

- MATi,t-1, LEVi,t, GROWTHi,t đại diện cho kỳ đáo hạn của nợ, đòn bẩy và

là 1 * k vector nhân tố quyết định của kỳ đáo hạn nợ.

cơ hội tăng trưởng của công ty i.

là k * 1 vector hệ số của các nhân tố quyết định kỳ đáo hạn nợ.

- ΒMAT

- μ1+ui,t là sai số ngẫu nhiên

Trên cơ sở mở rộng các mô hình thực nghiệm về kỳ đáo hạn của nợ để

xem xét mối tương quan của nó với đòn bẩy và cơ hội tăng trưởng của doanh

nghiệp sẽ như thế nào. Trong đó, các biến đòn bẩy và cơ hội tăng trưởng sẽ

đóng vai trò là biến độc lập và có tác động trực tiếp lên kỳ đáo hạn nợ tối ưu

của doanh nghiệp. Vì vậy, xét về hướng tác động cũng giống như trong

phương trình (1) của đòn bẩy về cả dấu và mức độ tác động. Tuy nhiên, trong

phương trình (2) cũng xuất hiện thêm 1 biến mới đó là biến tương tác giữa cơ

hội tăng trưởng và đòn bẩy để đánh giá khả năng suy giảm của đòn bẩy trước

giả thuyết về mối tương quan nghịch của cơ hội tăng trưởng và kỳ đáo hạn

của nợ. Trường hợp doanh nghiệp vì mục đích giảm đòn bẩy để giảm thiểu

vấn đề đầu tư dưới mức, thì nhà quản lý có thể không có nhiều động lực để

rút ngắn kỳ đáo hạn của nợ, do đó γ3 được dự đoán sẽ tương quan âm với kỳ

đáo hạn của nợ.

Theo phương trình (2) tác động của cơ hội tăng trưởng lên đòn bẩy được

đo lường bởi công thức:

= γ 2 + γ 3 LEV

Theo đó, γ 2 < 0, nếu γ 3 <0 thì tương quan giữa MAT và GROWTH là âm. Có

nghĩa là doanh nghiệp sẽ kiểm soát tình trạng đầu tư dưới mức thông qua

là 1* k vector nhân tố quyết định của kỳ đáo hạn của nợ

chiến lược kỳ đáo hạn nợ thay vì chiến lược giảm hệ số đòn bẩy.

Biến kiểm soát

, bao gồm 5 nhân tố quyết định:

a. Quy mô doanh nghiệp (SIZE)

b. Kỳ đáo hạn của tài sản (ASSET_MATURITY)

c. Thuế suất (TAX RATIO)

d. Độ biến động (VOLALITY)

e. Chất lượng doanh nghiệp (FIRM QUALITY)

f. Cấu trúc kỳ hạn của thị trường (TERM STRUCTURE)

Bảng 3.3: Mô tả hướng tác động của các biến kiểm soát sử dụng trong

phương trình kỳ đáo hạn nợ

Hƣớng

STT

Biến

Quan điểm

Các nghiên cứu

tác động

(+/-)

Quy mô công ty càng lớn,

Antoniou

và

cộng sự (2006)

việc bất cân xứng thông tin

thấp nên càng giảm rủi ro

về chi phí đại diện và chi

SIZE

phí phá sản => tương quan

dương giữa kỳ đáo hạn của

nợ và quy mô doanh

nghiệp

Do sự tương đồng giữa tài

Hart và Morore

(1994)

sản và nguồn tài trợ. Thời

gian đáo hạn của tài sản

Stohs và Mauer (1996)

càng dài, thì khả năng kỳ

đáo hạn của nợ cũng dài =>

Tương quan dương với

MAT

Thời gian đáo hạn nợ càng

các

Kane và cộng sự (1985)

TAX RATIO

+/-

giảm thì lợi ích từ tấm chắn

thuế khi sử dụng nợ cũng

Brick và Ravid

ASSET MATURITY

giảm. Khi đó tương quan

(1995)

này là dương.

Song việc giảm kỳ đáo hạn

nợ cũng có tác dụng làm

gia tăng đường cong lãi suất1. Và theo đó sẽ làm

tăng thuế suất của doanh nghiệp. 2

Dự kiến sẽ tương quan

Kane và

các

cộng sự (1985)

dương với kỳ đáo hạn nợ

mục tiêu vì doanh nghiệp

có mức độ biến động càng

4 VOLATITY

nhiều, chi phí phá sản càng

cao và dự kiến họ sẽ sử

dụng nhiều nợ dài hạn hơn

là nợ ngắn hạn.

Doanh nghiệp có chất

Flannery (1986)

lượng tốt thường sử dụng

kênh huy động từ nợ ngắn

FIRM QUALITY

hạn. Cho nên tương quan

giữa kỳ đáo hạn của nợ và

chất lượng công ty là âm.

TERM

Chênh lệch giữa lãi suất dài

STRUCTURE

hạn và ngắn hạn của thị

1 Đường cong lãi suất là đồ thị mô tả mối quan hệ giữa lãi suất và kỳ hạn của một công cụ nợ, khi đường

cong càng dốc thì lãi suất ngắn hạn < lãi suất dài hạn 2 Theo Guedes và Opler (1996) tranh luận rằng đường cong lãi suất càng dốc sẽ làm gia tăng mức thuế suất.

trường tác động cùng chiều

lên kỳ đáo hạn của nợ.

Cũng tương tự với phương trình đòn bẩy, để phục vụ cho việc đánh giá các

nhân tố tác động đến các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao, luận văn có

sử dụng biến giả tăng trưởng vào mô hình. Khi đó, phương trình kỳ đáo hạn

MATi,t = γ0 + δMATMATi,t-1+ γ1LEVi,t + γ2GROWTHi,t + γ3GROWTHxLEVi,t +

i,t βMAT

+л1+vi,t (2a)

γ4GROWTH_DUMMYi,t +

nợ sẽ là:

3.1.3 Phương trình đầu tư

Để kiểm soát những nhân tố tác động lên quyết định đầu tư của doanh

nghiệp, luận văn sẽ sử dụng đòn bẩy, kỳ đáo hạn của nợ cũng như các biến

INVi,t = φ0 + δINVINVi,t-1+ φ1LEVi,t-1 +φ2MATi,t-1 + φ3GROWTHi,t-1 +

φ4GROWTHxLEVi,t-1 + φ5GROWTHxMATi,t-1 + φ6CFi,t-1 + i+wi,t (3)

tương tác giữa đòn bẩy và kỳ đáo hạn của nợ với cơ hội tăng trưởng.

INVi,t, MATi,t-1, LEVi,t-1, GROWTHi,t -1 đại diện cho đầu tư, kỳ đáo hạn

của nợ, đòn bẩy và cơ hội tăng trưởng của công ty i.

- CFi,t-1 là dòng tiền của doanh nghiệp i tại thời điểm t-1

- φ1 – φ6 là k*1 hệ số của các nhân tố tác động lên đầu tư của doanh

nghiệp

- i+wi,t là sai số ngẫu nhiên

Bằng cách hồi quy phương trình này luận văn sẽ đi đánh giá tác động

của các nhân tố đòn bẩy, kỳ đáo hạn nợ tác động như thế nào lên đầu tư của

doanh nghiệp. Bên cạnh đó phương trình cũng sử dụng biến tăng trưởng và

biến dòng tiền làm biến kiểm soát cho mô hình.

Bảng 3.4: Mô tả hướng tác động của các biến kiểm soát sử dụng trong

phương trình đầu tư

Hƣớng

Các nghiên

STT

Biến

tác động

Quan điểm

cứu

(+/-)

Trong mô hình này Tobin‟s q đại diện

Viet A. Dang

cho cơ hội tăng trưởng của doanh

(2011)

nghiệp. Do đó, nếu Tobin‟s q tăng, tức

là giá cổ phiếu tăng, giá cổ phiếu tăng

có thể là do lợi nhuận dự kiến của công

1 GROWTH

ty sẽ tăng, công ty sẽ có nhiều cơ hội

đầu tư giá trị lớn. Điều này hàm ý một

mối quan hệ tích cực giữa độ nhạy cảm

và độ trễ cơ hội tăng trưởng với đầu tư

của doanh nghiệp.

Hệ số của biến này đại diện cho mức

Fazzazi

và

độ nhạy cảm của dòng tiền đầu tư. Và

các cộng sự

CF được sử dụng để kiểm soát vấn đề

(1988)

đầu tư của công ty. Nếu hệ số hồi quy

Aivazan

và

của CF bằng 0, có nghĩa là công ty

các cộng sự

+/-

không hạn chế về mặt tài chính, nếu là

(2005a,

số dương có nghĩa là công ty đang

2005b)

đánh giá các cơ hội đầu tư là tốt, nhu

cầu chi tiêu vốn gia tăng nên một sự

gia tăng trong dòng tiền năm trước sẽ

được dùng vào các dự án đầu tư.

Nhưng nếu các cơ hội đầu tư được dự

báo là không hiệu quả thì dòng tiền sẽ

được điều chỉnh để giảm xuống.

Theo phương trình (3) tác động của cơ hội tăng trưởng lên đòn bẩy

được đo lường bởi công thức:

= φ3 + φ4 +

Theo đó, φ3 là hệ số của cơ hội tăng trưởng và được dự đoán là φ3 > 0,

còn φ4, φ5 là hệ số tương tác của cơ hội tăng trưởng với đòn bẩy và kỳ đáo hạn

nợ. Doanh nghiệp sử dụng đòn bẩy thấp hoặc làm giảm kỳ đáo hạn của nợ để

làm giảm áp lực đầu tư dưới mức thì dự kiến có nhiều khả năng thực hiện các

dự án đầu tư sắp tới. Do đó, dự kiến hệ số tương tác của φ4, φ5 với biến đầu tư

là âm.

Và cũng như các phương trình trên, tác giả cũng sẽ xem xét sự tác động

của các nhân tố trong phương trình (3) để xem xét tác động của chúng lên đầu

tư của các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao thông qua việc sử dụng

biến giả (Dummy) vào mô hình.

Việc phân chia doanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng cao hay thấp sẽ dựa

vào giá trị cơ hội tăng trưởng bình quân, khi đó D = 1, ngược lại doanh

nghiệp có cơ hội tăng trưởng từ mức trung bình trở xuống sẽ có D = 0. Cụ

thể, phương trình (3) sẽ được bổ sung bằng việc đưa thêm vào hai biến tương

tác với cơ hội tăng trưởng là biến đòn bẩy (LEV _ DUMMY) và biến kỳ đáo

hạn của nợ (MAT_DUMMY). Khi đó phương trình đầu tư sẽ thành:

INVi,t = φ0 + δINVINVi,t-1+ φ1LEVi,t-1 +φ2MATi,t-1 + φ3GROWTHi,t-1 +

φ4GROWTHxLEVi,t-1 + φ5GROWTHxMATi,t-1 + φ6CFi,t-1 + φ7LEVxDUMMYi,t-1 +

φ8MATxDUMMYi,t-1 + i+wi,t (3a)

3.2 Mô tả biến

Bài nghiên cứu của tác giả dựa trên ba phương trình để đánh giá tương

tác giữa đòn bẩy, kỳ đáo hạn của nợ lên đầu tư khi xuất hiện các cợ hội tăng

trưởng. Theo đó, biến đòn bẩy (LEV), kỳ đáo hạn nợ (MAT), đầu tư (INV) và

cơ hội tăng trưởng (GROWTH) là 4 biến nghiên cứu chính. Ngoài ra, tác giả

còn sử dụng một số các biến kiểm soát khác để mô phỏng hợp lý nhất các

nhân tố tác động đến đòn bẩy (LEV), kỳ đáo hạn nợ (MAT) và tăng trưởng

(GROWTH).

Dưới đây là bảng mô tả cách tính biến và kỳ vọng về tương quan giữa

các biến:

3.2.1 Phương trình đòn bẩy

Bảng 3.5: Mô tả cách tính các biến và tương quan kỳ vọng trong phương trình

đòn bẩy

STT Biến phụ thuộc

Cách tính

Tổng nợ/(Giá trị thị trường của vốn cổ phần + giá trị

LEV

sổ sách của nợ)

Kỳ vọng tƣơng quan

STT

Biến độc lập

Cách tính

với biến phụ thuộc

Nợ dài hạn có thời gian đáo

1 MAT

+/-

nợ sau 1 năm/tổng nợ

Biến tương tác giữa kỳ đáo

hạn nợ và tăng trưởng. Được

2 MAT*GROWTH

đo bằng tích số giữa hai biến

này.

(Giá trị thị trường của vốn cổ

3 GROWTH

phần + giá trị sổ sách của

nợ)/Tổng tài sản

Tài sản cố định hữu

TANGIBILITY

hình/Tổng tài sản

Khấu hao/tổng tài sản

NONDEBT–

TAX-

PROFIABILITY EBITDA/Tổng tài sản

+/-

SIZE

Log của tổng tài sản

SHIELDS

3.2.2 Phương trình kỳ đáo hạn nợ

Bảng 3.6: Mô tả cách tính các biến và tương quan kỳ vọng trong phương trình

kỳ đáo hạn nợ

STT Biến phụ thuộc

Cách tính

1 MAT

Nợ dài hạn đáo hạn sau 1 năm/Tổng nợ

STT

Biến độc lập

Cách tính

Kỳ vọng tƣơng quan với biến phụ thuộc

Tổng nợ/(Giá trị thị trường của

LEV

+/-

vốn cổ phần + giá trị sổ sách

của nợ)

Biến tương tác giữa đòn bẩy

LEV*GROWTH

và tăng trưởng. Được đo bằng

tích số giữa hai biến này.

(Giá trị thị trường của vốn cổ

3 GROWTH

phần + giá trị sổ sách của

nợ)/Tổng tài sản

SIZE

Log của tổng tài sản

Tài sản cố định hữu hình/khấu

hao

Thuế thu nhập doanh

TAX RATIO

+/-

nghiệp/Lợi nhuận trước thuế

% thay đổi theo năm của

7 VOLATILITY

EBITDA – giá trị trung bình

của sự thay đổi

FIRM

(EPSt –EPSt-1)/giá trị thị trường của cổ phiếu tại thời

QUALITY

điểm t-1

Chênh lệch giữa lãi suất trái

TERM

phiếu 10 năm và lãi suất tín

STRUCTURE

phiếu 3 tháng

ASSET MATURITY

3.2.3 Phương trình đầu tư

Bảng 3.7: Mô tả cách tính các biến và tương quan kỳ vọng trong phương trình

đầu tư

STT Biến phụ thuộc

Cách tính

INV

(Chi tiêu vốn – khấu hao)/Giá trị có độ trễ của tài sản

Kỳ vọng tƣơng quan

STT

Biến độc lập

Cách tính

với biến phụ thuộc

Tổng nợ/(Giá trị thị trường của

LEV

vốn cổ phần + giá trị sổ sách của nợ)

Biến tương tác giữa đòn bẩy

LEV*GROWTH

và tăng trưởng. Được đo bằng tích số giữa hai biến này.

Nợ dài hạn đáo hạn sau 1

3 MAT

năm/Tổng nợ

Biến tương tác giữa kỳ đáo

hạn nợ và tăng trưởng. Được

4 MAT*GROWTH

đo bằng tích số giữa hai biến này.

(Giá trị thị trường của vốn cổ

5 GROWTH

phần + giá trị sổ sách của nợ)/Tổng tài sản

(EBITDA + Khấu hao)/Tổng

6 CF

tài sản

3.3 Dữ liệu nghiên cứu

Sau khi sàn lọc các trường hợp giá trị bị thiếu đối với một vài biến trong

mẫu hoặc các doanh nghiệp có ít hơn 7 năm quan sát liên tục sẽ không được

đưa vào mẫu, bài nghiên cứu đã sử dụng dữ liệu dạng bảng dựa trên mẫu 103

doanh nghiệp phi tài chính tại hai sàn chứng khoán lớn ở thị trường Việt Nam

là HOSE và HNX trong giai đoạn từ 2007-2013. Trên cơ sở dữ liệu trong báo

cáo tài chính được thu thập từ thống kê của các công ty chứng khoán và các

trang web www.vietstock.vn, www.cafef.vn, www.cophieu68.com. Cuối cùng

kết quả thu được bảng dữ liệu gồm 103 doanh nghiệp niêm yết trong giai

đoạn từ 2007 đến 2013 với 721 quan sát theo năm.

3.4 Phƣơng pháp nghiên cứu

Thông qua lập luận trong phần xây dựng mô hình nghiên cứu mục 3.1 của

tác giả nhận thấy các phương trình (1), (2), (3) có thể xuất hiện vài vấn đề như

- Những nhân tố không thay đổi theo thời gian hàm chứa trong mô hình

có thể tương quan với các biến giải thích trong mô hình. Những nhân tố

này không thay đổi theo thời gian này nằm trong sai số ngẫu nhiên  (μi

+ ui,t , л1+vi,t, ϕi+wi,t ). của phương trình (1), (2), (3).

- Biến trễ của biến phụ thuộc [LEVi,t], [MATi,t], [IVNi,t] đóng vai trò là

biến độc lập trong các phương trình có thể tương quan với sai số ngẫu

nhiên .

Do vậy, có thể mô hình nghiên cứu của tác giả có khả năng xuất hiện hiện

tượng nội sinh.

Trong khi đó, phương pháp bình phương bé nhất OLS vốn là phương pháp

được sử dụng khá phố biến trong kinh tế lượng bởi tính đơn giản trong sử

dụng và mang lại nhiều ước lượng hiệu quả, không chệch và vững với những

giả thiết ban đầu nếu thỏa những yêu cầu sau:

- E (ui/X2i,…,Xki) = 0: không có sai số hệ thống

- Var (ui/X2i,…,Xki) = 2 với mọi i: phương sai không đổi

- Cov(ui,uj) = 0 với mọi i khác j

- Không có đa cộng tuyến hoàn hảo giữa các biến Xj

- Biến Xj là phi ngẫu nhiên, nếu ngẫu nhiên thì phải độc lập với Ui

Tuy nhiên, khi nghiên cứu về chuỗi dữ liệu thời gian, rất khó để thỏa mãn

các giả định của OLS. Khi đó, kết quả kiểm định sẽ bị bóp méo và việc sử

dụng đưa vào phân tích sẽ không còn đúng nữa. Một trong những vi phạm

hay gặp phải trong việc sử dụng phương pháp này là hiện tượng nội sinh, tức

các biến có tương quan với phần dư.

Để giải quyết vấn đề này, tác giả sẽ sử dụng dữ liệu dạng bảng và phương

pháp GMM để xử lý vấn đề nội sinh. Với lý do như sau:

 Việc sử dụng dữ liệu dạng bảng sẽ có nhiều ưu điểm hơn so với dữ liệu

thời gian và dữ liệu chéo. Baltagi (2005) đã viết:

- Dữ liệu bảng là sự kết hợp giữ dữ liệu chéo và dữ liệu thời gian nên

chúng ta có nhiều thông tin hơn, điều này hữu ích trong việc hạn chế hiện

tượng đa cộng tuyến giữa các biến do có nhiều bậc tự do nên hiệu quả

hơn.

- Dữ liệu bảng có thể phát hiện và đo lường tốt hơn những tác động mà

chúng ta khó có thể quan sát khi sử dụng dữ liệu thời gian hoặc dữ liệu

chéo.

- Dữ liệu bảng có thể kiểm soát tốt hơn tính không đồng nhất giữa các đơn

vị trong mẫu nghiên cứu.

 Phương pháp để xử lý vấn đề biến giải thích có thể tương quan với phần

dư:

- Phương pháp cơ bản trong trường hợp biến ở vế phải phương trình tương

quan với phần dư là ước lượng một phương trình có dùng các biến công

cụ (Instrumental Variables – hồi quy IV). Ý tưởng của phương pháp hồi

quy này là tìm ra một bộ biến, được gọi là biến công cụ thỏa mãn hai điều

kiện: (1) tương quan với biến giải thích trong phương trình và (2) không

tương quan với phần dư. Những biến công cụ như vậy được dùng để loại

bỏ sự tương quan giữa biến giải thích và phần dư.

- Có nhiều phương pháp dựa trên nền tảng của hồi quy IV như phương

pháp bình phương bé nhất hai giai đoạn (TSLS), phương pháp Maximum

Likelihood trong điều kiện giới hạn thông tin (LIML), phương pháp ước

lượng moment tổng quát (GMM)… Trong đó, phương pháp GMM được

xem là phương pháp tổng quát của rất nhiều phương pháp khác. Ngay cả

trong điều kiện giả thiết nội sinh bị vi phạm, phương pháp GMM vẫn có

thể cho ra các hệ số ước lượng vững, không chệch, phân phối chuẩn và

hiệu quả.

Từ những lý do tác giả cho rằng việc sử dụng phương pháp GMM này

với nghiên cứu của mình trong các phương trình theo nghiên cứu của VietA.

Dang (2011) dựa trên phần mềm kinh tế lượng Stata 12 là phù hợp trong việc

tìm ra tương tác giữa đòn bẩy, kỳ đáo hạn nợ và đầu tư của các doanh nghiệp

tại Việt Nam.

3.4.1 Cách thức để ước lượng ra hệ số hồi quy với sự tham gia của các biến

công cụ:

Xem xét mô hình đơn giản sau:

Yi =  xi + εi

Trong đó: i là quan sát thứ i, Yi là biến phụ thuộc, xi là biến độc lập, εi là

phần dư của mô hình. Khi đó hệ số ước lượng sẽ được xác định như sau:

OLS =

Trong đó x, y, ε là các ma trận cột n x 1. Nếu x và ε không tương quan

với nhau thì ước lượng được là vững và không chệch. Tuy nhiên, nếu điều

này ngược lại xảy ra, hệ số ước lượng sẽ bị chệch và không vững, mô hình

không còn hiệu quả, tác động của biến x lên biến y bị bóp méo.

Một biến công cụ z, tương quan với biến giải thích x nhưng không tương

quan với phần dư ε sẽ được đưa vào mô hình, phương pháp hồi quy IV sử

dụng biến công cụ đó để xác định hệ số ước lượng như sau:

IV =

Vì biến z không tương quan với ε nên hệ số ước lượng vững và không

chệch. Phương pháp này có thể tổng quát lên với một mô hình nhiều biến. Ta

gọi X là ma trận n x K các biến giải thích, Z là ma trận n x L các biến công cụ

(với K là số lượng biến giải thích, L là số lượng biến công cụ và n là số quan

sát của mỗi biến). Khi đó, phương pháp này sẽ sử dụng biến công cụ để ước

IV =

lượng mô hình và hệ số ước lượng sẽ được xác định như sau:

Điều kiện để xác định được giá trị ước lượng là L ≥ K

3.4.2 Thủ tục ước lượng GMM

Phần trên đã cố gắng trình bày một cách đơn giản nhất để có thể hiểu

được vai trò của biến công cụ trong hồi quy IV. Theo đó, GMM cũng là một

phương pháp sử dụng biến công cụ. Như đã đề cập ở trên, để ước lượng được

hệ số , chúng ta cần một bộ L vector các biến công cụ (trong ước lượng

GMM còn gọi là “các điều kiện moment”) và số lượng biến công cụ phải

không ít hơn số biến trong mô hình (L ≥ K). Điều kiện để một biến được chọn

là biến công cụ là nó không tương quan với phần dư, điều này có nghĩa là:

E(Ztut()) = 0

Ý tưởng chủ đạo của phương pháp GMM là thay thế giá trị các biến công

cụ bằng giá trị trung bình của mẫu:

E(Ztut()) = Ztut() = ut() = 0

Vì khi số lượng điều kiện moment lớn hơn số biến trong mô hình (L ≥ K)

thì phương trình không thể xác định một nghiệm duy nhất mà sẽ có nhiều

nghiệm có thể thỏa mãn phương trình. Khi đó mô hình được gọi là

“overidentified”. Trong trường hợp đó, chúng ta phải thực hiện tính toán lại

nhằm xác định beta làm cho điều kiện moment “gần” bằng 0 nhất có thể, khái

niệm “gần” được hiểu là khoảng cách với giá trị 0 là nhỏ nhất, khoảng cách

đó được là khoảng cách J.

J(, ) =

Phương pháp GMM sẽ xác định giá trị ước lượng  để khoảng cách J là

nhỏ nhất.

Phương pháp GMM có hai loại đó là GMM hệ thống (Systems GMM) và

GMM sai phân bậc nhất (Difference GMM). Trong bài viết này tác giả sẽ sử

dụng phương pháp thứ hai đó là GMM sai phân bậc nhất. Ý tưởng cơ bản của

GMM sai phân bậc nhất là sử dụng bằng cách chuyển đổi sai phân bậc nhất và

tạo ra một ma trận vector các biến công cụ và số lượng biến công cụ phải lớn

hơn số biến trong mô hình, chính điều này sẽ giúp kiểm soát được tính không

đồng nhất không quan sát được và ngăn ngừa vấn đề nội sinh tiềm ẩn do chịu

tác động từ những cú sốc hoặc những nhân tố không quan sát được tác động

đến việc nắm giữ tiền. Cụ thể:

LEVi,t = α0 + δLEVLEVi,t-1+ α1MATi,t + α2GROWTHi,t + α3GROWTHxMATi,t +

βLEV

+μi+ui,t

LEVi,t-1 = α0 + δLEVLEVi,t-2+ α1MATi,t-1 + α2GROWTHi,t-1 + α3GROWTHxMATi,t-1

βLEV

+μi+ui,t-1

Lấy sai phân bậc một của LEV i,t là LEVi,t = LEV i,t - LEV i,t-1 thì phương

LEVi,t

δLEVLEVi,t-1+

α1MATi,t

α2GROWTHi,t

βLEV

+ ui,t

α3GROWTHxMATi,t + 

trình sai phân của đòn bẩy sẽ là:

Vì εi,t= εi,t - εi,t-1 = (μi - μi) + (ui,t - ui,t-1) = ui,t

Tương tự với các phương trình còn lại của kỳ hạn nợ và đầu tư thì phương

trình sai phân khi sử dụng phương pháp GMM sẽ là:

MATi,t =

γ0 +

γ1LEVi,t +

γ2GROWTHi,t +

δMATMATi,t-1+ i,t βMAT

+ vi,t

γ3GROWTHxLEVi,t +

- Phương trình sai phân của kỳ hạn đáo nợ

INVi,t = φ0 + δINVINVi,t-1+ φ1LEVi,t-1 +φ2MATi,t-1 + φ3GROWTHi,t-1 +

φ4GROWTHxLEVi,t-1 + φ5GROWTHxMATi,t-1 + φ6CFi,t-1 + wi,t

- Phương trình sai phân của đầu tư

Đồng thời, phương pháp phân tích thống kê mô tả cũng được thực hiện để

tìm hiểu đầy đủ các đặc trưng nhân tố xuất hiện trong mô hình đánh giá về

tương quan giữa đòn bẩy kỳ đáo hạn nợ và đầu tư của các công ty niêm yết tại

Việt Nam giai đoạn 2007-2013.

3.4.3 Phương pháp kiểm định

Phương pháp này có ba kiểm định cần thiết như sau:

 Kiểm định biến công cụ không tƣơng quan với phần dƣ của mô hình

Kiểm định quan trọng nhất của phương pháp ước lượng GMM là kiểm

định Overdentifying Restrictions hay còn gọi là kiểm định Hansen (Hansen

Test) hoặc kiểm định J (J – Test). Đây là kiểm định cần thiết trong trường hợp

số biến công cụ nhiều hơn số biến trong mô hình. Ý tưởng của kiểm định là

để xem xét biến công cụ có tương quan với phần dư của mô hình hay không.

Nếu câu trả lời là không, khi đó biến công cụ không là nội sinh, lúc này biến

công cụ được chọn là phù hợp và mô hình sử dụng biến đó để ước lượng cũng

phù hợp. Với giả thiết như sau:

H0: Biến công cụ không tƣơng quan với phần dƣ của mô hình

H1: Biến công cụ tƣơng quan với phần dƣ của mô hình

Nếu p-value > mức ý nghĩa đã chọn ( = 10% chẳng hạn) thì chấp nhận

giả thiết H0, tức là biến công cụ không tương quan với mô hình. Khi đó biến

công cụ sẽ không là biến nội sinh và biến công cụ được chọn là phù hợp, mô

hình ước lượng là phù hợp.

 Kiểm định có tƣơng quan chuỗi bậc một trong phần dƣ sai phân bậc

nhất

Ngoài ra, hồi quy GMM còn có một kiểm định quan trọng không kém đó

là kiểm định tồn tại tương quan chuỗi bậc một các phần dư trong sai phân bậc

nhất (First-order autocorrelation-AR(1)) với giả thuyết như sau:

H0: Không có tƣơng quan chuỗi bậc một trong phần dƣ của sai phân

bậc nhất

H1: Xuất hiện tƣơng quan chuỗi bậc một trong các phần dƣ của sai

phân bậc nhất

Nếu giá thiết H0 bị bác bỏ (p_value < 0,05) tức tồn tại tương quan chuỗi

bậc một trong phần dư sai phân bậc nhất của kết quả hồi quy.

 Kiểm định không có tƣơng quan chuỗi bậc hai trong phần dƣ sai

phân bậc nhất

Kế đó, để tăng độ vững chắc cho mô hình, hồi quy GMM còn có một

kiểm định về việc không tồn tại tương quan chuỗi bậc hai các phần dư trong

sai phân bậc nhất (Second-order autocorrelation-AR(2)) với giả thuyết như

H0: Không có tƣơng quan chuỗi bậc hai trong phần dƣ của sai phân

bậc nhất.

H1: Xuất hiện tƣơng quan chuỗi bậc hai trong các phần dƣ của sai

phân bậc nhất

Nếu giả thiết H0 được chấp nhận khi p_value > mức ý nghĩa  ( chẳng

hạn như p_value > 0,05) tức là không tồn tại tương quan chuỗi bậc hai trong

phần dư sai phân bậc nhất của kết quả hồi quy.

4. Nội dung và các kết quả nghiên cứu

Từ cơ sở tổng quan những khuôn khổ lý thuyết và thực nghiệm liên quan

đến mối quan hệ giữa đòn bẩy, kỳ đáo hạn nợ và đầu tư cũng như phương

pháp sẽ được thực hiện áp dụng cho thị trường Việt Nam, trong phần này tác

giả sẽ trình bày một số kết quả được rút ra sau khi tiến hành hồi quy và kiểm

định để trả lời cho các câu hỏi nghiên cứu đã đặt ra ở đầu bài.

4.1 Thống kê mô tả

Trước tiên, bài nghiên cứu này sẽ trình bày thống kê dữ liệu của các biến

qua các năm, để thấy được tổng quan của nguồn dữ liệu.

Bảng tổng quan giá trị trung bình của các chỉ số trong tương quan giữa

đòn bẩy, kỳ đáo hạn của nợ, đầu tư và tăng trưởng.

Bảng 4.1: Mô tả giá trị trung bình của các biến LEV, MAT, INV và

GROWTH

Nguồn: Tính toán trên phần mềm Stata dựa vào dữ liệu của luận văn

Bảng 4.2: Phân tích mô tả dữ liệu của các doanh nghiệp đang niêm yết

giai đoạn 2007-2013

Nguồn: Tính toán trên phần mềm Stata dựa vào dữ liệu của luận văn

Số liệu tính toán dựa trên mẫu gồm 103 công ty phi tài chính đang niêm

yết tại thị trường chứng khoán Việt Nam trên hai sàn HNX và HOSE từ năm

2007 – 2013 với 721 quan sát. Kết quả cho thấy dữ liệu về biến đòn bẩy khá

cao lên đến 0.55, giá trị lớn nhất là 0.96 và thấp nhất là 0.03, cho thấy nguồn

tài trợ của công ty phụ thuộc khá nhiều vào nợ, theo đó áp lực về đầu tư dưới

mức cũng có thể tác động đáng kể lên doanh nghiệp. Trong khi đó, biến kỳ

đáo hạn của nợ lại có độ tập trung ở giá trị 0.30, chứng tỏ doanh nghiệp chủ

yếu phụ thuộc vào nguồn vay ngắn hạn, điều này cũng được xem là phù hợp

vì trong giai đoạn khảo sát thì nền kinh tế đang gặp phải tác động của khủng

hoảng và biến động của thị trường tài chính. Theo đó, đầu tư cũng chỉ ở mức

khá thấp với giá trị trung bình ở 0.25. Riêng về các biến kiểm soát được đưa

vào các phương trình nghiên cứu cũng có những biến động cùng xu thế. Tuy

nhiên, ở góc độ nội dung cần xem xét tập trung vào tương quan giữa đòn bẩy,

đầu tư, kỳ đáo hạn nợ và tăng trưởng nên luận văn không tập trung vào đi

phân tích sâu những nhân tố này như những nhân tố chủ đạo trên.

Kế đến tác giả sẽ xem xét tương tác giữa các biến độc lập với lần lượt các

phương trình để để đưa ra những đánh giá về số liệu của các biến này dựa trên

nguồn dữ liệu đã thu thập.

Nguồn: Kết quả dựa trên tính toán từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm Stata

Bảng 4.3: Ma trận tương quan các biến độc lập trong phương trình đòn bẩy

Bảng 4.4: Ma trận tương quan các biến độc lập trong phương trình kỳ đáo hạn

nợ

Nguồn: Kết quả dựa trên tính toán từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm Stata

Bảng 4.5: Ma trận tương quan các biến độc lập trong phương trình đầu tư

Có thể nhận thấy các cặp biến trong mô hình đều có hệ số tương quan

i,t-1 với GROWTH_LEV i,t-1] có hệ số tương quan lần lượt là 0.8113 và 0.8136.

nhỏ hơn 0.8, ngoại trừ 2 cặp biến [ MAT i,t -1 với GROWTH_MAT i,t-1 ], [LEV

Theo kinh nghiệm, hệ số tương quan giữa các cặp biến lớn hơn 0.8 thì có đa

cộng tuyến, song kinh nghiệm này là chưa chính xác. Thông thường, nguy cơ xảy ra đa cộng tuyến cao chỉ khi chỉ số nhân tố phóng đại VIF3 lớn hơn 10,

tương đương với hệ số tương quan lớn hơn 0.9. Do đó dữ liệu nghiên cứu ít

có khả năng xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến hoàn hảo. Mặt khác, với

phương pháp áp dụng định lượng trong luận văn này sử dụng mô hình GMM

và mô hình dữ liệu bảng sẽ tái cấu trúc lại mô hình, từ đó góp phần hạn chế

bớt hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến. Hơn nữa, trong một số trường

hợp thực tế những biến được coi là nền tảng và đóng vai trò quan trọng trong

việc quyết định biến phụ thuộc thì nên đưa vào mô hình dù có khả năng xuất

hiện đa cộng tuyến. Theo đó, các biến được đưa vào mô hình có thể được xem

là khá phù hợp trong việc xem xét tác động đến đòn bẩy của các doanh nghiệp

đang niêm yết tại thị trường chứng khoán Việt Nam.

Tuy nhiên, để đảm bảo sự phù hợp của mô hình thì với mỗi phương trình,

tác giả sẽ lần lượt loại trừ các biến trong từng cặp có hệ số tương quan cao để

hồi quy và đưa ra các lập luận phù hợp nhất.

4.2 Kết quả nghiên cứu

Với các lập luận trong phần phương pháp nghiên cứu, việc sử dụng

phương pháp hồi quy GMM để đánh giá tương quan giữa đòn bẩy, kỳ đáo hạn

nợ, tăng trưởng và đầu tư đối với các doanh nghiệp đang niêm yết tại thị

trường chứng khoán Việt Nam được tốt hơn. Kết quả nghiên cứu đuợc lần

lượt trình bày ở phần sau:

4.2.1 Kết quả nghiên cứu của phương trình đòn bẩy

3 Hệ số VIF được tính bằng VIF = 1/(1 – hệ số tương quan trong mô hình). Với VIF > 10 thì khả năng xảy ra

đa cộng tuyến cao, có nghĩa là hệ số tương quan phải lớn hơn 0.9 thì mới có chắc chắn xảy ra hiện tượng đa

cộng tuyến

Bảng 4.6: Kết quả hồi quy của phương trình đòn bẩy

Biến phụ thuộc: Đòn bẩy (LEV)

Biến độc lập

Mô hình 1

Mô hình 2 Mô hình 3

Dấu kỳ vọng

LEV(t-1)

0.059* (0.070)

0.053 (0.111)

0.062* (0.053)

+/-

MATt

- 0.101*** (0.000)

- -

- 0.026*** (0.000)

GROWTH_MATt

- 0.292*** (0.001)

- 0.689** (0.058)

- -

GROWTHt

- 0.532*** (0.000)

- 0.432*** (0.000)

- 0.451*** (0.000)

- 0.098

- 0.115

TANGIBILITYt

- 0.239*** (0.003)

(0.953)

(0.113)

- 0.118

- 0.035

NON-DEBT TAX SHIELDSt

(0.704)

(0.919)

+/-

PROFITABILITYt

- 0.736*** (0.000)

- 0.835*** (0.000)

- 0.814*** (0.000)

SIZEt

0.0427*** (0.000)

0.0403*** (0.000)

0.0406*** (0.000)

AR(1) test

- 2.40**

- 3.43***

- 3.12**

AR(2) test

- 1.21***

- 1.64*

- 1.39***

Hansen Test

5.68***

0.09***

0.07***

Nguồn: Tổng hợp dựa trên dữ liệu tính toán trên phần mềm Stata

Bảng 4.6 trình bày kết quả kiểm định cho 3 mô hình:

 Tác động của các nhân tố đã trình bày ở phần 2 lên đòn bẩy của doanh

nghiệp.

 Tác động của các nhân tố lên đòn bẩy loại trừ biến kỳ đáo hạn nợ.

 Tác động của các nhân tố lên đòn bẩy, loại trừ biến tương tác giữa cơ

hội tăng trưởng và kỳ đáo hạn nợ.

Nhìn chung, kết quả các mô hình đối với phương trình (1) đều phù hợp

với với kỳ vọng, kiểm định AR(1), AR(2) và Hansen đều cho thấy các mô

hình là khả quan.

Đồng thời, với việc áp dụng phương pháp GMM cho thấy hầu hết các

biến đều có ý nghĩa giải thích ở mức ý nghĩa rất tốt mà dấu tác động của các

biến đều phù hợp với kỳ vọng. Cụ thể:

- Biến độ trễ của đòn bẩy [LEV(-1)] có ý nghĩa thống kê ở mô hình (1) và

(3) ở mức 10%, với hệ số hồi quy lần lượt là 0.059 và 0.062, ngoài ra

không có ý nghĩa với mô hình (2). So với kết quả nghiên cứu của VietA.

Dang (2011) thì khá phù hợp. Rõ ràng mức độ sử dụng đòn bẩy năm sau là

có liên quan đến mức độ sử dụng nợ trong giai đoạn trước đó.

- Tuy nhiên, với biến kỳ đáo hạn nợ lại có mối tương quan bền vững với

đòn bẩy của doanh nghiệp với mức ý nghĩa 1% đối với cả hai phương trình

(1) và (3), kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Diamond (1991),

Gertner và Schardstein (1991) và John (2003). Điều này hàm ý đòn bẩy và

kỳ đáo hạn nợ là hai chiến lược thay thế nhau trong việc kiểm soát đầu tư

vượt mức và dưới mức.

Vì trong bài nghiên cứu này, kỳ đáo hạn nợ được tính bằng nợ dài hạn chia

cho tổng nợ. Do đó, mức độ nợ dài hạn càng tăng thì nợ ngắn hạn càng

giảm xuống, rủi ro thanh khoản hạ thấp, doanh nghiệp có thể gia tăng mức

độ đòn bẩy cho mình. Tức là nhà quản lý đã thiên về sử dụng phương án

đòn bẩy nhiều hơn.

- Kết quả tương tác giữa kỳ đáo hạn của nợ và cơ hội tăng trưởng là có ý

nghĩa ở mức 1% trong mô hình (1) và 5% ở mô hình (2) và là tương tác

âm. Từ phương trình đòn bẩy (1), tác động của cơ hội tăng trưởng lên đòn

bẩy được đo lường bởi = α2 + α3 MAT , với α2 <0 do kiểm soát

về vấn đề đầu tư dưới mức, thì tương quan âm trong trường hợp này sẽ cho

thấy một sự gia tăng trong trong MAT, tức nợ dài tăng lên sẽ dẫn đến một

sự sụt giảm trong đòn bẩy. Trong tình huống này, doanh nghiệp đã sử

dụng phương án điều chỉnh tỷ lệ nợ để kiểm soát vấn đề về đầu tư dưới

mức. Bởi những quan ngại về rủi ro thanh khoản trong giai đoạn khảo sát

đã khiến doanh nghiệp có sự lựa chọn thận trọng hơn bằng cách sử dụng

điều chỉnh đòn bẩy thay vì sử dụng kỳ hạn nợ. Kết quả này cũng phù hợp

với bằng chứng thực nghiệm của John (2003) và quan điểm về đầu tư dưới

mức của Myers (1977).

- Rõ ràng khi xét tương tác riêng giữa MAT và LEV cũng là tương tác âm

cho cả hai mô hình (1) và (3) với mức ý nghĩa 1%. Còn tương tác giữa

GROWTH_MAT với LEV cũng là âm. Từ đó có thể thấy, một lần nữa vấn

đề về điều chỉnh giảm đòn bẩy để kiểm soát đầu tư dưới mức được các

doanh nghiệp sử dụng như thế nào.

- Về các biến kiểm soát thì chỉ có biến khả năng sinh lợi và quy mô là có tác

động đến đòn bẩy với mức ý nghĩa cao đến 1%. Tấm chắn thuế trong giai

đoạn này chỉ là yếu tố thứ yếu, không tác động nhiều đến động cơ điều

chỉnh mức độ đòn bẩy của doanh nghiệp. Kết quả này phù hợp với thực tế

giai đoạn khảo sát, khi các biến động tài chính xảy ra mạnh mẽ, vấn đề

quan trọng là cân đối nguồn tài chính và rủi ro hơn là tính toán lợi ích từ

tấm chắn thuế.

Kết quả hồi quy của tài sản cố định đều không có ý nghĩa ở cả hai mô hình

(2) và (3) mà chỉ có ý nghĩa ở mô hình (1) ở mức 1%. Như đã nói, trong

giai đoạn khủng hoảng kinh tế, các quan ngại về rủi ro và thanh khoản đặt

lên hàng đầu, do đó sự biến động trong tài sản cố định cũng chưa đủ đảm

bảo để doanh nghiệp có thể tiếp cận nguồn vốn vay, và cũng khó có thể

đáp ứng mức lãi suất cao của thị trường. Trong khi tác động của những

nhân tố khác về đầu tư dưới mức được chú trọng rất nhiều đã làm giảm

đòn bẩy và ảnh hưởng đến tương quan âm này.

Như đã trình bày ở phần xây dựng mô hình, tác giả sẽ thực hiện hồi quy

với các doanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng cao để đánh giá xu hướng trên có

còn đúng không. Việc quy định cơ hội tăng trưởng cao hay thấp sẽ được so

sánh với tốc độ tăng trưởng bình quân. Mô hình sẽ đo lường thêm biến

GROWTH_DUMMY để có thể đưa ra sự so sánh phù hợp.

Bảng 4.7: Kết quả hồi quy của phương trình đòn bẩy ở những doanh nghiệp

có tốc độ tăng trưởng cao

Biến phụ thuộc: Đòn bẩy (LEV)

Biến độc lập

Dấu kỳ vọng Mô hình 1

Mô hình 2

Mô hình 3

LEV(t-1)

0.780* (0.064)

0.165** (0.025)

0.170** (0.019)

MATt

+/-

0.741*** (0.000)

- -

- 0.026*** (0.000)

GROWTH_MATt

0.253** (0.020)

0.097*** (0.000)

- -

GROWTHt

- 0.741*** (0.000)

- 0.480*** (0.005)

- 0.509*** (0.003)

TANGIBILITYt

- 0.250** (0.012)

- 0.020 (0.824)

- 0.062 (0.494)

NON-DEBT TAX SHIELDSt

0.060 (0.854)

0.097 (0.794)

0.080 (0.827)

PROFITABILITYt

+/-

- 0.787*** (0.000)

- 0.809*** (0.000)

- 0.787*** (0.000)

SIZEt

0.048*** (0.000)

0.037*** (0.000)

0.038*** (0.000)

GROWTH_DUMMY

0.132***

0.037***

0.071

(0.000)

(0.193)

(0.202)

AR(1)

-3.11***

-3.70***

-3.58***

AR(2)

-1.53***

-1.61***

-1.56***

Hansen Test

-5.48***

-3.68***

4.34***

Nguồn: Tổng hợp dựa trên dữ liệu tính toán trên phần mềm Stata

Khi đưa biến giả về các doanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng cao vào, chỉ

có mô hình (1) và mô hình (2) là có sự khác biệt giữa các nhóm doanh nghiệp,

với mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy sự đánh đổi giữa thanh khoản và đầu

tư dưới mức ở các doanh nghiệp tăng trưởng cao nhiều hơn là các doanh

nghiệp có mức độ tăng trưởng thấp.

- Đối với các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao, tương quan giữa kỳ

đáo hạn nợ [MAT] và đòn bẩy [LEV] trở nên mạnh hơn (0.741>0.101) ở

cùng mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy vấn đề về thanh khoản và đầu tư

dưới mức luôn được các doanh nghiệp tăng trưởng quan tâm. Khi doanh

nghiệp sử dụng nợ dài hạn thì vấn đề rủi ro thanh khoản sụt giảm, song chi

phí cho việc sử dụng vốn và áp lực đầu tư dưới mức sẽ gia tăng rất nhiều.

Ngược lại, nếu doanh nghiệp tăng trưởng chọn phương án giảm đòn bẩy

xuống sẽ phải đối diện với các chi phí có thể phát sinh theo các thỏa thuận

với chủ nợ và nguồn tiền cần để đáp ứng cho sự thiếu hụt. Như vậy, việc

dùng công cụ điều chỉnh nào thì cần cân nhắc giữa yếu tố chi phí và rủi ro

thanh khoản hiện hữu và dự kiến để có thể giúp doanh nghiệp đưa ra lựa

chọn phù hợp.

- Đối với tương quan giữa biến tăng trưởng và kỳ đáo hạn nợ

[GROWTH_MAT] với thì tương quan này là dương với LEV. Chứng tỏ

trong thời kỳ này, biến động thị trường, kể cả với các doanh nghiệp tăng

trưởng, khả năng tiếp cận thị trường để có nguồn vốn thực hiện các dự án

đầu tư trở nên rất quan trọng nên doanh nghiệp sẽ ưu tiên chú trọng phần

rủi ro thanh khoản hơn. Dẫn đến tương quan giữa đòn bẩy và kỳ đáo hạn

nợ trong trường hợp này là dương.

4.2.2 Kết quả nghiên cứu của phương trình kỳ đáo hạn nợ

Bảng 4.8: Kết quả hồi quy của phương trình kỳ đáo hạn nợ

Biến phụ thuộc: Kỳ đáo hạn nợ (MAT)

Biến độc lập

Mô hình 1

Mô hình 2

Mô hình 3

Dấu kỳ vọng

MAT(t-1)

- 0.329*** (0.000)

- 0.069 (0.758)

- 0.214* (0.064)

+/-

LEVt

- 32.974*** (0.000)

- -

- 13.257** (0.023)

GROWTH_LEVt

- 25.506*** (0.000)

- 21.410*** (0.004)

- -

GROWTHt

- 14.741*** (0.000)

- 10.076*** (0.007)

- 7.735** (0.037)

SIZEt

0.746*** (0.000)

0.854*** (0.004)

0.593** (0.024)

ASSET_MATURITTYt

- 0.0008** (0.013)

- 0.0019** (0.012)

- 0.0010** (0.050)

+/-

TAX RATIOt

- 0.513** (0.040)

- 1.926* (0.055)

- 0.692** (0.047)

TERM STRUCTUREt

- 10.513*** (0.001)

- 17.476*** (0.007)

- 8.341** (0.041)

VOLATILITYt

0.004 (0.184)

0.009 (0.332)

0.004 (0.285)

FIRM QUALITYt

- 0.611*** (0.001)

- 0.782** (0.010)

- 0.556** (0.042)

AR(1)

- 3.03***

- 2.08**

- 1.81*

AR(2)

- 1.80**

- 1.64***

- 1.32**

Hansen Test

1.57***

2.03***

3.19***

Nguồn: Tổng hợp dựa trên dữ liệu tính toán trên phần mềm Stata

Kết quả cho thấy các mô hình là phù hợp khi thực hiện kiểm định về

AR(1), AR(2) và Hansen.

Trong bảng 4.8 trình bày kết quả hồi quy của 3 mô hình:

 Tác động của nhân tố đã trình bày ở phần hai lên kỳ đáo hạn của nợ.

 Tác động của các nhân tố lên kỳ đáo hạn của nợ, đã loại trừ biến đòn

bẩy.

 Tác động của các nhân tố lên kỳ đáo hạn của nợ, đã loại trừ biến tương

tác giữa tăng trưởng vào đòn bẩy.

Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng đòn bẩy có tác động nghịch chiều lên cấu

trúc kỳ hạn của nợ ở mức ý nghĩa là 1% và 5% lần lượt với hai phương trình

(1) và (3). Một sự gia tăng trong đòn bẩy [LEV] có thể dẫn đến một sự sụt

giảm trong kỳ đáo hạn nợ [MAT], tức là tỷ lệ nợ ngắn hạn sẽ gia tăng, còn tỷ

lệ nợ dài hạn sẽ giảm xuống. Phù hợp với kết quả nghiên cứu trước đây về lập

luận đòn bẩy [LEV] và kỳ đáo hạn nợ [MAT] là hai công cụ thay thế nhau

trong vấn đề xử lý áp lực đầu tư dưới mức. Kết quả này phù hợp với nghiên

cứu của John (2003), Diamond (1991), Gertner và Scharfstein (1991).

Về tác động của biến tương tác giữa đòn bẩy và cơ hội tăng trưởng

[GROWTH_LEV] thì tương tác này là âm và đều có mức ý nghĩa cao ở 1%

cho cả hai phương trình (1) và (2). Điều này phù hợp với giả thuyết đưa ra, cụ

thể khi có cơ hội tăng trưởng thì tác động của cơ hội tăng trưởng lên kỳ đáo

hạn nợ sẽ được đo lường bởi công thức = γ2 + γ3 LEV, với γ2 <0 vì

tương tác giữa cơ hội tăng trưởng [GROWTH] là âm. Do đó, nếu tương tác

giữa [LEV] lên [MAT] là γ3 < 0 có nghĩa là doanh nghiệp sẽ kiểm soát tình

trạng đầu tư dưới mức bằng một trong hai chiến lược là điều chỉnh đòn bẩy

[LEV] hoặc chiến lược kỳ đáo hạn nợ.

Trong mô hình 3, khi biến tương tác giữa cơ hội tăng trưởng và đòn bẩy

[GROWTH_LEV] được loại bỏ, thì biến tăng trưởng [GROWTH] và đòn bẩy

[LEV] vẫn tác động đến kỳ đáo hạn của nợ [MAT], cho thấy kỳ đáo hạn nợ

[MAT] là một phương án thay thế tốt cho đòn bẩy [LEV] trong việc điều

chỉnh để ứng phó với vấn đề đầu tư dưới mức mà doanh nghiệp phải đối diện.

Kết quả này khác với nghiên cứu của Viet A. Dang (2011) khi kết quả của

[LEV] và [GROWTH] không tác động lên [MAT], tương đương với việc kỳ

hạn nợ [MAT] không là chiến lược thay thế cho việc giảm đòn bẩy, mà

[MAT] tăng, bất kể sự hiện diện của cơ hội tăng trưởng [GROWTH] và đòn

bẩy [LEV].

Về các biến kiểm soát, các biến đều có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức

1% và 5%, ngoại trừ biến về biến động [VOLATILITY] ở cả ba mô hình là

không có ý nghĩa.

Cũng giống như phương trình đòn bẩy, ở đây, chúng ta cũng sẽ đi xét

xem đối với các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao thì tương quan giữa

kỳ hạn nợ [MAT] với tăng trưởng [GROWTH] và đòn bẩy [LEV] sẽ như thế

nào. Bảng 4.9 sẽ trình bày kết quả các biến động đến nợ đáo hạn của doanh

nghiệp có tốc độ tăng trưởng cao.

Như đã đề cập ở phần 3, bài nghiên cứu thêm biến giả DUMMY = 1 nếu

là doanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng lớn hơn tốc độ tăng trưởng trung bình

của mẫu và ngược lại thì DUMMY=0. Do đó, mô hình sẽ được tăng cường

thêm biến GROWTH_DUMMY, để đánh giá tác động của doanh nghiệp có

các cơ hội tăng trưởng cao với nợ đáo hạn.

Bảng 4.9: Kết quả hồi quy của phương trình kỳ đáo hạn nợ ở những doanh

nghiệp có tốc độ tăng trưởng cao

Biến phụ thuộc: Kỳ đáo hạn nợ (MAT)

Biến độc lập

kỳ

Mô hình 1

Mô hình 2

Mô hình 3

Dấu vọng

MAT(t-1)

- 0.324*** (0.000)

- 0.257** (0.016)

- 0.228* (0.053)

+/-

LEVt

- 38.882** (0.038)

- -

- 11.865** (0.032)

GROWTH_LEVt

29.749** (0.038)

- 7.929** (0.020)

- -

GROWTHt

- 11.677*** (0.008)

- 11.934** (0.032)

- 20.365** (0.034)

SIZEt

0.983** (0.033)

0.535*** (0.008)

0.663** (0.028)

ASSET_MATURITTYt

- 0.0010* (0.062)

- 0.0008** (0.016)

- 0.0010** (0.045)

+/-

- 0.691

TAX RATIOt

(0.135)

- 0.957* (0.083)

- 0.732* (0.072)

- 4.897

TERM STRUCTUREt

- 11.060* (0.062)

(0.108)

- 6.253* (0.081)

VOLATILITYt

0.005 (0.256)

0.003 (0.516)

0.003 (0.415)

FIRM QUALITYt

- 0.714* (0.060)

- 0.293* (0.063)

- 0.498*** (0.054)

GROWTH_DUMMYt

- 2.153* (0.051)

4.275*** (0.009)

- 2.678** (0.028)

AR(1)

- 2.36**

-2.13**

- 2.09**

AR(2)

-2.02*

- 1.61***

-1.44***

Hansen Test

3.85***

2.80***

3.25***

Nguồn: Tổng hợp dựa trên dữ liệu tính toán trên phần mềm Stata

Đối với các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao, tương quan giữa

đòn bẩy [LEV] và kỳ đáo hạn của nợ [MAT] cao hơn (38.882 > 32.974) và có

ý nghĩa thống kê ở mức 5% đối với mô hình 1. Điều này cho thấy đối với các

doanh nghiệp tăng trưởng, trong giai đoạn biến động kinh tế và thị trường

vốn, việc lựa chọn sử dụng các công cụ giữa đòn bẩy và kỳ đáo hạn nợ rất

được chú trọng trước áp lực giảm gánh nặng về đầu tư dưới mức để có thể

tiếp cận vốn cho các cơ hội đầu tư sắp tới. Do đó, khi quan sát ở mô hình 3,

khi loại bỏ biến tương tác giữa cơ hội tăng trưởng và đòn bẩy

[GROWTH_LEV] thì tương quan này là thấp hơn (11.865 < 13.257). Hơn

nữa, biến tăng trưởng [GROWTH] trong trường hợp các doanh nghiệp tăng

trưởng cao cho thấy cũng có mức độ tác động lớn hơn kết quả tương quan của

[GROWTH] trong bảng 4.8.

 Từ kết quả phương trình đòn bẩy và phương trình kỳ đáo hạn của nợ,

bài nghiên cứu nhận thấy có mối quan hệ đánh đổi giữa 2 kênh: điều chỉnh

đòn bẩy và kỳ đáo hạn nợ trong việc xử lý các vấn đề liên quan đến đầu tư

dưới mức khi xem xét với tương quan về cơ hội tăng trưởng của các doanh

nghiệp Việt Nam.

4.2.3 Kết quả phương trình đầu tư

Đối với phương trình đầu tư, bài nghiên cứu sẽ thực hiện kiểm định 3 mô

hình:

 Tác động của nhân tố đã trình bày ở phần 2 lên đầu tư của doanh

nghiệp.

 Tác động của nhân tố lên đầu tư của doanh nghiệp có loại trừ cặp biến

có tương quan cao là [LEVi,t-1] và [GROWTH_LEVi,t-1]

 Tác động của nhân tố lên đầu tư của doanh nghiệp có loại trừ cặp biến

có tương quan cao là [MATi,t-1] và [GROWTH_MATi,t-1]

Biến phụ thuộc: Đầu tư (INV)

Biến độc lập

Dấu kỳ

Mô hình 1

Mô hình 2

Mô hình 3

Bảng 4.10: Kết quả hồi quy của phương trình đầu tư

vọng

INV(t-1)

0.806*** (0.000)

0.845*** (0.000)

0.817*** (0.000)

LEV(t-1)

0.019 (0.613)

0.223*** (0.001)

- -

GROWTH_LEV(t-1)

0.032 (0.547)

- 0.278*** (0.005)

- -

MATURITY(t-1)

0.010 (0.000)

- -

0.010*** (0.000)

GROWTH_MATURITY(t-1)

- 0.008 (0.167)

- -

-0.011* (0.054)

GROWTH(t-1)

0.012 (0.303)

0.059*** (0.001)

0.025*** (0.000)

CASHFLOW(t-1)

0.724* (0.060)

0.028 (0.427)

0.062* (0.083)

AR(1)

-5.47***

-5.30***

-5.40***

AR(2)

-1.52***

-1.26***

-1.49***

Hansen Test

1.35***

0.83***

1.74***

Nguồn: Tổng hợp dựa trên dữ liệu tính toán trên phần mềm Stata

Bảng trên cho kết quả là biến độ trễ của đầu tư [INVi,t-1] năm trước có

ảnh hưởng đến đầu tư ở hiện tại, với mức ý nghĩa thống kê là 1% cho tất cả

các mô hình, qua đó cho thấy sự tồn tại của hiệu ứng tăng tốc đầu tư của

doanh nghiệp qua các năm.

Độ trễ của cơ hội tăng trưởng [GROWTH] cũng có tác động tích cực

lên đầu tư hiện tại của các doanh nghiệp ở mức ý nghĩa 1% trong mô hình 3.

Điều này phù hợp với lập luận rằng doanh nghiệp có nhiều cơ hội tăng trưởng

sẽ có xu hướng đầu tư nhiều hơn.

Về độ trễ của đòn bẩy, biến này không có ý nghĩa thống kê ở mô hình 1

mà chỉ có ý nghĩa thống kê ở mô hình 3 ở mức 1%. Tương quan giữa độ trễ

đòn bẩy với đầu tư mà mối quan hệ đồng biến. Kết quả này ngược với các

nghiên cứu trước đây của Lang và các cộng sự (1996), Aivazian và các cộng

sự (2005a, 2005b), và nó không ủng hộ lý thuyết có mối tương quan nghịch

giữa đòn bẩy và đầu tư. Điều này có thể xuất phát từ tình hình thực tế của

kinh tế Việt Nam trong giai đoạn khảo sát, việc các doanh nghiệp đầu tư vào

các cơ hội tăng trưởng phụ thuộc rất nhiều vào nguồn vốn vay và doanh

nghiệp luôn có cách để có được nguồn tài trợ. Vấn đề về đầu tư dưới mức

thông qua công cụ điều chỉnh đòn bẩy không trở thành vấn đề cấp thiết bằng

thanh khoản để đầu tư vào các dự án.

Trong khi đó, biến tương tác giữa tăng trưởng và đòn bẩy có tác động

ngược chiều lên đầu tư của doanh nghiệp. Điều này xuất phát từ cách đánh giá

tác động của cơ hội tăng trưởng lên đầu tư: = φ3 + φ 4 .

Vi φ3 > 0, việc tương quan nghịch chiều này sẽ là do biễn trễ của đòn bẩy gây

nên. Tức là nếu doanh nghiệp gia tăng đòn bẩy thì đầu tư sẽ sụt giảm, do vấn

đề đầu tư dưới mức đã hạn chế việc thực hiện đầu tư các cơ hội tăng trưởng.

Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Viet A. Dang (2011).

Biến độ trễ của kỳ đáo hạn nợ [MATi,t-1] chỉ có ý nghĩa thống kê duy

nhất ở mô hình 2 với hệ số tương tác với đầu tư là dương ở mức 1%. Điều này

có nghĩa là doanh nghiệp sẽ gia tăng nợ dài hạn để phục vụ cho các cơ hội

đầu tư trong giai đoạn phía trước bất chấp các áp lực về đầu tư dưới mức. Kết

quả này ngược với các nghiên cứu trước đó của Aivazian (2005b),

VietA.Dang (2011). Tuy nhiên, nó phù hợp với kết quả nghiên cứu của

Antoniou và các cộng sự (2006) khi cho rằng kỳ đáo hạn nợ có tác động tích

cực lên mức độ đầu tư, trong trường hợp doanh nghiệp muốn phòng ngừa bất

trắc trong vấn đề huy động vốn. Và đúng với thực tiễn của thị trường Việt

Nam như đã nói ở trên, trong thị trường bất ổn, doanh nghiệp không có nhiều

lựa chọn trong việc tiếp cận các nguồn huy động vốn, mà chủ yếu dựa vào

vốn vay ngân hàng. Vấn đề đầu tư dưới mức trở nên yếu hơn và các doanh

nghiệp có thể sẽ dựa vào các mối quan hệ với các tổ chức tín dụng để có thể

có được nguồn vốn vay nhằm duy trì và đầu tư, bất kể mức lãi suất áp dụng

trong giai đoạn này không hề thấp và thiếu ổn định.

Song, khi xét đến tương tác của biến [GROWTH_MATi,t-1] thì mức độ

tác động này là không cao, và chỉ có ý nghĩa ở mức 10% tại mô hình thứ hai.

Tương quan âm này phù hợp với các nghiên cứu trước đó. Kết quả phù hợp

với nghiên cứu của VietA. Dang (2011). Điều này cho thấy, kỳ đáo hạn nợ dài

hạn có tác động làm giảm đầu tư, do các áp lực về đầu tư dưới mức.

Đồng thời, việc kết quả biến trễ của dòng tiền [CASH FLOWi,t-1] có

tương quan dương với đầu tư tại mức 10% ở cả hai phương trình (1) và (2) là

phù hợp với nghiên cứu của VietA. Dang (2011) và cả lý thuyết trật tự phân

hạng, doanh nghiệp sẽ ưu tiên dùng nguồn nội bộ trước để đầu tư. Cho nên

dòng tiền tăng sẽ giúp doanh nghiệp có thêm nhiều động lực để thực hiện các

dự án đầu tư mới.

Và như đã trình bày ở các nội dung trước ở phần 3, tác giả sẽ trình bày

kết quả tác động của các biến lên đầu tư của doanh nghiệp có cơ hội tăng

trưởng cao. Bài nghiên cứu sẽ tiến hành thêm biến giả DUMMY=1, nếu

doanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng lớn hơn tốc độ tăng trưởng trung bình của

mẫu và ngược lại DUMMY = 0. Theo đó, mô hình sẽ bổ sung chạy thêm hai

biến là LEV_DUMMY và MAT_DUMMY.

Bảng 4.11: Kết quả hồi quy của phương trình đầu tư ở những doanh nghiệp có

tốc độ tăng trưởng cao

Biến phụ thuộc: Đầu tƣ (INV)

Biến độc lập

Mô hình 1 Mô hình 2

Mô hình 3

Dấu kỳ vọng

0.799***

0.846***

0.814***

INV(t-1)

(0.000)

LEV(t-1)

0.048 (0.229)

- -

0.022 (0.572)

GROWTH_LEV(t-1)

0.0002 (0.996)

- -

0.029 (0.565)

MATURITY(t-1)

-0.030 (0.211)

-0.064* (0.090)

- -

GROWTH_MATURITY(t-1)

0.378 (0.176)

-0.071* (0.086)

- -

GROWTH(t-1)

0.009 (0.468)

0.012 (0.225)

0.010 (0.379)

CASHFLOW(t-1)

0.073* (0.075)

0.077* (0.045)

0.071* (0.057)

LEV_DUMMY(t-1)

-0.011 (0.550)

-0.001 (0.939)

-0.005 (0.743)

MAT_DUMMY(t-1)

0.027 (0.111)

0.052 (0.057)

0.007*** (0.000)

AR(1)

-5.5***

-5.32***

-5.47***

AR(2)

-1.68**

-1.97**

-1.64**

Hansen Test

3.05***

1.63***

1.60***

Nguồn: Tổng hợp dựa trên dữ liệu tính toán trên phần mềm Stata

Tỷ lệ đầu tư của năm trước rõ ràng thật sự có tác động đến đầu tư của

năm hiện tại ở mức ý nghĩa 1%, cho thấy doanh nghiệp có chú trọng và tăng

trưởng trong hoạt động đầu tư.

Kế đến là biến đòn bẩy [LEVi,t-1] và tương tác giữa đòn bẩy và tăng

trưởng [GROWTH_LEVi,t-1] không có ý nghĩa thống kê trong các mô hình.

Điều này chứng tỏ, với doanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng tốt, vấn đề về tiếp

cận thị trường vốn không tác động nhiều đến cơ hội đầu tư của doanh nghiệp.

Và với các biến [MATi,t-1] và [GROWTH_MATi,t-1] thì tương tác với

đầu tư của các doanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng cao là không cao, ở mức

10%. Tuy nhiên, với tương quan âm giữa các biến này với đầu tư của doanh

nghiệp cũng cho thấy đối với các áp lực về đầu tư dưới mức, xu hướng các

doanh nghiệp sử dụng là việc điều chỉnh cơ cấu nợ sang nợ ngắn hạn. Kết quả

này cũng phù hợp với các nghiên cứu trước đó như của VietA. Dang (2011),

Fatmasari (2011) và Aivazian với các cộng sự (2005).

Biến kiểm soát dòng tiền cũng có ý nghĩa ở mức 10% ở cả ba mô hình

với hệ số hồi quy dương. Điều này cũng phù hợp với các nghiên cứu và lý

thuyết về tương quan giữa dòng tiền và mức độ đầu tư. Doanh nghiệp có dòng

tiền gia tăng sẽ có khả năng thực hiện được nhiều dự án đầu tư hơn.

Việc đưa các biến giả về của đòn bẩy LEV_DUMMY và kỳ đáo hạn nợ

MAT_DUMMY vào thì chỉ có MAT_DUMMY là có ý nghĩa thống kê ở mức

1% tại mô hình thứ 3.

4.3 Kiểm định tính vững chắc của mô hình

Mặt khác, khi kiểm định tính vững chắc của mô hình, tác giả nhận thấy

kết quả kiểm định cũng phù hợp với giả thiết ban đầu đề ra chứng tỏ kết quả

hồi quy là đáng tin cậy, cụ thể:

- Kiểm định AR(1): p_vlue của các mô hình đều nhỏ hơn mức ý nghĩa  là

5% và 10%: bác bỏ giả thiết H0, chứng tỏ mô hình tồn tại tự tương quan

bậc một trong phần dư sai phân bậc nhất.

- Kiểm định AR(2): p_vlue của các mô hình đều lớn hơn mức ý nghĩa  là

5% và 10%, chấp nhận giả thiết H0, mô hình không có tự tương quan bậc

hai trong chuỗi sai phân bậc nhất.

- Kiểm định Hansen (J-test): p_value của các mô hình mức ý nghĩa  =

0.05, chấp nhận giả thuyết H0: Biến công cụ không tương quan với phần

dư của mô hình. Điều này chứng tỏ biến công cụ đưa vào mô hình là phù

hợp và mô hình là vững.

Tóm lại, tại thị trường Việt Nam, các doanh nghiệp không quan tâm nhiều

đến công cụ điều chỉnh giảm mức độ đòn bẩy, mà thay vào đó có lưu tâm hơn

đến vấn đề điều chỉnh kỳ đáo hạn nợ. Điều này có thể lý giải được bằng thực

tế của thị trường trong giai đoạn khảo sát là một giai đoạn đầy biến động, với

các bất ổn trên toàn thị trường nói chung và thị trường tài chính nói riêng, đã

khiến các doanh nghiệp đánh đổi các lợi ích liên quan đến chi phí nguồn vốn

sử dụng mà quan tâm nhiều đến nguồn tiền để thực hiện đầu tư là lấy từ đâu.

Hơn nữa, vấn đề của thị trường Việt Nam trong huy động vốn cũng bị chi

phối nhiều bởi liên hệ giữa doanh nghiệp và đơn vị cung cấp vốn, mà chủ yếu

là ngân hàng. Cho nên áp lực đầu tư dưới mức chưa được các doanh nghiệp

chú trọng để đáp ứng các dự báo về tăng trưởng.

5. Kết luận

Vấn đề kết hợp hiệu quả giữa quyết định tài trợ và quyết định đầu tư đã

được các nhà kinh tế nghiên cứu trong suốt thời gian qua. Các kết quả về

khuôn khổ lý thuyết cũng như thực nghiệm đã giúp bài nghiên cứu này có

những cơ sở trong việc kiểm định tại thị trường Việt Nam, mà cụ thể là đi trả

lời hai câu hỏi đặt ra ở đầu bài: (1) Tương tác giữa việc điều chỉnh đòn bẩy tài

chính và kỳ đáo hạn nợ có tồn tại hay không và (2) các doanh nghiệp Việt

Nam sử dụng đòn bẩy tài chính và kỳ đáo hạn nợ để giải quyết áp lực về đầu

tư dưới mức như thế nào.

Theo đó, tác giả đã tiến hành nghiên cứu dựa trên mẫu 103 công ty đang

niêm yết trên cả hai sàn HNX và HOSE trong giai đoạn từ 2007-2013 để có

thể đưa ra các nhận định trả lời cho hai vấn đề trên. Bằng cách sử dụng

phương pháp GMM để ước lượng hồi quy nhằm khắc phục một số nhược

điểm của phương pháp bình phương bé nhất OLS. Kết quả cho thấy, việc sử

dụng GMM đem lại kết quả thỏa mãn các giả thiết đưa ra ở phần trước và

kiểm định Hansen có liên quan với p-value của các mô hình, kiểm định

AR(1), kiểm định AR(2) đều cho thấy kết quả các mô hình là phù hợp.

Kết quả cho thấy có mối tương quan giữa đòn bẩy và kỳ đáo hạn nợ, phù

hợp với quan điểm vể rủi ro thanh khoản. Tương quan dương giữa đòn bẩy

với đầu tư ở hầu hết các doanh nghiệp, bao gồm cả các doanh nghiệp lớn và

doanh nghiệp nhỏ. Tương quan âm giữa kỳ đáo hạn nợ và đầu tư. Do đó,

doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng đều có thể sử dụng cả hai phương pháp để

làm giảm áp lực về vấn đề đầu tư dưới mức.

Thực trạng tại Việt Nam trong giai đoạn khảo sát cho thấy, các doanh

nghiệp Việt Nam có xu hướng sử dụng tài trợ từ nợ để đầu tư cho các cơ hội

tăng trưởng. Việc xử lý vấn đề về áp lực đầu tư dưới mức sẽ được sử dụng

bằng phương pháp điều chỉnh kỳ đáo hạn nợ.

Với những kết quả đạt được, nghiên cứu này đã bước đầu cung cấp cho

các nhà quản lý tài chính, nhà đầu tư và tư vấn tài chính cái nhìn tổng quan

chung về mối quan hệ giữa quyết định đầu tư và quyết định tài trợ của doanh

nghiệp, theo đó các doanh nghiệp có thể dựa vào sự vận dụng các lý thuyết,

kết quả thực nghiệm và tình hình thực tế để đưa ra các quyết định phù hợp

nhất. Những hàm ý nghiên cứu cho thấy tùy từng điều kiện khách quan của

nền kinh tế, đặc thù ngành, chu kỳ sống và đặc điểm bản thân của doanh

nghiệp để có thể lựa chọn sự kết hợp hợp lý và hiệu quả nhất để có thể đáp

ứng được nhu cầu về vốn phục vụ cho sự tăng trưởng và phát triển của doanh

nghiệp.

Tuy nhiên, khi so sánh với các nghiên cứu đã thực hiện, trên một số

phương diện nào đó, nghiên cứu vẫn không thể tránh khỏi những hạn chế, cụ

thể:

- Mẫu dữ liệu với 103 công ty là không quá lớn và thời kỳ xem xét vẫn

chưa đủ dài khi so sánh với các nghiên cứu trên thế giới do thị trường

chứng khoán Việt Nam có độ trễ hơn những nền kinh tế phát triển khác

cũng như khó khăn về mặt số liệu khi tác giả thu thập.

- Các thông tin tài chính sử dụng được lấy trên báo cáo tài chính của

doanh nghiệp nên có thể độ chính xác chưa thật sự chắc chắn phản ánh

đúng thực tế do doanh nghiệp có thể sử dụng những thủ thuật để làm đẹp

chúng. Đồng thời quá trình nhập và tính toán các số liệu có thể gặp một

số sai sót chủ quan.

- Bài nghiên cứu chỉ áp dụng với những công ty phi tài chính, trong khi

mức độ vốn hóa của các công ty tài chính chiếm tỷ trọng rất lớn trong

nền kinh tế.

Do đó, với những hạn chế trên, các nghiên cứu sau có thể mở rộng mẫu

với số lượng doanh nghiệp lớn hơn, thời gian nghiên cứu dài hơn và có thể

đưa những biến khác để xem xét sự kết hợp phù hợp giữa các quyết định đầu

tư và tài trợ nhằm đem lại thông tin hữu ích trong quá trình vận hành của các

doanh nghiệp và có thể đưa ra những nhân tố giải thích tốt hơn với đặc trưng

riêng của thị trường Việt Nam.

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

 Tài liệu tiếng Việt

1. Trần Ngọc Thơ – chủ biên, (2005). Tài chính doanh nghiệp hiện đại,

Trường Đại học Kinh tế TP.HCM, Nhà xuất bản Thống Kê.

2. Xinh Xinh (biên dịch), Trọng Hoài (hiệu đính), Tài liệu học chương trình

giảng dạy kinh tế Fullright (niên khóa 2010- 2012), Môn học Các phương

pháp định lượng.

 Tài liệu nƣớc ngoài

1. Aivazian, V.A., Y. Ge, and J. Qiu (2005a), „The Impact of Leverage

on Firm Investment: Canadian Evidence‟, Journal of Corporate Finance,

Vol. 11, pp, 277-91.

2. Aivazian, V.A., Y. Ge, and J. Qiu (2005b), „Debt Maturity Structure and

Firm Investment‟, Financial Management, Vol. 34, pp. 107-19.

3. Antoniou, A., Y. Guney, and K. Paudyal (2006), „The Determinants of

Corporate Debt Maturity Structure: Evidence from France, Germany and

the UK‟, European Financial Management, Vol. 12, pp. 161-94.

4. Billett M.T., TH.D. King, and D.C. Mauer (2007), „Growth Opportunities

and the Choice of Leverage, Debt Maturity, and Covenants‟, Journal of

Finance, Vol 62, pp. 697-730.

5. Diamond, D.W. (1991), „Debt Maturity Structure and Liquidity Risk‟,

Quarterly Journal of Economics, Vol. 106, pp. 709-37.

------ (1993), „Seniority and Maturity of Debt Contracts‟, Journal of

Financial Economics, Vol. 33, pp. 341-68.

6. Dirk Hackbarth và David C. Mauer, (2009). „Optimal Priority Structure,

Capital Structure, and Invesment‟. The Review of Financial Studies, 224-

249.

7. Firth, M., C. Lin, and S.M.L. Wong (2008), „Leverage and Investment

under a State- owned Bank Lending Environment: Evidence from China‟,

Journal of Corporate Finance, Vol. 14, pp. 642-53.

8. Jensen M, (1986). “Agency costs of free cash flow, corporate finance and

takeovers”. American Economics Review 76, 323-329.

9. Johnson, S.A. (2003), „Debt Maturity and the Effects of owth

Opportunities and Liquidity Risk on Leverage‟, Review of Financial

Studies, Vol. 16, pp. 209-36.

10. Lang, L.E., E. Ofek, and R. Stulz (1996), „Leverage, Investment and Firm

Growth‟, Journal of Financial Economics, Vol. 40, pp. 3-29.

11. McConnell, J.J and H. Servaes (1995), „Equity Ownership and The Two

Faces of Debt‟, Journal of Financial Economics, Vol. 39, pp. 137-51.

12. Myers S.C, (1977). “Determinants of Corporate Borrowing”. Journal of

Financial Economics 5, 147-175

13. Myers S.C và Majluf N, (1984). “Corporate financing and investment

decisions when firm have information that investors do not have”. Journal

of Financial Economics 12, 187-221

14. Rhini Fatmasari, (2011). “The relation between Growth Opportunity

leverage policy and fuction of covenant to control the agency conflict

between shareholders and debtholders”. Bulletin of Monetary, Economics

and Banking, 308-324.

15. Viet A. Dang (2011), „Leverage, Debt Maturity and Firm Investment: An

Empirical Analysis, Journal of Business Finance & Accounting, Vol 39,

pp. 225-258.

 Các website

1. http://www.ssrn.com

2. http://cafef.com

3. http://saga.vn

4. http://stockbiz.vn

5. http://cophieu68.com

6. http://business.yourdictionary.com

PHỤ LỤC 1

1. Bảng hồi quy các phƣơng trình đòn bẩy

1.a. Phương trình đòn bẩy hồi quy bao gồm cả hai biến có tương quan cao là

MAT và GROWTH_MAT

1.b Phương trình đòn bẩy hồi quy đã loại trừ biến MAT

1.c Phương trình đòn bẩy hồi quy đã loại trừ biến GROWTH_MAT

1.d Phương trình đòn bẩy hồi quy có thêm vào biến giả đối với các công ty có cơ

hội tăng trưởng cao.

1.e Phương trình đòn bẩy hồi quy đã loại bỏ biến MAT có thêm vào biến giả đối với

các công ty có cơ hội tăng trưởng cao

1.f Phương trình đòn bẩy hồi quy đã loại bỏ biến GROWTH_MAT có thêm vào

biến giả đối với các công ty có cơ hội tăng trưởng cao

2. Bảng hồi quy phƣơng trình kỳ đáo hạn của nợ

2.a Phương trình kỳ đáo hạn của nợ được hồi quy bao gồm cả hai biến có tương

quan cao là LEV và GROWTH_LEV

2.b Phương trình kỳ đáo hạn của nợ hồi quy nhưng loại bỏ biến LEV

2.c Phương trình kỳ đáo hạn của nợ hồi quy nhưng loại bỏ biến GROWTH_LEV

2.d Phương trình kỳ đáo hạn nợ hồi quy có thêm vào biến giả đối với các công ty có

cơ hội tăng trưởng cao.

2.e Phương trình kỳ đáo hạn nợ hồi quy đã loại bỏ biến LEV có thêm vào biến giả

đối với các công ty có cơ hội tăng trưởng cao.

2.f Phương trình kỳ đáo hạn nợ hồi quy đã loại bỏ biến GROWTH_LEV có thêm

vào biến giả đối với các công ty có cơ hội tăng trưởng cao.

3. Bảng hồi quy phƣơng trình đầu tƣ

3.a. Phương trình đầu tư hồi quy bao gồm cả hai cặp biến có tương quan cao là

[LEVi,t -1 với GROWTH_LEVi,t-1] và [MAT i,t -1 với GROWTH_MAT i,t -1]

3.b. Phương trình đầu tư hồi quy có loại bỏ cặp biến có tương quan cao là

[LEVi,t-1] và [GROWTH_LEVi,t-1]

3.c. Phương trình đầu tư hồi quy có loại bỏ cặp biến có tương quan cao là

[MATi,t-1] và [GROWTH_MAT,t-1]

3.d Phương trình đầu tư hồi quy có thêm vào biến giả đối với các công ty có cơ hội

tăng trưởng cao bằng cách thêm vào các biến giả LEV_DUMMYi,t-1 và

MAT_DUMMYi,t-1

3.e Phương trình đầu tư hồi quy đã loại bỏ cặp biến trễ của đòn bẩy [LEVi,t-1] và

[GROWTH_LEVi,t-1], có thêm vào biến giả đối với các công ty có cơ hội tăng

trưởng cao bằng cách thêm vào các biến giả LEV_DUMMYi,t-1 và

MAT_DUMMYi,t-1

3.f Phương trình đầu tư hồi quy đã loại bỏ biến trễ của đòn bẩy [MATi,t-1] và

[GROWTH_MAT,t-1], có thêm vào biến giả đối với các công ty có cơ hội tăng

trưởng cao bằng cách

thêm vào các biến giả LEV_DUMMYi,t-1 và

MAT_DUMMYi,t-1

PHỤ LỤC 2

DANH SÁCH CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN TTCK VIỆT NAM

TRONG MẪU NGHIÊN CỨU

STT

Tên công ty

Nhóm ngành

Mã cổ phiếu

Sàn niêm yết HSX

Nông nghiệp

1 ABT

HSX

Nông nghiệp

2 ACL

CTCP Xuất nhập khẩu Thủy sản Bến Tre CTCP Xuất nhập khẩu Thủy sản Cửu Long An Giang CTCP Xuất nhập khẩu Thủy sản An Giang

HSX

Nông nghiệp

CTCP Đầu tư Alphanam CTCP Văn hóa Tân Bình

HSX HNX

BĐS và XD Dịch vụ

BHS

CTCP Đường Biên Hoà

HSX HSX

Nông nghiệp Nông nghiệp

3 AGF 4 ALP 5 ALT 6 ANV CTCP Nam Việt 7 8

CTCP Nhựa Bình Minh

HSX HSX

Nguyên vật liệu BĐS và XD

CTCP Beton 6 CTCP Đầu tư Hạ tầng Kỹ thuật Tp.Hồ Chí Minh

HSX HSX

BĐS và XD Công nghiệp

CTCP Cát Lợi

HSX HNX

Nguyên vật liệu BĐS và XD

CTCP CMC CTCP Dược phẩm Bến Tre

HNX HNX

BĐS và XD Y tế

CTCP Dược phẩm Hà Tây

HSX HNX

Y tế Y tế

CTCP Tập đoàn Đức Long Gia Lai

HSX HNX

BĐS và XD Y tế

Tổng CTCP Phân bón và Hóa chất Dầu khí CTCP Cao Su Đồng Phú

HSX HSX

Nông nghiệp Nông nghiệp

CTCP Bóng đèn Điện Quang CTCP Cao su Đà Nẵng

HSX HSX

Hàng tiêu dùng Công nghiệp

CTCP Đệ Tam CTCP Đầu tư và Phát triển giáo dục Hà Nội

HSX HNX

BĐS và XD Dịch vụ

CTCP Kỹ thuật điện Toàn Cầu

HNX HSX

Nông nghiệp Công nghiệp

CTCP Nông dược H.A.I

HSX HSX

BĐS và XD Nông nghiệp

CTCP Tập Đoàn Hapaco

HSX HSX

Nguyên vật liệu Dịch vụ

BMC CTCP Khoáng sản Bình Định BMP 9 10 BT6 11 CII 12 CLC 13 CMC CTCP Đầu tư CMC 14 CVT 15 DBT 16 DHG CTCP Dược Hậu Giang 17 DHT 18 DLG 19 DNM Tổng CTCP Y tế Danameco 20 DPM 21 DPR 22 DQC 23 DRC 24 DTA 25 EID 26 GLT 27 GMD CTCP Gemadept 28 HAG CTCP Hoàng Anh Gia Lai 29 HAI 30 HAP 31 HAX CTCP Dịch vụ Ô tô Hàng Xanh

CTCP Xây dựng và Kinh doanh Địa ốc Hoà Bình CTCP Phát triển nhà Bà Rịa-Vũng Tàu

HSX HSX

BĐS và XD BĐS và XD

HNX HSX

Hàng tiêu dùng Nguyên vật liệu

HSX HNX

BĐS và XD Hàng tiêu dùng

CTCP Tập đoàn Hòa Phát CTCP Cao su Hòa Bình

HSX HSX

Nguyên vật liệu Nông nghiệp

CTCP Xi Măng Hà Tiên 1 CTCP Đầu tư phát triển hạ tầng IDICO

HSX HSX

BĐS và XD Công nghiệp

CTCP Tasco CTCP Dược phẩm IMEXPHARM

HNX HSX

BĐS và XD Y tế

CTCP Đầu tư và Công nghiệp Tân Tạo Tổng Công ty Phát triển Đô thị Kinh Bắc-CTCP

HSX HSX

BĐS và XD BĐS và XD

CTCP Kinh Đô CTCP Điện lực Khánh Hòa

HSX HSX

Hàng tiêu dùng Năng lượng

CTCP Lilama 10 CTCP Đầu tư và Xây dựng số 18

HSX HNX

BĐS và XD BĐS và XD

CTCP Mía đường Lam Sơn

HSX HSX

BĐS và XD Nông nghiệp

CTCP Điện nhẹ Viễn Thông CTCP Tập đoàn Thủy sản Minh Phú

HNX HSX

Nông nghiệp Nông nghiệp

CTCP Phát triển Đô thị Từ Liêm CTCP Nhựa Thiếu niên Tiền Phong

HSX HNX

BĐS và XD BĐS và XD

CTCP Dược phẩm OPC CTCP Xuyên Thái Bình

HSX HSX

Y tế Dịch vụ

32 HBC 33 HDC 34 HHC CTCP Bánh kẹo Hải Hà 35 HLA CTCP Hữu Liên Á Châu 36 HMC CTCP Kim khí Thành phố Hồ Chí Minh 37 HNM CTCP Sữa Hà Nội 38 HPG 39 HRC 40 HT1 41 HTI 42 HUT IMP 43 ITA 44 45 KBC 46 KDC 47 KHP 48 L10 49 L18 50 LBM CTCP Khoáng sản và Vật liệu xây dựng Lâm Đồng 51 LSS 52 LTC 53 MPC 54 NTL 55 NTP 56 OPC PAN 57 58

Tổng CTCP Dịch vụ Tổng hợp Dầu khí Tổng Công ty Gas Petrolimex-CTCP

PET PGC

HSX HSX

Dịch vụ Năng lượng

59 60

PGS PPC

CTCP Kinh doanh Khí hóa lỏng Miền Nam CTCP Nhiệt điện Phả Lại

HNX HSX

Năng lượng Năng lượng

61 62

Tổng CTCP Dịch vụ Kỹ thuật Dầu khí Việt Nam Tổng CTCP Vận tải Dầu khí

HNX HSX

Năng lượng Năng lượng

CTCP Bóng đèn Phích nước Rạng Đông CTCP Cơ điện lạnh

HSX HSX

Hàng tiêu dùng BĐS và XD

PVS PVT 63 64 RAL 65 REE 66

SAM CTCP Đầu tư và Phát triển Sacom CTCP Bourbon Tây Ninh SBT

HSX HSX

BĐS và XD Nông nghiệp

67 68

SCD SD8 SD6

CTCP Nước giải khát Chương Dương CTCP Sông Đà 8 CTCP Sông Đà 6

HSX HNX HNX

Hàng tiêu dùng BĐS và XD BĐS và XD

69 70

SDA SEB

CTCP Simco Sông Đà CTCP Đầu tư và Phát triển Điện miền Trung

HNX HNX

Dịch vụ Năng lượng

72 73

SFI SGC

CTCP Kho vận Miền Nam CTCP Xuất nhập khẩu Sa Giang

HSX HNX

Công nghiệp Hàng tiêu dùng

74 75

SGT SHI

CTCP Công nghệ Viễn thông Sài Gòn CTCP Quốc tế Sơn Hà

HSX HSX

Công nghệ Hàng tiêu dùng

76 77

SPM SRC

CTCP S.P.M CTCP Cao Su Sao Vàng

HSX HSX

Y tế Công nghiệp

HSX HSX

CTCP Bao bì Biên Hòa CTCP Dầu Thực vật Tường An

Nguyên vật liệu Hàng tiêu dùng

CTCP Thế giới số Trần Anh

Dịch vụ Hàng tiêu dùng

BĐS và XD BĐS và XD

HSX HSX

CTCP Thủy điện Thác Mơ CTCP Cao Su Tây Ninh

Năng lượng Nông nghiệp

CTCP Tập đoàn Kỹ nghệ Gỗ Trường Thành CTCP Bao bì Nhựa Tân Tiến

HSX HSX

Hàng tiêu dùng Nguyên vật liệu

CTCP Tư vấn Xây dựng Điện 1 CTCP Viễn Liên

HSX HNX

BĐS và XD Công nghệ

BĐS và XD

Tổng CTCP Xuất nhập khẩu và Xây dựng Việt Nam HNX CTCP Thực phẩm Lâm Đồng

HNX Hàng tiêu dùng

CTCP Ống thép Việt Đức VG PIPE Tập đoàn Vingroup - CTCP

HNX HSX

Nguyên vật liệu BĐS và XD

CTCP Thép Việt Ý

HSX HSX

Nguyên vật liệu Dịch vụ

HSX HSX

BĐS và XD Vận tải

CTCP Container Phía Nam CTCP Thủy điện Vĩnh Sơn – Sông Hinh

Upcom Vận tải HSX

Năng lượng

CTCP Vận tải và Thuê tàu biển Việt Nam CTCP Thức ăn chăn nuôi Việt Thắng

HSX HSX

Công nghiệp Sản xuất

CTCP Vận tải Xăng dầu VITACO

HSX

Năng lượng

78 SVI 79 80 TAC HNX 81 TAG 82 TCM CTCP Dệt may - Đầu tư - Thương mại Thành Công HSX HSX CTCP Kinh doanh và Phát triển Bình Dương 83 TDC HSX CTCP Phát triển Nhà Thủ Đức 84 TDH 85 TMP 86 TRC 87 TTF 88 TTP 89 TV1 90 UNI 91 VCG 92 VDL 93 VGS 94 VIC 95 VIS 96 VNG CTCP Du lịch Golf Việt Nam CTCP Đầu tư BĐS Việt Nam 97 VNI 98 VNL CTCP Logistics Vinalink 99 VSG 100 VSH 101 VST 102 VTF 103 VTO