Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN LÊ HỒNG DIỄM

MỐI QUAN HỆ GIỮA XÁC SUẤT VỠ NỢ VÀ

CHÊNH LỆCH LÃI SUẤT TRÁI PHIẾU DOANH

NGHIỆP VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. HỒ CHÍ MINH - NĂM 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN LÊ HỒNG DIỄM MỐI QUAN HỆ GIỮA XÁC SUẤT VỠ NỢ VÀ CHÊNH LỆCH

LÃI SUẤT TRÁI PHIẾU DOANH NGHIỆP VIỆT NAM

Chuyên ngành

: TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG

Mã số

: 60.340.201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC

TS. NGUYỄN THỊ UYÊN UYÊN

TP. HỒ CHÍ MINH - NĂM 2013

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan Luận văn Thạc sĩ Kinh tế với đề tài “Mối quan hệ giữa xác suất

vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp Việt Nam” là công trình nghiên

cứu của riêng tôi dưới sự hướng dẫn của TS. Nguyễn Thị Uyên Uyên.

Các số liệu, kết quả trong luận văn là trung thực và chưa từng được ai công bố trong

bất kỳ công trình nào khác. Tôi sẽ chịu trách nhiệm về nội dung tôi đã trình bày

trong luận văn này.

TP.HCM, ngày 13 tháng 12 năm 2013

Tác giả

Nguyễn Lê Hồng Diễm

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC BẢNG

TÓM TẮT ................................................................................................................. 1

CHƢƠNG 1 – GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU ......................................... 2

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

1.2. Mục tiêu và các vấn đề nghiên cứu ..................................................................... 3

1.3. Phương pháp nghiên cứu ..................................................................................... 4

1.4. Ý nghĩa và điểm mới của đề tài ........................................................................... 5

1.5. Cấu trúc bài nghiên cứu....................................................................................... 6

CHƢƠNG 2 – NHỮNG BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TRÊN THẾ GIỚI VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA XÁC SUẤT VỠ NỢ VÀ CHÊNH LỆCH LÃI SUẤT TRÁI PHIẾU DOANH NGHIỆP VIỆT NAM .................................. 7

2.1. Các nghiên cứu trên thế giới về mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu của doanh nghiệp ................................................... 7

2.2. Tổng kết các nghiên cứu trên thế giới về mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu của doanh nghiệp ....................................... 12

CHƢƠNG 3 – DỮ LIỆU VÀ PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ....................... 15

3.1. Mô hình ............................................................................................................ 15

3.2. Dữ liệu nghiên cứu .......................................................................................... 17

3.3. Phƣơng pháp nghiên cứu ................................................................................ 18

3.3.1. Đo lường chênh lệch lãi suất trái phiếu .......................................................... 18

3.3.2. Biến chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính ............................................................. 19

3.3.3. Biến quy mô doanh nghiệp ............................................................................. 21

3.3.4. Biến giá trị thị trường trên giá trị sổ sách....................................................... 22

CHƢƠNG 4 – PHÂN TÍCH DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ........... 23

4.1. Thống kê mô tả dữ liệu ................................................................................... 23

4.1.1. Số liệu thống kê .............................................................................................. 23

4.1.2. Tình hình biến động của các biến trong giai đoạn 2007-2012 ....................... 26

4.2. Sự tƣơng quan của các biến ........................................................................... 27

4.3. Kết quả kiểm định ........................................................................................... 30

4.3.1. Kết quả kiểm định đối với mẫu tổng thể ........................................................ 30

4.3.2. Kết quả kiểm định theo thời gian ................................................................... 38

4.3.3. Kết quả kiểm định theo ngành nghề ............................................................... 45

4.4. Kết quả kiểm định có dùng hiệu ứng cố định các yếu tố ảnh hƣởng ......... 50

CHƢƠNG 5 – KẾT LUẬN .................................................................................... 54

5.1. Các kết luận ..................................................................................................... 54

5.2. Các hạn chế của bài nghiên cứu..................................................................... 56 TÀI LIỆU THAM KHẢO ..................................................................................... 59 PHỤ LỤC

DANH MỤC CÁC BẢNG

Bảng 4.1: Số liệu thống kê tóm tắt cho 202 doanh nghiệp mẫu từ nằm 2007-2012.

Bảng 4.2: Tình hình biến động của các biến trong giai đoạn 2007-2012.

Bảng 4.3: Sự tương quan giữa các biến

Bảng 4.4: Ý nghĩa của các biến

Bảng 4.5: Kết quả hồi quy sử dụng hai phương pháp hồi quy là Fixed Effect (FE) và

Random Effect (RE)

Bảng 4.6.1: Kiểm định hồi quy với chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính Z-score

Bảng 4.6.2: Kiểm định hồi quy với chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính O-score

Bảng 4.6.3: Kiểm định hồi quy với chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính DD

Bảng 4.7.1: Kiểm định hồi quy theo thời gian với chỉ số Z-score

Bảng 4.7.2: Kiểm định hồi quy theo thời gian với chỉ số O-score

Bảng 4.7.3: Kiểm định hồi quy theo thời gian với chỉ số DD

Bảng 4.8: Kiểm định hồi quy theo ngành công nghiệp

Bảng 4.9: Kết quả kiểm định với hiệu ứng cố định các yếu tố ảnh hưởng trong giai

đoạn 2007-2012

TÓM TẮT

Bài nghiên cứu này nghiên cứu mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch

lãi suất trái phiếu doanh nghiệp của 202 doanh nghiệp niêm yết trên thị trường

chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2007-2012. Dữ liệu sử dụng trong bài

nghiên cứu được thu thập từ các báo cáo tài chính của các doanh nghiệp, sau đó

sử dụng mô hình hồi quy hiệu ứng cố định FEM và kiểm định Hausman để kiểm

định mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh

nghiệp. Việc kiểm định được thực hiện thông qua biến phụ thuộc là chênh lệch

lãi suất trái phiếu doanh nghiệp và các biến độc lập bao gồm các chỉ số dự báo

kiệt quệ tài chính (chỉ số Z-score, O-score, DD), biến quy mô doanh nghiệp, biến

giá trị thị trường trên giá trị sổ sách và biến thời gian đáo hạn. Kết quả kiểm định

cho thấy tồn tại mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu

doanh nghiệp. Các biến quy mô doanh nghiệp, biến giá trị thị trường trên giá trị

sổ sách cũng tác động đến chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp nhưng

không nhiều, biến thời gian đáo hạn không có ý nghĩa trong bài nghiên cứu này.

Tác giả cũng cho thấy trong các biến xác suất vỡ nợ, biến DD có sức giải thích

cao hơn so với hai biến Z-score và O-score. Tuy nhiên hai biến Z-score và O-

score có sức giải thích thấp hơn một phần là do các số liệu được thu thập cho hai

chỉ số này được lấy từ các báo cáo tài chính trong giai đoạn nền kinh tế khủng

hoảng nên số liệu cũng bị ảnh hưởng.

Từ khóa: Chênh lệch lãi suất trái phiếu, xác suất vỡ nợ, chỉ số dự báo kiệt quệ tài

chính, rủi ro tài chính, lãi suất trái phiếu doanh nghiệp, lãi suất tín phiếu kho bạc.

CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI NGHIÊN

CỨU

1.1 . Lý do chọn đề tài

Nhiều nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới chỉ ra rằng vay nợ làm tăng tỷ suất

sinh lợi dự kiến từ đầu tư của các cổ đông, nhưng vay nợ cũng làm gia tăng rủi ro

cho các doanh nghiệp. Khi một doanh nghiệp phát hành nợ thay vì vốn cổ phần,

rủi ro tài chính của doanh nghiệp sẽ tăng lên. Một số bài nghiên cứu chỉ ra rằng

rủi ro phá sản và chi phí vay nợ của doanh nghiệp có mối quan hệ tác động qua

lại lẫn nhau (như Almeida and Philippon, 2007; Anginer and Yildizhan, 2010;

Bharath and Shumway, 2008; Davydendo and Strebulaev, 2007 ). Theo mô hình

lý thuyết định giá các chứng khoán rủi ro của công ty, rủi ro phá sản là thành

phần quan trọng trong chênh lệch lãi suất trái phiếu tổng thể. Nhiều bài nghiên

cứu đã đưa ra kết luận rằng gần một nửa chênh lệch lãi suất trái phiếu được giải

thích bởi rủi ro phá sản đặc biệt là trong giai đoạn khủng hoảng tài chính gần đây

(2008-2009). Kết quả này được sự đồng thuận của nhiều tác giả khi nghiên cứu

mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu của doanh

nghiệp đối với các nền kinh tế phát triển. Tuy nhiên, tại các nước đang phát triển,

các nước thị trường mới nổi, các nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ này

đưa ra nhiều kết quả khác nhau, và vẫn còn nhiều vấn đề cần tiếp tục nghiên cứu.

Trong tài chính, thuật ngữ "Yield spread" được hiểu là chênh lệch lãi suất trái

phiếu: là sự khác biệt giữa lãi suất của một trái phiếu thông thường và lãi suất

của trái phiếu chính phủ có cùng thời gian đáo hạn. Chênh lệch lãi suất trái phiếu

được xác định trước tiên bởi kỳ vọng của thị trường về rủi ro tín dụng của trái

phiếu, tức là nguy cơ bên đi vay không thể thanh toán cả gốc lẫn lãi theo thời hạn

đã ấn định trong hợp đồng tín dụng. Vấn đề xác suất vỡ nợ có thể tác động đến

mức lãi suất mà doanh nghiệp phải trả khi vay nợ dường như bị nhiều doanh

nghiệp Việt Nam lãng quên. Với ý tưởng rằng chi phí vay nợ là một loại chi phí

được khấu trừ thuế và tạo lợi ích tấm chắn thuế, vay nợ để tài trợ sẽ có lợi hơn tài

trợ bằng vốn cổ phần, hàng loạt công ty đẩy mạnh vay vốn ở các ngân hàng

thương mại cho hoạt động sản xuất kinh doanh. Kết quả là tỷ lệ đòn bẩy tài chính

ở các doanh nghiệp này ở mức rất cao. Và khi khủng hoảng kinh tế 2008 xảy ra,

hàng loạt doanh nghiệp phải đối mặt với khả năng không có tiền trả nợ, phải đối

mặt với nguy cơ vỡ nợ.

Trước tình hình này, mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái

phiếu là vấn đề cần được quan tâm nghiên cứu. Các nhà quản trị cần có một cái

nhìn đúng đắn hơn về vấn đề sử dụng nợ và hiểu rõ những nhân tố nào tác động

đến mức chênh lệch lãi suất của công ty mình, từ đó có những hành động cụ thể

để điều chỉnh nhằm mang lại lợi ích cho doanh nghiệp. Khi doanh nghiệp hiểu rõ

mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu, doanh nghiệp

sẽ tận dụng được lợi ích của việc sử dụng nợ và tránh được một số rủi ro về mặt

tài chính. Vậy mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu

của doanh nghiệp Việt Nam có tồn tại hay không? Việc sử dụng nợ có khiến

doanh nghiệp rơi vào phá sản hay không ? Do đó dựa trên bài nghiên cứu

“Bankruptcy Prediction Models and the cost of debt” của Sattar A. Mansi,

William F. Maxwell và Andrew Zhang (2010) tác giả thực hiện bài luận văn

“Mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu các doanh

nghiệp Việt Nam” để lý giải về vấn đề này.

1.2 Mục tiêu và các vấn đề nghiên cứu.

Mục tiêu của bài nghiên cứu là kiểm định mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và

chênh lệch lãi suất trái phiếu của doanh nghiệp Việt Nam. Từ mục tiêu này, các

vấn đề nghiên cứu được đặt ra cụ thể như sau:

Thứ nhất, tìm hiểu về các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới về mối quan hệ

giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu , các nghiên cứu này đã tìm

ra được những kết quả gì, có tồn tại mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh

lệch lãi suất trái phiếu của doanh nghiệp hay không.

Thứ hai, tìm hiểu xem nhân tố nào tác động đến chênh lệch lãi suất trái phiếu của

doanh nghiệp. Các nhân tố này tác động theo chiều hướng nào. Qua đó lý giải

một phần của lý do tại sao lại có mức chênh lệch lớn giữa lãi suất trái phiếu

doanh nghiệp và lãi suất trái phiếu chính phủ.

Thứ ba, tác giả thực hiện hồi quy để kiểm định mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ

của doanh nghiệp và chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp thông qua các

chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính Z-Score, O-Score và DD, qua đó đánh giá được

tác động của xác suất vỡ nợ đến chênh lệch lãi suất trái phiếu, xem liệu xác suất

vỡ nợ có phải là nhân tố quan trọng của chênh lệch lãi suất trái phiếu hay không.

1.3 . Phƣơng pháp nghiên cứu

Bài nghiên cứu này sử dụng mô hình hồi quy hiệu ứng cố định (Fixed Effects

Model - FEM) và kiểm định Hausman để kiểm định mối quan hệ giữa xác suất

vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp thông qua việc thu thập,

tổng hợp và xử lý dữ liệu từ báo cáo tài chính của các doanh nghiệp. Dữ liệu

được sử dụng trong bài nghiên cứu là cơ sở dữ liệu thông tin tài chính hằng năm

với các quan sát từ năm 2007 đến năm 2012. Nguồn dữ liệu thông tin tài chính

được thu thập từ báo cáo tài chính hằng năm của các doanh nghiệp được niêm yết

trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Trong đó tác giả loại trừ các doanh

nghiệp tái cấu trúc trước khi rơi vào phá sản, các ngân hàng, các công ty tài

chính. Tương tự như Bharath và Shumway (2008) và Campbell và Taksler

(2003) tác giả cũng loại trừ tất cả nợ lãi suất thả nổi doanh nghiệp, trái phiếu với

một tần số lẻ của lần trả lãi, trái phiếu được chiết khấu theo lạm phát, và trái

phiếu với thời gian đến ngày đáo hạn ít hơn một năm do tính thanh khoản kém

của chúng.

Các kết quả kiểm định trong bài đều được thực hiện trên phần mềm Eviews 6.0.

Chuỗi dữ liệu bao gồm 1212 mẫu quan sát hằng năm của 202 doanh nghiệp

trong sáu nhóm ngành lớn trong đó gồm 50 doanh nghiệp trong nhóm ngành Xây

dựng- bất động sản, 46 doanh nghiệp trong nhóm ngành Công nghiệp nhẹ, 44

doanh nghiệp trong nhóm ngành Công nghiệp nặng, 31 doanh nghiệp trong nhóm

ngành Thương mại và 31 doanh nghiệp trong nhóm ngành Dịch vụ, các mẫu

quan sát kéo dài trong giai đoạn 2007-2012. Ngoài ra, tác giả còn sử dụng dữ liệu

hằng năm về lãi suất cho vay của các ngân hàng thương mại, lãi suất trái phiếu

doanh nghiệp, lãi suất tín phiếu kho bạc nhà nước.

1.4. Ý nghĩa và điểm mới của đề tài

Đa số các nghiên cứu trước đây tìm hiểu về những nhân tố tác động đến lãi suất

cho vay, trên cơ sở đó thấy được lãi suất cho vay biến động là do tác động can

thiệp của chính phủ, mức độ cung cầu vốn, lạm phát… Đa số những nhân tố này

đều là nhân tố vĩ mô tác động đến mức lãi suất mà doanh nghiệp phải trả.

Bài nghiên cứu thực hiện kiểm định mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh

lệch lãi suất trái phiếu của doanh nghiệp, từ đó thấy được các nhân tố bên trong

của doanh nghiệp có tác động lớn đến mức lãi suất mà doanh nghiệp phải trả.

Việc sử dụng chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp với lãi suất trái phiếu

chính phủ nhằm xác định xem xác suất vỡ nợ của doanh nghiệp tác động như thế

nào đến lãi suất trái phiếu doanh nghiệp. Liệu các chủ nợ sẽ đòi hỏi mức tỷ suất

sinh lợi vượt trội là bao nhiêu để đầu tư vào trái phiếu rủi ro của doanh nghiệp

thay vì trái phiếu phi rủi ro do ngân hàng nhà nước phát hành.

Bài nghiên cứu gợi mở những thách thức mới cho những nghiên cứu sau này mà

bài nghiên cứu chưa làm được, đồng thời giúp các doanh nghiệp nhìn nhận lại

bản thân mình, từ đó hạn chế rủi ro vỡ nợ.

1.5 Cấu trúc bài nghiên cứu

Với tất cả các ý đã được trình bày ở trên, nội dụng của luận văn sẽ bao gồm năm

chương:

Chương 1: Giới thiệu tổng quan đề tài nghiên cứu, trong chương này tác giả

làm rõ lý do chọn đề tài, mục tiêu và vấn đề nghiên cứu, phương pháp nghiên

cứu, ý nghĩa và điểm mới của bài nghiên cứu.

Chương 2: Tổng quan các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới về mối quan

hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu của doanh nghiệp,

trong chương này tác giả tóm tắt các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới về mối

quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu của doanh nghiệp,

tìm hiểu xem các nghiên cứu đã đạt được những kết quả gì, tổng kết và đưa ra

câu hỏi nghiên cứu.

Chương 3: Dữ liệu và phƣơng pháp nghiên cứu, trong chương này tác giả trình

bày mô hình nghiên cứu, nguồn dữ liệu nghiên cứu, phương pháp lấy biến được

sử dụng trong bài nghiên cứu. Đây là cơ sở cho phần phân tích trong chương 4.

Chương 4: Phân tích dữ liệu và kết quả nghiên cứu, trong chương này tác giả

thông qua những dữ liệu thu thập được ở chương 3, tác giả phân tích dữ liệu và

đưa ra các kết quả kiểm định và phân tích kết quả kiểm định, kiểm định xem ở

Việt Nam có tồn tại mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái

phiếu của doanh nghiệp hay không?

Chương 5: Kết luận, trong chương này tác giả tổng kết lại những vấn đề được

trình bày ở trên, từ đó đưa ra những mặt hạn chế của bài nghiên cứu.

CHƢƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU

THỰC NGHIỆM TRÊN THẾ GIỚI VỀ MỐI QUAN

HỆ GIỮA XÁC SUẤT VỠ NỢ VÀ CHÊNH LỆCH

LÃI SUẤT TRÁI PHIẾU DOANH NGHIỆP.

2.1. Các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới về mối quan hệ giữa xác suất

vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp.

Trên thế giới có rất nhiều bài nghiên cứu về mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và

chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp, xem xét những nhân tố nào tác động

đến mức chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp. Hầu hết các bài nghiên cứu

đều nhận định rằng có tồn tại mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi

suất trái phiếu. Các tác giả tìm thấy rằng xác suất vỡ nợ là một nhân tố quan

trọng tác động đến tổng chi phí của nợ. Nhiều bài nghiên cứu đưa ra kết luận

rằng xác suất vỡ nợ là yếu tố quan trọng giải thích chênh lệch lãi suất trái phiếu

của doanh nghiệp.

Joost Driessen (2002) trong bài nghiên cứu “Is Default Event Risk Priced in

Corporate Bonds?” đã xác định và ước tính nguồn gốc rủi ro, những rủi ro

khiến cho trái phiếu doanh nghiệp có mức tỷ suất sinh lợi cao hơn trái phiếu phi

rủi ro. Tác giả cho rằng trái phiếu doanh nghiệp có mức tỷ suất sinh lợi cao hơn

là do phần bù rủi ro cho nguy cơ doanh nghiệp rơi vào phá sản. Các ước tính cho

thấy, phần bù rủi ro này là nhân tố quan trọng giải thích cho mức chênh lệch lớn

giữa tỷ suất sinh lợi của trái phiếu doanh nghiệp và trái phiếu phi rủi ro.

Chava và Jarrow (2004) trong bài nghiên cứu “Bankruptcy Prediction with

Industry Effects” đã nghiên cứu mô hình dự báo chi phí kiệt quệ tài chính ở các

doanh nghiệp Mỹ trong khoảng thời gian từ năm 1962 đến năm 1999 ( mẫu quan

sát theo tháng và năm), bao gồm 4 nhóm ngành: i) Tài chính, Bảo hiểm và Bất

động sản, ii) Vận tải, Công nghệ thông tin và Dịch vụ, iii) Công nghiệp và

Khoáng sản và iv) các ngành còn lại. Tác giả ước lượng mô hình này với các

biến của Altman (1968), Zmijewski (1984) và Shumway (2001). Tác giả giới hạn

bài nghiên cứu chỉ với những biến này bởi vì chúng được xem là tốt để giải thích

các biến thường được sử dụng trong mô hình dự báo chi phí kiệt quệ tài chính.

Qua đó, tác giả kết luận rằng: thứ nhất là mô hình dự báo của bài nghiên cứu dự

báo chính xác hơn của Shumway (2001) và trái ngược với Altman (1968) và

Zmijewski (1984); thứ hai là tác giả đã chứng minh được tầm quan trọng của

việc tổng hợp tác động của các ngành trong việc dự báo chi phí kiệt quệ tài

chính. Nhóm ngành được trình bày ảnh hưởng đáng kể đến hệ số chặn và hệ số

độ dốc trong các phương trình dự báo; thứ ba là tác giả mở rộng mô hình dự báo

chi phí kiệt quệ tài chính để áp dụng cho các công ty tài chính và khoảng thời

gian quan sát là hàng tháng (tuy nhiên do hạn chế về dữ liệu nên hầu hết các tài

liệu hiện có chỉ sử dụng biến quan sát hàng năm); thứ tư là các biến kế toán làm

tăng khả năng dự báo khi các biến thị trường đã được bao gồm trong mô hình dự

báo chi phí kiệt quệ tài chính, phù hợp với khái niệm về hiệu quả thị trường với

thông tin được công bố công khai.

Francis A.Longstaff, Sanjay Mithal và Eric Neis (2005) trong bài nghiên cứu

“Corporate Yield Spreads: Default Risk or Liquidity? New Evidence from the

Credit Default Swap Market” sử dụng các thông tin trong hợp đồng hoán đổi

rủi ro tín dụng (Credit Default Swaps - CDS) để có được các thước đo trực tiếp

đối với quy mô của những yếu tố cấu thành thành phần rủi ro hệ thống và rủi ro

phi hệ thống trong chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp. Tác giả nhận thấy

rằng phần lớn chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp là do rủi ro hệ thống.

Tác giả cũng tìm thấy rằng các yếu tố cấu thành rủi ro phi hệ thống là thời gian

khác nhau của tuổi chứng khoán, các thước đo thanh khoản của trái phiếu, cũng

như các thước đo kinh tế vĩ mô của tính thanh khoản của thị trường trái phiếu.

Sự hiện diện của các yếu tố cấu thành rủi ro phi hệ thống trong chênh lệch lãi

suất trái phiếu doanh nghiệp có thể trực tiếp ảnh hưởng đến quyết định cấu trúc

vốn cũng như thời gian phát hành nợ và vốn chủ sở hữu của chính công ty đó.

Heitor Almeida và Thomas Philippon (2007) trong bài nghiên cứu “The Risk-

Adjusted Cost of Financial Distress”, với mục tiêu của bài nghiên cứu là nghiên

cứu tác động của phần bù rủi ro trên hiện giá của chi phí kiệt quệ tài chính, tác

giả đã phát triển một phương pháp ước tính hiện giá của chi phí kiệt quệ tài

chính. Tác giả nhận thấy rằng khó khăn tài chính thường xảy ra vào những thời

kỳ nền kinh tế suy thoái, do đó hiện giá của chi phí kiệt quệ tài chính phụ thuộc

vào phần bù rủi ro. Tác giả ước tính giá trị này bằng cách sử dụng xác suất rủi ro

vỡ nợ điều chỉnh xuất phát từ chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp. Bài

nghiên cứu cho thấy có thể sử dụng giá trái phiếu của một doanh nghiệp để ước

tính rủi ro vỡ nợ điều chỉnh của doanh nghiệp. Tác giả cũng cho thấy rằng sự

chênh lệch giữa lãi suất trái phiếu doanh nghiệp và lãi suất trái phiếu chính phủ là

quá cao, được giải thích theo kỳ vọng rủi ro vỡ nợ, sự chênh lệch này còn phản

ánh một phần phần bù rủi ro rất cao của doanh nghiệp. Tác giả tính toán và đưa

ra kết luận rằng chi phí kiệt quệ tài chính điều chỉnh có độ lớn gần bằng với lợi

ích tấm chắn thuế của nợ vay được tính toán bởi Graham (2000). Những ước tính

về chi phí kiệt quệ tài chính này có thể giúp giải thích lý do tại sao nhiều doanh

nghiệp ở Mỹ chủ yếu sử dụng nợ vay, mặc dù lợi ích tấm chắn thuế mang lại cho

doanh nghiệp là rất đáng kể.

Jules H. van Binsbergen, John Graham, and Jie Yang (2009) trong bài nghiên

cứu “The Cost of Debt” đã ước tính chi phí sử dụng nợ đối với các doanh nghiệp

cụ thể trong một bảng dữ liệu mẫu quan sát các doanh nghiệp từ năm 1980 đến

năm 2006. Độ dốc đường cong chi phí được xác định bởi sự thay đổi các yếu tố

bên ngoài của lợi ích tấm chắn thuế của nợ vay. Tác giả kết luận rằng chi phí sử

dụng nợ của một doanh nghiệp tùy thuộc vào các đặc điểm của doanh nghiệp như

tài sản đảm bảo, quy mô doanh nghiệp, giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, tài

sản hữu hình, dòng tiền. Tác giả nhận thấy rằng chi phí sử dụng mức vốn vay

cao không đối xứng với việc sử dụng vốn vay thấp, và chi phí kiệt quệ tài chính

kỳ vọng sẽ tạo thành gần một nửa trong tổng chi phí sử dụng nợ, điều này ngụ ý

rằng các chi phí khác mà không phải là chi phí kiệt quệ tài chính đóng góp một

nửa còn lại trong tổng chi phí sử dụng nợ.

Sattar A. Mansi, William F. Maxwell, and Andrew Zhang (2010) trong bài

nghiên cứu của mình về “Bankruptcy Prediction Models and the cost of debt”

đã sử dụng các mô hình dự báo kiệt quệ tài chính để đánh giá rủi ro kiệt quệ tài

chính. Trong bài nghiên cứu, tác giả sử dụng bốn mô hình dự báo kiệt quệ tài

chính được sử dụng phổ biến nhất, cụ thể là, Z-score của Altman (1968), O-score

của Ohlson (1980), mô hình cấu trúc của KMV-Merton (Merton-DD), và

Campbell et al. (CHS-score). Tác giả sử dụng chênh lệch lãi suất trái phiếu để đo

lường rủi ro kiệt quệ tài chính và so sánh bốn mô hình dự báo kiệt quệ tài chính

xem mô hình nào có khả năng giải thích cao nhất chênh lệch lãi suất trái phiếu

thông qua các thước đo thời gian, các ngành công nghiệp, quy mô, giá trị sổ sách

trên giá thị trường và biến động.

Từ việc nghiên cứu, tác giả thấy rằng CHS-score có sức giải thích cao nhất qua

các biến của chênh lệch lãi suất trái phiếu, liền kề đó là Merton – DD. Hai thước

đo Z-score và O-score cho thấy có ảnh hưởng đáng kể đến chi phí vay nợ và do

đó có chứa thông tin kiệt quệ tài chính nhưng không chuẩn xác bằng hai thước đo

là CHS-score và Merton - DD. Tác giả cũng dùng các biến dự báo điều chỉnh để

kiểm soát cho tác động R&D và sử dụng hệ số cập nhật, tuy nhiên điều này đã

không cải thiện hiệu quả tương đối của các mô hình Z-score và O-score.

Joshua D. Rauh và Amir Sufi (2010) trong bài nghiên cứu của mình về “The

Composition and Priority of Corporate Debt” nhận thấy rằng cấu trúc nợ của

một doanh nghiệp rất đa dạng, có thể bao gồm: nợ ngân hàng, nợ trái phiếu thông

thường, nợ trái phiếu chuyển đổi, thương phiếu, khoản nợ thế chấp, và tất cả các

khoản nợ khác. Việc ước tính chi phí sử dụng nợ của một doanh nghiệp khó có

thể hoàn toàn đúng với chi phí thực tế mà doanh nghiệp đang phải gánh chịu. Bài

nghiên cứu nhận ra rằng chất lượng tín dụng là nhân tố chính tác động đến cấu

trúc nợ của một doanh nghiệp. Những doanh nghiệp được đánh giá là có xếp

hạng tín dụng tốt sẽ có nhiều lợi thế trong việc vay nợ không có đảm bảo bằng tài

sản tại các tổ chức tín dụng và thuận lợi hơn khi phát hành cổ phiếu, nhờ đó các

doanh nghiệp này có thể huy động vốn dễ dàng với mức chi phí sử dụng vốn

thấp. Ngược lại, các doanh nghiêp có xếp hạng tín dụng thấp sẽ gặp khó khăn

trong vấn đề huy động vốn, các doanh nghiệp phải vay các khoản nợ nhưng phải

đảm bảo bằng tài sản, hay phải chấp nhận các khoản vay với mức lãi suất khá

cao, điều này sẽ làm tăng chi phí sử dụng vốn của doanh nghiệp và ảnh hưởng

bất lợi đến khả năng sinh lợi của doanh nghiêp. Các doanh nghiệp có xếp hạng

tín dụng thấp sẽ khó khăn hơn trong việc vay vốn tại các tổ chức tín dụng, thay

vào đó doanh nghiệp phải hướng đến trái phiếu dài hạn với mức lãi suất khá cao.

Bài nghiên cứu cho thấy xếp hạng tín dụng tác động đến cấu trúc vốn và cấu trúc

nợ của doanh nghiệp, xếp hạng tín dụng cũng sẽ ảnh hưởng đến xếp hạng tín

nhiệm của công ty trên thị trường, tác động đến chi phí sử dụng nợ của doanh

nghiệp. Do đó, xếp hạng tín dụng của doanh nghiệp cũng là nhân tố tác động đến

rủi ro tài chính của doanh nghiệp, đến xác suất vỡ nợ của doanh nghiệp.

Syed Muhammad Noaman Ahmed Shah và Mazen Kebewar (2012) trong bài

nghiên cứu “US Corporate Bond Yield Spread : A default risk debate” đã sử

dụng phương pháp tiếp cận ước tính của Lubotsky & Wittenberg (2006), tác giả

xây dựng một chỉ số dự báo hiệu quả cho nguy cơ vỡ nợ, bằng cách sử dụng mẫu

dữ liệu là 252 doanh nghiệp phi tài chính Mỹ (2000-2010). Nhìn chung, kết quả

của tác giả xác nhận rằng gần như 48% của sự thay đổi trong chênh lệch lãi suất

trái phiếu được giải thích bởi rủi ro vỡ nợ đặc biệt là trong giai đoạn khủng

hoảng tài chính gần đây (2007-2009). Chênh lệch lãi suất trái phiếu phản ánh lợi

nhuận ròng tăng thêm mà một nhà đầu tư có thể kiếm được từ việc đầu tư vào

một chứng khoán có rủi ro cao thay vì chứng khoán ít rủi ro. Tác giả nhận định

rằng, rủi ro vỡ nợ là thành phần quan trọng trong chênh lệch lãi suất trái phiếu

tổng thể.

2.2 Tổng kết các nghiên cứu trên thế giới về mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ

và chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp.

Từ các kết quả nghiên cứu của các tác giả trên thế giới về mối quan hệ giữa xác

suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp, các tác giả cho thấy có

tồn tại mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh

nghiệp. Francis A.Longstaff, Sanjay Mithal và Eric Neis (2005) nhận thấy rằng

phần lớn chênh lệch lãi suất tráí phiếu doanh nghiệp là do rủi ro vỡ nợ. Heitor

Almeida và Thomas Philippon (năm 2007) cho thấy rằng sự chênh lệch giữa lãi

suất trái phiếu doanh nghiệp và trái phiếu chính phủ là quá cao, được giải thích

theo rủi ro vỡ nợ kỳ vọng, sự chênh lệch này còn phản ánh một phần phần bù rủi

ro vỡ nợ rất cao của công ty. Jules H. van Binsbergen, John Graham, and Jie

Yang (năm 2009) cho rằng chi phí kiệt quệ tài chính kỳ vọng sẽ tạo thành gần

một nửa trong tổng chi phí của nợ. Syed Muhammad Noaman Ahmed Shah

và Mazen Kebewar (2012) nhận định rằng, rủi ro vỡ nợ là thành phần quan trọng

trong chênh lệch lãi suất trái phiếu tổng thể.

Thông qua việc nghiên cứu mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi

suất trái phiếu doanh nghiệp, nhiều tác giả đề xuất rằng doanh nghiệp nên thận

trọng hơn trong vấn đề sử dụng nợ. Việc vay nợ quá mức sẽ khiến doanh nghiệp

phải đối mặt với rủi ro tài chính cao, làm tăng xác suất vỡ nợ của doanh nghiệp,

và điều này sẽ khiến doanh nghiệp gặp khó khăn khi huy động vốn và có thể phải

chấp nhận những khoản vay với mức lãi suất cao.

Việc nghiên cứu mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái

phiếu cũng giải thích tại sao một số doanh nghiệp lại sử dụng ít nợ, tức là chấp

nhận từ bỏ lợi ích tấm chắn thuế của nợ vay. Heitor Almeida và Thomas

Philippon (năm 2007) đã tính toán và đưa ra kết luận rằng chi phí kiệt quệ tài

chính điều chỉnh có độ lớn gần bằng với lợi ích tấm chắn thuế của nợ được tính

toán bởi Graham (2000). Những ước tính về chi phí kiệt quệ tài chính có thể giúp

giải thích lý do tại sao nhiều doanh nghiệp ở Mỹ hạn chế sử dụng nợ, mặc dù lợi

ích tấm chắn thuế mang lại cho doanh nghiệp là rất đáng kể.

Không chỉ xác suất vỡ nợ giải thích cho chênh lệch lãi suất trái phiếu mà chênh

lệch lãi suất trái phiếu cũng là một thông tin quan trọng để xác định xác suất vỡ

nợ của doanh nghiệp. Bài nghiên cứu của Heitor Almeida và Thomas Philippon

chỉ ra rằng có thể sử dụng giá trái phiếu của một công ty để ước tính rủi ro vỡ nợ

điều chỉnh của công ty đó. Giá trị sổ sách của tài sản cung cấp bằng chứng quan

trọng cho một phần rủi ro hệ thống của công ty.

Các nghiên cứu trước đây về mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi

suất trái phiếu doanh nghiệp được thực hiện vô cùng phong phú và đa dạng cả về

thời gian lấy mẫu, độ lớn, khu vực lấy mẫu, đến phương pháp nghiên cứu và mô

hình sử dụng. Dù cho các nghiên cứu có khác nhau về quy trình thực hiện và mẫu

dữ liệu thì các nghiên cứu này đều đưa ra các kết quả nghiên cứu nhất định và có

ý nghĩa thực tiễn.

Nhìn chung, hầu hết các bài nghiên cứu đều nhận định rằng có tồn tại mối quan

hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu. Tuy nhiên việc đo lường

tác động của xác suất vỡ nợ đối với chênh lệch lãi suất trái phiếu cho ra những

kết quả khác nhau. Có lẽ nguyên nhân là do mẫu dữ liệu khác nhau. Ngoài xác

suất vỡ nợ thì tính thanh khoản và tác động của thuế cũng là những nhân tố tác

động đến chênh lệch lãi suất trái phiếu.

Như đã đề cập trước đây, mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất

trái phiếu doanh nghiệp là vấn đề được chú ý bởi các nhà đầu tư tài chính và các

nhà nghiên cứu trong nhiều thập kỉ qua, rất nhiều lý thuyết nghiên cứu và thực

nghiệm đã được thực hiện. Xác suất vỡ nợ là nhân tố vô cùng quan trọng tác

động đến chênh lệch lãi suất trái phiếu. Phần lớn chênh lệch lãi suất trái phiếu

doanh nghiệp là do rủi ro vỡ nợ (Francis A.Longstaff, Sanjay Mithal và Eric Neis

-2005). Một doanh nghiệp có xác suất vỡ nợ cao thường có tỷ lệ nợ cao và hoạt

động kinh doanh không tốt. Doanh nghiệp có khả năng không có đủ thu nhập để

hoàn trả các khoản nợ. Khi một doanh nghiệp vỡ nợ thì trái chủ có khả năng mất

khoản đầu tư của mình cao. Do đó, đầu tư vào trái phiếu của các doanh nghiệp có

xác suất vỡ nợ cao là rất rủi ro, các trái chủ thường yêu cầu mức tỷ suất sinh lợi

đòi hỏi rất cao cho những trái phiếu này. Vì vậy, chênh lệch lãi suất trái phiếu

của các doanh nghiệp có xác suất vỡ nợ cao thường cao hơn mức chênh lệch lãi

suất của những doanh nghiệp khác.

Mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp

được thể hiện qua nhiều bài nghiên cứu thực nghiệm ở các nước trên thế giới.

Hầu hết các bài nghiên cứu này đều nhận định rằng có tồn tại mối quan hệ giữa

xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp và xác suất vỡ nợ là

nhân tố quan trọng của chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp, nhiều bài

nghiên cứu đã tiến hành định lượng và nhận định rằng gần một nửa chênh lệch lãi

suất trái phiếu được giải thích bởi xác suất vỡ nợ của doanh nghiệp. Các bài

nghiên cứu trên được thực hiện ở các nền kinh tế phát triển, nhưng liệu rằng xác

suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu của các doanh nghiệp Việt Nam có

thực sự tồn tại mối quan hệ với nhau hay không. Do đó tác giả thực hiện bài

nghiên cứu “Mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu

các doanh nghiệp Việt Nam” để kiểm định mối quan hệ này.

CHƢƠNG 3: DỮ LIỆU VÀ PHƢƠNG PHÁP

NGHIÊN CỨU

3.1. Mô hình

Để đo lường mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu,

tác giả sử dụng phân tích hồi quy dữ liệu bảng (panel data). Cấu trúc dữ liệu bảng

được kết hợp từ hai thành phần: thành phần dữ liệu chéo (cross-section) và thành

phần dữ liệu theo chuỗi thời gian (time series). Việc kết hợp 2 loại dữ liệu có

nhiều lợi thế và thuận lợi trong phân tích, đặc biệt khi muốn quan sát, phân tích

các biến dự báo phá sản trước, trong và sau giai đoạn khủng hoảng tài chính năm

2008 cũng như phân tích sự khác biệt giữa các biến dự báo phá sản, biến thời

gian đáo hạn, biến quy mô doanh nghiệp và biến giá trị thị trường trên giá trị sổ

sách.

Trong hồi quy dữ liệu bảng thường có các mô hình chính sau: mô hình POOL,

mô hình hồi quy hiệu ứng cố định (Fixed Effects Model – FEM) và mô hình hồi

+ Đối với mô hình POOL, giả định về sự tự tương quan, phương sai thay đổi,

quy hiệu ứng ngẫu nhiên (Random Effects Model – REM). Cụ thể:

bỏ qua mảng thời gian và không gian của dữ liệu bảng, mà chỉ ước lượng mô

hình hồi quy bình phương bé nhất (OLS) thông thường. Tuy nhiên, đối với loại

mô hình này, khả năng xảy ra hiện tượng tự tương quan trong số liệu khá cao.

Ngoài ra, việc giả định hệ số chặn trong mô hình là giống nhau cho các đối tượng

quan sát, và giả định về hệ số ước lượng của các biến quan sát là giống nhau cho

các đối tượng quan sát là các giả định hết sức nghiêm khắc mà các dữ liệu khó

đáp ứng được. Vì vậy, dù đây là trường hợp đơn giản, nhưng với mô hình hồi

quy này – với tất cả dữ liệu kết hợp như thế này có thể sẽ làm mất đi hình ảnh

thật về mối quan hệ giữa các biến của các đối tượng quan sát.

+ Đối với mô hình FEM, mô hình này không bỏ qua các tác động theo chuỗi

thời gian và các đơn vị chéo, kiểm soát những biến không quan sát giống nhau

giữa các đơn vị chéo nhưng khác nhau khi thời gian thay đổi. Những tác động

theo thời gian này có thể là do tình hình kinh tế, hay chính sách của nhà nước đối

với các doanh nghiệp.

+ Đối với mô hình REM, mô hình này giúp cho việc kiểm soát những tác động

không quan sát được của các đơn vị chéo khác nhau nhưng không thay đổi theo

thời gian. Những tác động không quan sát được như đặc thù, chính sách, nguồn

nhân lực, …của doanh nghiệp.

Như vậy, mô hình hồi quy POOL làm mất đi hình ảnh thật về mối quan hệ giữa

các biến của các đối tượng quan sát nên tác giả không chọn sử dụng mô hình này.

Và để có cơ sở lựa chợn một trong hai mô hình hồi quy FEM và REM thì tác giả

dùng kiểm định Hausman, kiểm định giả thuyết Ho rằng kết quả hồi quy của

FEM và REM là không có sự khác nhau rõ rệt, nếu giả thuyết này bị bác bỏ thì

kết luận REM là không phù hợp và trong trường hợp này FEM sẽ được chọn.

Mô hình thực nghiệm được sử dụng trong bài nghiên cứu như sau:

Spread i,t+1 = β0 +β1(Distress Measure) i,t + β2(time-to-maturity) +β3 (size)

+ β4 (Market-to-Book) + e i,t

Trong đó:

Spread i,t+1: là log cơ số e của chênh lệch lãi suất cho doanh nghiệp i ở năm t+1;

Distress Measure: là xác suất vỡ nợ của doanh nghiệp, đại diện bởi chỉ số dự báo

kiệt quệ tài chính Z-score, O-score, DD;

Time-to-maturity: là kỳ hạn trái phiếu của doanh nghiệp;

Size là quy mô của doanh nghiệp, được đo bằng log(giá trị sổ sách của tổng tài

sản doanh nghiệp);

Market-to-Book: là tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách.

Việc thực hiện các kiểm định sẽ được thực hiện bắt đầu với từng mô hình trước

khi xem xét ý nghĩa thống kê của các hệ số hồi quy để đảm bảo đây là một mô

hình tốt. Cụ thể, bài nghiên cứu sử dụng kiểm định Hausman (1978) để xem xét

có tồn tại sự tự tương quan giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu

hay không?

3.2. Dữ liệu nghiên cứu

Dữ liệu được sử dụng là cơ sở dữ liệu thông tin tài chính hằng năm với các quan

sát từ năm 2007 đến năm 2012. Nguồn dữ liệu thông tin tài chính được thu thập

từ báo cáo tài chính hằng năm của các doanh nghiệp được niêm yết trên thị

trường chứng khoán Việt Nam. Cơ sở dữ liệu kế toán của doanh nghiệp trong

mẫu bao gồm: tổng tài sản, tổng nợ phải trả, vốn cổ phần, vốn luân chuyển,

doanh thu thuần, lợi nhuận trước thuế và lãi vay, thu nhập giữ lại… Các biến đại

diện cho đặc điểm của từng ngành cũng được lấy từ báo cáo tài chính hằng năm

của doanh nghiệp gồm mức vốn hóa thị trường, chỉ số giá trị thị trường trên giá

trị sổ sách.

Ngoài ra, tác giả còn sử dụng dữ liệu hằng năm về lãi suất cho vay của các ngân

hàng thương mại, lãi suất trái phiếu doanh nghiệp, lãi suất trái phiếu kho bạc nhà

nước. Điều kiện lấy mẫu là doanh nghiệp phải vay nợ và cổ phiếu công ty hiện

đang được niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam và thông tin tài chính cũng

phải có sẵn trong cơ sở dữ liệu.

Trong bài nghiên cứu, tác giả loại bỏ tất cả các khoản nợ có lãi suất thả nổi của

doanh nghiệp, trái phiếu được chiết khấu theo lạm phát, và trái phiếu với thời

gian đến ngày đáo hạn ít hơn một năm do tính thanh khoản kém của chúng.

Con đường tiếp cận nguồn vốn vay phổ biến nhất đối với doanh nghiệp niêm yết

Việt Nam là đi vay ngân hàng hoặc phát hành trái phiếu. Do đó bài nghiên cứu sử

dụng lãi suất cho vay của ngân hàng thương mại để điều chỉnh cho chỉ tiêu lãi

suất trái phiếu doanh nghiệp cho phù hợp với tình hình huy động vốn ở Việt

Nam. Đối với các doanh nghiệp không phát hành trái phiếu, thì lãi suất trái phiếu

doanh nghiệp sẽ được thay thế bằng lãi suất cho vay của ngân hàng thương mại

Việt Nam. Đối với các doanh nghiệp vừa phát hành trái phiếu vừa vay ngân hàng

thì chỉ tiêu lãi suất trái phiếu doanh nghiệp được tính theo phương pháp bình

quân gia quyền. Thông qua điều chỉnh, bài nghiên cứu sẽ có được chỉ tiêu chênh

lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp gần với chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh

nghiệp thực tế của các doanh nghiệp hơn, từ đó nâng cao tính chính xác của mô

hình.

3.3. Phƣơng pháp nghiên cứu

3.3.1. Đo lƣờng chênh lệch lãi suất trái phiếu

Chênh lệch lãi suất trái phiếu được định nghĩa là sự khác biệt giữa lãi suất đến

ngày đáo hạn của trái phiếu doanh nghiệp và lãi suất đến ngày đáo hạn của tín

phiếu kho bạc có kỳ hạn tương đương. Lãi suất trái phiếu doanh nghiệp là lãi suất

chiết khấu tương đương với giá trị hiện tại của các dòng tiền trong tương lai với

giá hiện tại . Lãi suất trái phiếu chính phủ là lãi suất chuẩn để làm căn cứ ấn định

lãi suất của các công cụ nợ khác có cùng kỳ hạn.

Chênh lệch lãi suất trái phiếu = lãi suất trái phiếu doanh nghiệp – lãi suất

trái phiếu chính phủ.

Do sự thiếu cân xứng của dữ liệu chênh lệch lãi suất trái phiếu, tác giả sử dụng

logarit tự nhiên của chênh lệch lãi suất trái phiếu thay cho chênh lệch lãi suất trái

phiếu chưa qua xử lý trong hồi quy của bài nghiên cứu.

3.3.2. Biến chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính

Chỉ số Z-score ,O-score, DD được chọn là chỉ số đại diện cho xác suất vỡ nợ của

doanh nghiệp. Tác giả sử dụng mô hình Z-score của Altman (1968) và O-score

của Ohlson (1980) được dựa trên số liệu kế toán, và mô hình cấu trúc của Merton

(1974) để ước lượng xác suất vỡ nợ của doanh nghiệp. Tác giả sử dụng dữ liệu

trong báo cáo tài chính hàng năm của doanh nghiệp để xây dựng các biến dự báo

kiệt quệ tài chính và số liệu được cập nhật hàng năm. Các tính toán của mô hình

Z-score đựơc giải thích bởi chuyên gia tài chính nổi tiếng Edward Altman, đã kết

hợp nhiều yếu tố bên trong của hoạt động kinh doanh như: thu nhập giữ lại, vốn

lưu động, giá trị tài sản của các cổ đông, tài sản, khả năng thanh toán nợ, doanh

thu, lợi nhuận...v.v. để dự báo xác suất vỡ nợ cho doanh nghiệp. Tác giả đảo

ngược dấu của hệ số ban đầu của mô hình Z–Score, Z-score tăng theo xác suất vỡ

nợ của doanh nghiệp.

Công thức tính toán cho chỉ số Z–Score là :

Wcta: là tỷ lệ vốn luân chuyển chia cho tổng tài sản, vốn luân chuyển được định

Trong đó:

nghĩa là tài sản ngắn hạn trừ đi khoản nợ ngắn hạn,

Reta: là tỷ số thu nhập giữ lại chia cho tổng tài sản,

Ebitta: là tỷ số lãi trước thuế và lãi vay chia cho tổng tài sản,

Mvliab: là tỷ số giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu chia cho giá trị sổ sách của

tổng nợ phải trả,

Sata: là hiệu suất sử dụng toàn bộ tài sản =doanh thu thuần / tổng tài sản.

Mô hình O-score của Ohlson (1980) cũng được dựa trên số liệu kế toán để ước

lượng xác suất vỡ nợ của doanh nghiệp. Tác giả đảo ngược dấu của hệ số ban đầu

của mô hình O–Score, điểm O tăng theo xác suất vỡ nợ của doanh nghiệp. Công

thức tính toán cho chỉ số O–Score là :

Trong đó:

Asset: là log của tổng tài sản,

Tlta: là tổng nợ phải trả qua các năm chia cho tổng tài sản qua các năm ,

Wcta: là tỷ số vốn luân chuyển chia cho tổng tài sản ,

Clca: là nợ phải trả trong năm hiện tại chia cho tài sản hiện hành trong năm hiện

tại,

Nita: là tỷ số lãi ròng chia cho tổng tài sản,

Ffotl: là thu nhập trước thuế cộng khấu hao chia tổng nợ phải trả,

Intwo: là biến giả bằng 1 nếu công ty có giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu nhỏ

hơn giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu (negative book equity),

Chin: là thay đổi trong thu nhập ròng so với năm trước chia cho tổng của các giá

trị tuyệt đối của thu nhập ròng năm hiện hành và các năm trước.

Khi yếu tố bên trong của hoạt động kinh doanh như: thu nhập giữ lại, vốn luân

chuyển, giá trị tài sản của các cổ đông, tài sản, khả năng thanh toán nợ, doanh

thu, lợi nhuận...v.v. có sự thay đổi đáng kể thì xác suất vỡ nợ của doanh nghiệp

cũng thay đổi. Một sự tăng lên của xác suất vỡ nợ của doanh nghiệp sẽ tác động

làm tăng lên tỷ suất sinh lợi mà các chủ nợ yêu cầu, tức là chênh lệch lãi suất trái

phiếu của doanh nghiệp tăng lên.

Mô hình của Merton (1974), DD là:

Trong đó:

BD là nợ danh nghĩa của doanh nghiệp;

TA là tổng tài sản,

Rbill là lãi suất trái phiếu,

SIGMA là tài sản ngắn hạn.

Tác giả đặt dấu âm (-) trước thước đo truyền thống của khoảng cách đến phá sản

của Merton, do đó, DD là thực sự ngày càng tăng theo khả năng kiệt quệ tài

chính.

3.3.3. Biến quy mô doanh nghiệp

Biến quy mô công ty, được thu thập từ báo cáo tài chính của doanh nghiệp, đo

bằng log(giá trị sổ sách của tổng tài sản doanh nghiệp). Việc không dùng giá trị

thị trường của công ty để đo lường quy mô doanh nghiệp là do những biến động

của thị trường chứng khoán Việt Nam trong khoảng thời gian nghiên cứu sẽ

không đánh giá đúng thực trạng của doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu. Ngoài

ra, tài sản là biến có giá trị lớn hơn nhiều so với các biến nghiên cứu khác, cho

nên tác giả sử dụng hàm logarit nhằm làm giảm sự cách biết giữa các giá trị của

các biến.

3.3.4. Biến giá trị thị trƣờng trên giá trị sổ sách

Chỉ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách đại diện cho sự đánh giá của thị

trường về tiềm năng, triển vọng phát triển của doanh nghiệp trong tương lai. Chỉ

số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách là tỷ lệ được sử dụng để so sánh giá của

một cổ phiếu so với giá trị ghi sổ của cổ phiếu đó. Tỷ lệ này được tính toán bằng

cách lấy giá đóng cửa hiện tại của cổ phiếu chia cho giá trị ghi sổ tại quý gần

nhất của cổ phiếu đó.

Nếu một doanh nghiệp có giá thị trường của cổ phiếu cao hơn giá trị ghi sổ thì

đây thường là dấu hiệu cho thấy doanh nghiệp làm ăn khá tốt, thu nhập trên tài

sản cao.

Tác giả thực hiện kiểm định xem chênh lệch lãi suất trái phiếu của doanh nghiệp

có liên quan cao với quy mô vốn chủ sở hữu, giá trị sổ sách trên giá trị thị trường

và thời gian nợ đáo hạn hay không?

CHƢƠNG 4: PHÂN TÍCH DỮ LIỆU VÀ KẾT

QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1. Thống kê mô tả dữ liệu

4.1.1. Số liệu thống kê

Bảng số liệu thống kê tóm tắt được báo cáo như bảng 4.1 cho các doanh nghiệp

mẫu từ năm 2007 đến năm 2012 thông qua 1212 quan sát hàng năm trên 202

doanh nghiệp thuộc các nhóm ngành Xây dựng bất động sản với 50 doanh

nghiệp, ngành Công nghiệp nặng với 44 doanh nghiệp, ngành Công nghiệp nhẹ

với 46 doanh nghiệp, ngành Thương mại với 31 doanh nghiệp và ngành Dịch vụ

với 31 doanh nghiệp.

Bảng 4.1: Số liệu thống kê tóm tắt cho 202 doanh nghiệp mẫu từ năm 2007-2012.

Trung bình Trung vị Độ lệch chuẩn Mức ý nghĩa

6.334464 6.345636 0.058915 0.000000 Spread

-4.692900 -4.469341 0.814395 0.000000 Z-score

-5.494790 -5.527521 0.832140 0.000000 O-score

-7.577102 -6.095046 8.107498 0.000000 DD

0.000000 6.548680 7.000000 1.769110 Time-to-maturity

1.007261 0.900000 0.656176 0.000000 M/B

6.332523 6.221160 1.318049 0.000001 Size

Bảng 4.1 cho thấy mức chênh lệch giữa lãi suất trái phiếu doanh nghiệp và lãi

suất tín phiếu kho bạc nhà nước trung bình đạt 6.33%, trung vị đạt 6.35%, độ

lệch chuẩn đạt 0.0589, và có mức ý nghĩa rất cao. Nhìn chung, chênh lệch lãi suất

trái phiếu trung bình đạt 6.33 là mức chênh lệch lớn, thể hiện những khó khăn

của doanh nghiệp trong việc huy động vốn trong giai đoạn năm 2007-2012.

Nguyên nhân của mức chênh lệch này là do cuộc khủng hoảng tài chính năm

2008 làm cho mức lãi suất cho vay của các ngân hàng thương mại Việt Nam tăng

cao, xuất hiện tình trạng chạy đua giữa các ngân hàng. Điều này làm cho mức lãi

suất mà các doanh nghiệp phải trả trong giai đoạn này tăng cao, tác động làm

tăng cao mức chênh lệch giữa lãi suất trái phiếu doanh nghiệp và lãi suất tín

phiếu kho bạc nhà nước. Mặt khác, do nền kinh tế rơi vào suy thoái sau cuộc

khủng hoảng khiến cho rất nhiều doanh nghiệp hoạt động kinh doanh gặp khó

khăn. Nguyên nhân này khiến các ngân hàng tăng mức lãi suất áp đặt đối với các

doanh nghiệp để bù đắp mức rủi ro mà ngân hàng có thể phải chịu nếu doanh

nghiệp đi vay giữa lãi suất trái phiếu doanh nghiệp và lãi suất tín phiếu kho bạc

nhà nước.

Các chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính Z-score, O-score, DD đại diện cho xác suất

vỡ nợ. Đây là nhân tố quan trọng giải thích cho sự thay đổi của chênh lệch lãi

suất trái phiếu. Bảng 4.1 cho thấy chỉ số Z-score có mức trung bình là -4.6929,

trung vị là -4.469341, độ lệch chuẩn là 0.814395, mức ý nghĩa của chỉ số Z-score

là rất cao. Chỉ số Z-score có mức trung bình và trung vị đạt dưới mức -2.99 cho

thấy đa số các doanh nghiệp trong mẫu đều nằm trong vùng nguy hiểm, có nguy

cơ rủi ro kiệt quệ tài chính. Chỉ số O-score có mức trung bình đạt -5.494790,

trung vị đạt -4.469341, độ lệch chuẩn đạt 0.832140, mức ý nghĩa của chỉ số O-

score là rất cao. Tương tự như chỉ số Z-score, chỉ số O-score cho thấy các doanh

nghiệp nằm trong vùng nguy hiểm. Riêng chỉ số DD có mức trung bình là -

7.577102, trung vị là -6.095046, độ lệch chuẩn là 8.107498 cho thấy các doanh

nghiệp nằm trong vùng cảnh báo, có nguy cơ kiệt quệ tài chính. Mặt khác, bảng

4.1 cũng cho thấy chênh lệch giữa lãi suất trái phiếu doanh nghiệp và lãi suất tín

phiếu kho bạc nhà nước trung bình đạt 6.334464, trung vị đạt 6.345636, độ lệch

chuẩn đạt 0.058915, đây là mức chênh lệch khá lớn. Như vậy, có mối liên hệ

giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu.

Quy mô doanh nghiệp cũng là một nhân tố giải thích sự chênh lệch lãi suất trái

phiếu. Quy mô của các doanh nghiệp trong mẫu có trung bình đạt 6.332523,

trung vị đạt 6.221160, độ lệch chuẩn đạt 1.318049. Chỉ số quy mô doanh nghiệp

cho thấy có sự khác biệt khá lớn về quy mô của các doanh nghiệp.

Chỉ số thời gian đáo hạn có mức trung bình đạt 6.548680, trung vị đạt 7.0000, độ

lệch chuẩn đạt 1.769110. Điều này cho thấy các doanh nghiệp có những khoản

nợ vay trung dài hạn khá lớn, ảnh hưởng đến nguồn vốn của doanh nghiệp, khi

doanh nghiệp gặp khó khăn về tình hình tài chính thì những khoản nợ vay này sẽ

khó chi trả hơn, làm cho doanh nghiệp có nguy cơ vỡ nợ cao.

Chỉ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách cho các doanh nghiệp có mức trung

bình đạt 1.007261, trung vị đạt 0.9, độ lệch chuẩn đạt 0.656176. Điều này cho

thấy giá trị thị trường gần với giá trị sổ sách, phản ánh hoạt động kinh doanh của

doanh nghiệp không tốt. Nguyên nhân là do cuộc khủng hoảng tài chính năm

2008 kéo theo sự suy giảm kinh tế là tác nhân chính khiến cho giá cổ phiếu giao

dịch trên thị trường thấp hơn giá trị sổ sách của cổ phiếu. Đồng thời sự suy giảm

của thị trường chứng khoán cũng là nhân tố quan trọng khiến hàng loạt các công

ty niêm yết có cổ phiếu mà thị giá rơi xuống thấp hơn mệnh giá 10.000 đồng và

thấp hơn nhiều so với giá trị sổ sách của doanh nghiệp.

Như vậy, dựa trên số liệu thống kê tóm tắt ở bảng 4.1 cho thấy tình hình tài chính

của các doanh nghiệp ở Việt Nam trong giai đoạn năm 2007-2012 gặp nhiều khó

khăn, có nguy cơ kiệt quệ tài chính. Và để làm rõ hơn, tác giả thống kê xem tình

hình biến động của các biến trong giai đoạn 2007-2012 như thế nào.

4.1.2. Tình hình biến động của các biến trong giai đoạn 2007-2012.

Bảng 4.2: Tình hình biến động của các biến trong giai đoạn 2007-2012

2007 6.324090 -4.732183 -5.554666 -8.364112 6.262376 1.131287 5.778983 2008 6.329044 -4.826498 -5.519634 -7.857722 7.683168 1.201980 5.995763 2009 6.335148 -4.670411 -5.533280 -7.544137 6.816832 1.043564 6.277359 2010 6.332600 -4.649971 -5.563729 -7.587834 5.495050 0.921782 6.549821 2011 6.336816 -4.619685 -5.304435 -7.168833 7.049505 0.829703 6.678723 2012 6.349086 -4.658656 -5.492996 -6.939974 5.985149 0.733663 6.714488

Spread Z-score O-score DD Time-to-maturity M/B Size

Bảng 4.2 cho thấy từ năm 2007 đến năm 2009, chênh lệch lãi suất trái phiếu tăng

từ 6.324090 đến 6.335148, chỉ số Z-score và O-score có hệ số nằm trong vùng

nguy hiểm, có nguy cơ rủi ro cao, chỉ số DD tăng dần tương ứng với xác suất vỡ

nợ cao tương ứng hệ số từ -8.364112 đến -7.544137. Biến thời gian đáo hạn và

biến giá trị thị trường trên giá trị sô sách tăng từ năm 2007 đến năm 2008 nhưng

sau đó giảm vào năm 2009 cho thấy các doanh nghiệp bị ảnh hưởng bởi cuộc

khủng hoảng tài chính năm 2008. Trong khi đó thì biến quy mô lại tăng liên tục

từ năm 2007 đến năm 2012, điều này chưa giải thích được tình hình hoạt động

của các doanh nghiệp qua các năm.

Từ năm 2010 đến năm 2012, các chỉ số Z-score, O-score, DD có hệ số khả quan

hơn nhưng vẫn chưa nằm ngoài vùng nguy hiểm. Biến thời gian đáo hạn và biến

giá trị thị trường tăng giảm qua các năm cũng chưa phản ánh đúng tình hình thực

tế của các doanh nghiệp.

Như vậy, trong giai đoạn 2007-2012, các chỉ số xác suất vỡ nợ cho thấy trước

năm 2008, các doanh nghiệp hoạt động khá tốt, năm 2009 các doanh nghiệp bị

ảnh hưởng bởi cú sốc khủng hoảng tài chính năm 2008 nên có nguy cơ kiệt quệ

tài chính cao và nguy cơ kiệt quệ tài chính này vẫn còn tồn tại đến nay.

4.2. Sự tƣơng quan của các biến

Bảng 4.3: Sự tương quan giữa các biến

Log(spread) 1.0000 0.3903 -0.0323 0.5261 -0.0317 -0.2257 0.2456 Z-score O-score -0.0323 0.3903 -0.0390 1.0000 1.0000 -0.0390 -0.0315 0.5826 -0.0042 0.0008 0.0488 -0.0878 0.0158 0.1863 DD 0.5261 0.5826 -0.0315 1.0000 0.0162 -0.1907 0.0929 Time-to-maturity M/B -0.0317 0.0008 -0.0042 0.0162 1.0000 0.0373 -0.0688 -0.2257 -0.0878 0.0488 -0.1907 0.0373 1.0000 0.1173 Size 0.2456 0.1863 0.0158 0.0929 -0.0688 0.1173 1.0000 Log(spread) Z-score O-score DD Time-to-maturity M/B Size

Bảng 4.4: Ý nghĩa của biến

Log(spread) 1.0000 0.0000 0.2616 0.0000 0.2704 0.0000 0.0000 Z-score O-score 0.0000 1.0000 0.1749 0.0000 0.9772 0.0022 0.0000 0.2616 0.1749 1.0000 0.2738 0.8835 0.0897 0.5831 DD 0.0000 0.0000 0.2738 1.0000 0.5727 0.0000 0.0012 Time-to-maturity M/B 0.2704 0.9772 0.8835 0.5727 1.0000 0.1949 0.0165 0.0000 0.0022 0.0897 0.0000 0.1949 1.0000 0.0000 Size 0.0000 0.0000 0.5831 0.0012 0.0165 0.0000 1.0000

Log(spread) Z-score O-score DD Time-to-maturity M/B Size

Nhìn vào bảng 4.3 và 4.4 cho thấy biến chênh lệch lãi suất trái phiếu có tương

quan dương với các biến chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính Z-score, DD; tương

quan âm với các biến O-score. Hệ số tương quan dương giữa chênh lệch lãi suất

trái phiếu với chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính Z-score là 0.3903, DD là 0.5261.

Điều này phù hợp với kỳ vọng chung là các doanh nghiệp có xác suất vỡ nợ càng

cao thì có mức chênh lệch lãi suất cao, và các hệ số tương quan này có ý nghĩa

rất cao có nghĩa là các doanh nghiệp có nguy cơ rủi ro vỡ nợ khá cao. Ngược lại

hệ số tương quan âm giữa chênh lệch lãi suất trái phiếu với O-score là -0.0323 và

chỉ số O-score có mức ý nghĩa = 26.16% >10% nghĩa là chỉ số này không đáng

tin cậy. Tác giả sẽ không quan tâm đến sự tương quan âm của chênh lệch lãi suất

trái phiếu và chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính O-score.

Biến giải thích thời gian đáo hạn nợ có tương quan âm với chênh lệch lãi suất trái

phiếu và mức ý nghĩa của biến này so với các biến còn lại là rất cao, cho thấy sự

thiếu chính xác của chỉ số này.

Biến giải thích giá trị thị trường trên giá trị sổ sách có tương quan âm với chênh

lệch lãi suất trái phiếu, hệ số tương quan là -0.2257. Chỉ số giá trị thị trường trên

giá trị sổ sách đại diện cho đánh giá của thị trường về triển vọng kinh doanh của

doanh nghiệp. Doanh nghiệp có tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách thấp

thường là công ty có hoạt động kinh doanh không tốt, lợi nhuận biến động mạnh.

Những doanh nghiệp này có rất ít cơ hội đầu tư tốt, và thường có rủi ro cao. Các

trái chủ thường đòi hỏi mức tỷ suất sinh lợi cao đối với các doanh nghiệp này.

Do đó, tồn tại mối quan hệ ngược chiều giữa tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ

sách với chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp.

Biến giải thích quy mô doanh nghiệp có tương quan dương với chênh lệch lãi

suất trái phiếu, nên khi chênh lệch lãi suất cao nghĩa là quy mô doanh nghiệp lớn

cũng nhiều, hệ số tương quan là 0.2456. Biến quy mô cũng có tương quan dương

với các chỉ số dự báo phá sản, hệ số tương quan đối với chỉ số Z-score là 0.1863,

O-score là 0.0158, DD là 0.0929. Điều này cho thấy thực tế các doanh nghiệp lớn

ở Việt Nam thường là các doanh nghiệp Nhà nước. Các doanh nghiệp nhà nước

có sự thuận lợi là có nguồn vốn rất lớn và có được nhiều ưu đãi trong huy động

vốn hay sự độc quyền về sản phẩm, ưu đãi về thuế. Tuy nhiên, các doanh nghiệp

nhà nước thường có một hiện tượng chung là sự quản lý không hiệu quả, đầu tư

một cách tràn lan mà không mang lại lợi nhuận. Việc sử dụng đồng vốn không

hiệu quả khiến các doanh nghiệp nhà nước dễ bị thua lỗ, đặc biệt là trong tình

trạng nền kinh tế khó khăn như hiện nay. Các doanh nghiệp này có xác suất vỡ

nợ rất cao. Mặc khác, sự quan liêu và tính không minh bạch thông tin cũng là

một nhân tố khiến các chủ nợ e ngại khi cho các doanh nghiệp này vay. Chính vì

những nguyên nhân trên mà các chủ nợ thường đòi hỏi mức tỷ suất sinh lợi cao

và do đó tạo ra mức chênh lệch lãi suất cao. Bằng chứng này cho thấy có tồn tại

mối quan hệ giữa quy mô doanh nghiệp và chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh

nghiệp.

4.3. Kết quả kiểm định

4.3.1. Kết quả kiểm định đối với mẫu tổng thể

Trong bài nghiên cứu, biến phụ thuộc là chênh lệch lãi suất trái phiếu, được đo

lường bằng chênh lệch giữa lãi suất trái phiếu doanh nghiệp và lãi suất tín phiếu

kho bạc. Do sự thiếu cân xứng của dữ liệu chênh lệch lãi suất trái phiếu, tác giả

sử dụng logarit tự nhiên của chênh lệch lãi suất trái phiếu thay cho chênh lệch lãi

suất trái phiếu chưa qua xử lý trong hồi quy. Tác giả sử dụng chỉ số dự báo kiệt

quệ tài chính Z-score, O-score và DD như là biến đại diện cho xác suất vỡ nợ của

doanh nghiệp. Trong đó Z-score là chỉ số phổ biến và được sử dụng rộng rãi ở

Việt Nam. Hiện nay rất nhiều ngân hàng sử dụng chỉ số Z-score để xác định mức

lãi suất cho vay đối với các doanh nghiệp. Tác giả thực hiện hồi quy để kiểm

định mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu, xem biến

phụ thuộc có được giải thích bởi các biến độc lập hay không?. Các biến độc lập

bao gồm các chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính Z-score, O-score, DD; thời gian đáo

hạn, quy mô doanh nghiệp, chỉ số M/B.

Bảng 4.5: Kết quả hồi quy sử dụng hai phương pháp hồi quy là Fixed Effect (FE) và Random Effect (RE)

Z-score O-score DD-score

RE 0.0199 13.0999 0.0000 FE 0.0282 14.745 0 FE -0.0023 -1.1230 0.2616 RE 0.0006 0.4561 0.6484 FE 0.0038 21.5196 0.0000 RE 0.0050 24.8143 0.0000

Panel A

Panel B

0.1232 195 1212 0.0185 0.0005 FE 0.0199 13.0704 0.0000 -0.0006 -0.9953 0.3198 0.1523 195 1212 0.0282 14.749 0 -0.0011 -1.2092 0.2268 0.0010 195 1212 -0.0023 -1.1278 0.2596 -0.0011 -1.1074 0.2683 0.0002 195 1212 5.6958 0.0170 FE 0.0006 0.4620 0.6441 -0.0008 -1.2712 0.2039 0.2768 195 1212 0.0038 21.5587 0.0000 -0.0013 21.5587 0.0000 0.3344 195 1212 17.3658 0.0000 FE 0.0050 24.8569 0.0000 -0.0009 -1.8547 0.0639

spread Thống kê t Mức ý nghĩa Hệ số xác định R2 Số doanh nghiệp Số quan sát Hausman test Mức ý nghĩa Specification spread Thống kê t Mức ý nghĩa TTM Thống kê t Mức ý nghĩa Hệ số xác định R2 Số doanh nghiệp Số quan sát Hausman test 0.1239 195 1212 13.7823 0.1533 195 1212 0.0021 195 1212 0.0015 195 1212 6.2237 0.2784 195 1212 0.3363 195 1212 18.0821

p-value Specification 0.0010 FE 0.0445 FE 0.0001 FE

Panel C

0.0164 10.8493 0.0000 -5.5600 -0.1018 0.9189 -0.0115 -4.3962 0.0000 0.0107 8.8784 0.0000 0.024 12.837 0.0000 -0.0003 -0.3687 0.7124 -0.0198 -8.6209 0.0000 0.0093 8.0347 0.0000 -0.0017 -0.8952 0.3709 -0.0001 -0.1194 0.9050 -0.0231 -9.4602 0.0000 0.0123 10.1558 0.0000 0.0002 0.1466 0.8835 -0.0001 -0.2131 0.8313 -0.0105 -3.8322 0.0001 0.0141 11.5818 0.0000 0.0035 19.8216 0.0000 -0.0006 -0.7825 0.4341 -0.0144 -6.6481 0.0000 0.0098 9.2074 0.0000 0.0045 22.8050 0.0000 -0.0005 -0.9769 0.3288 -0.0081 -3.5065 0.0005 0.0088 8.4217 0.0000

spread Thống kê t Mức ý nghĩa TTM Thống kê t Mức ý nghĩa M/B Thống kê t Mức ý nghĩa Size Thống kê t Mức ý nghĩa Hệ số xác định R2 Số doanh nghiệp Số quan sát Hausman test p-value Specification 0.1952 195 1212 22.4091 0.0002 FE 0.231 195 1212 0.1266 195 1212 0.1180 195 1212 19.1235 0.0007 FE 0.3406 195 1212 0.3820 195 1212 18.9555 0.0008 FE

Bảng 4.5 cho thấy mức độ phù hợp của mô hình với bộ dữ liệu, bài nghiên cứu

sử dụng kiểm định Hausman Test, kiểm định Hausman có thể được dùng trong

việc phân tích cho dữ liệu dạng bảng, dùng để kiểm tra xem việc sử dụng mô

hình hồi quy FEM hay REM là hợp lí, với giả thiết H0 là bộ dữ liệu thích hợp với

cả hai mô hình hồi quy, tuy nhiên thì hệ số của mô hình FEM lại không hữu

dụng, và giả thiết H1 là mô hình FEM được chấp nhận với hệ số của mô hình có

hữu dụng. Kết quả về kiểm định Hausman được trình bày chung với bảng hồi

quy, kiểm định Hausman được thực hiện cho phương pháp REM, và kết quả

kiểm định ở tất cả các trường hợp khi sử dụng REM cho 2 nhóm doanh nghiệp ở

các giai đoạn đều bác bỏ giả thiết H0, với giá trị độ tin cậy rất cao, thể hiện qua

giá trị P-value rất thấp (hầu hết là 0.0000), với kết quả này, bài nghiên cứu tiến

hành phân tích kết quả hồi quy đa biến cho 2 nhóm doanh nghiệp dựa trên kết

quả của mô hình được chọn là FEM.

Bảng 4.6: Kiểm định hồi quy đối với từng chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính, cụ thể là chỉ số Z-score, chỉ số O-score và chỉ số DD.

Bảng 4.6.1: Kiểm định hồi quy với chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính Z-score

Hệ số Tham số t Mức ý nghĩa Biến độc lập

6.410013 461.8327 0.0000 Hằng số

0.024015 12.83717 0.0000 Z-score

-0.000311 -0.368709 0.7124 TTM

-0.019821 -8.620874 0.0000 M/B

0.009341 8.034733 0.0000

0.231005 Tham số F 90.64541 Size Hệ số xác định R2

0.228457 Hệ số xác định hiệu chỉnh - R2 Tham số Durbin-Watson 0.576517

1212 Số quan sát

Kết quả bảng 4.6.1 cho thấy chênh lệch lãi suất trái phiếu là biến phụ thuộc, hệ

số xác định là 0.231005, hệ số xác định hiệu chỉnh là 0.228457, tham số F là

90.64541, tham số Durbin – Watson là 0.576517. Hệ số xác định hiệu chỉnh cho

thấy mô hình giải thích được 22.84% phương sai của biến phụ thuộc. Hay nói

cách khác, 22.84% thay đổi của chênh lệch lãi suất trái phiếu được giải thích bởi

các biến độc lập. Kết quả cho thấy tồn tại mối quan hệ cùng chiều giữa chênh

lệch lãi suất trái phiếu và chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính Z-score, nghĩa là doanh

nghiệp có xác suất vỡ nợ cao thì chênh lệch lãi suất trái phiếu cao. Với chỉ số dự

báo kiệt quệ tài chính Z-score có hệ số 0.024015, có mức ý nghĩa rất cao nghĩa là

thực tế tình hình tài chính của các doanh nghiệp đang nằm trong vùng cảnh báo,

có nguy cơ kiệt quệ tài chính cao. Ngoài ra tồn tại mối quan hệ cùng chiều giữa

chênh lệch lãi suất trái phiếu và quy mô doanh nghiệp, nghĩa là những doanh

nghiệp có quy mô lớn có chênh lệch lãi suất trái phiếu cao; và tồn tại mối quan

hệ ngược chiều giữa chênh lệch lãi suất trái phiếu và giá trị thị trường trên giá trị

sổ sách nghĩa là doanh nghiệp có nhiều cơ hội tăng trưởng với chênh lệch lãi suất

trái phiếu thấp. Tuy nhiên, trong số các biến phụ thuộc, ta thấy biến thời gian

đáo hạn nợ có mức ý nghĩa rất thấp nên biến này thiếu chính xác.

Bảng 4.6.2: Kiểm định hồi quy với chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính O-score

Hệ số Tham số t Mức ý nghĩa Biến độc lập

6.270929 426.4122 0.0000 Hằng số

-0.001707 -0.895199 0.3709 O-score

-0.000107 -0.119374 0.9050 TTM

-0.023058 -9.460220 0.0000 M/B

0.012330 10.15575 0.0000

0.126594 Tham số F 43.73632 Size Hệ số xác định R2

0.123699 Hệ số xác định hiệu chỉnh - R2 Tham số Durbin-Watson 0.528564

1212 Số quan sát

Kết quả ở bảng 4.6.2 cho thấy với mức ý nghĩa của chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính O-score là 37.09% > 10% sẽ không có mối

tương quan giữa chênh lệch lãi suất trái phiếu và chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính.

Bảng 4.6.3: Kiểm định hồi quy với chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính DD

Hệ số Tham số t Mức ý nghĩa Biến độc lập

6.317169 700.7472 0.0000 Hằng số

0.003456 19.82155 0.0000 DD

-0.000611 -0.782468 0.4341 TTM

-0.014369 -6.648116 0.0000 M/B

0009784 9.207445 0.0000

0.340643 Tham số F 155.8927 Size Hệ số xác định R2

0.338458 Hệ số xác định hiệu chỉnh - R2 Tham số Durbin-Watson 0.504043

1212 Số quan sát

Kết quả bảng 4.6.3 cho thấy chênh lệch lãi suất trái phiếu là biến phụ thuộc, hệ

số xác định là 0.340643, hệ số xác định hiệu chỉnh là 0.338458, tham số F là

155.8927, tham số Durbin – Watson là 0.504043. Hệ số xác định hiệu chỉnh cho

thấy mô hình giải thích được 33.84% phương sai của biến phụ thuộc. Hay nói

cách khác, 33.84% thay đổi của chênh lệch lãi suất trái phiếu được giải thích bởi

các biến độc lập. Kết quả cho thấy tồn tại mối quan hệ cùng chiều giữa chênh

lệch lãi suất trái phiếu và chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính DD, nghĩa là doanh

nghiệp có xác suất phá sản cao thì chênh lệch lãi suất trái phiếu cao. Với chỉ số

dự báo kiệt quệ tài chính DD có hệ số 0.003456, có mức ý nghĩa rất cao nghĩa là

với DD càng nhỏ thì xác suất vỡ nợ càng lớn. Ngoài ra tồn tại mối quan hệ cùng

chiều giữa chênh lệch lãi suất trái phiếu và quy mô doanh nghiệp, nghĩa là những

doanh nghiệp có quy mô lớn có chênh lệch lãi suất trái phiếu cao; và tồn tại mối

quan hệ ngược chiều giữa chênh lệch lãi suất trái phiếu và giá trị thị trường trên

giá trị sổ sách nghĩa là doanh nghiệp có nhiều cơ hội tăng trưởng với chênh lệch

lãi suất trái phiếu thấp. Tuy nhiên, trong số các biến phụ thuộc, ta thấy biến thời

gian đáo hạn nợ có mức ý nghĩa rất thấp trong việc kiểm định ( 43.41% > 10%) .

4.3.2. Kết quả kiểm định theo thời gian

Do lo ngại rằng chênh lệch lãi suất trái phiếu có thể bị biến đổi do sự tác động

của khủng hoảng kinh tế, tác giả tiến hành phân tích hồi quy trong giai đoạn từ

năm 2007 đến năm 2012. Các kết quả ước tính của các hệ số hồi quy được trình

bày trong bảng 4.6. Bài nghiên cứu sử dụng kiểm định Hausman để thực hiện

kiểm định.

Bảng 4.7: Báo cáo kiểm định hồi quy theo thời gian đối với từng chỉ số dự báo

kiệt quệ tài chính, cụ thể là chỉ số Z-score, chỉ số O-score và chỉ số DD.

Bảng 4.7.1: kiểm định hồi quy theo thời gian với chỉ số Z-score

2007 0.034056 6.093443 0.000000 -0.000649 -0.309864 0.757000 -0.027440 -3.740420 0.000200 0.003327 1.198680 0.232100 0.260867 202 2008 0.014036 4.361058 0.000000 0.001018 0.406116 0.685100 -0.018964 -2.677639 0.008000 0.006929 2.010000 0.045800 0.133646 202 2009 0.039260 7.061313 0.000000 -0.002966 -1.499597 0.135300 -0.015644 -2.840891 0.005000 0.009245 3.205063 0.001600 0.285493 202 2010 0.042992 7.359879 0.000000 -0.001338 -0.724306 0.469700 -0.019023 -3.519133 0.000500 0.010519 3.787577 0.000200 0.308054 202 2011 0.044940 6.341305 0.000000 0.001187 0.498134 0.618900 -0.020405 -3.499190 0.000600 0.011145 3.834398 0.000200 0.273518 202 2012 0.019666 4.713979 0.000000 -0.000563 -0.210361 0.833600 -0.023327 -4.535452 0.000000 0.014413 4.917176 0.000000 0.242668 202

Z-score Thống kê t Mức ý nghĩa Time-to-maturity Thống kê t Mức ý nghĩa M/B Thống kê t Mức ý nghĩa Size Thống kê t Mức ý nghĩa Hệ số xác định hiệu chỉnh - R2 Số mẫu quan sát

Kết quả bảng 4.7.1 cho thấy chênh lệch lãi suất trái phiếu được xem là biến phụ

thuộc trong giai đoạn từ năm 2007 đến năm 2012. Trong giai đoạn 2007-2008, hệ

số xác định hiệu chỉnh giảm từ 0.260867 xuống còn 0.133646, giai đoạn 2008-

2010 hệ số xác định hiệu chỉnh tăng lên từ 0.133646 lên 0.308054, và giai đoạn

2010-2012 hệ số xác định hiệu chỉnh lại giảm xuống nhưng không nhiều từ

0.308054 xuống 0.242668. Điều này cho thấy có sự khác biệt đáng kể trong kết

quả hồi quy trong 3 giai đoạn từ năm 2007-2012.

Trong giai đoạn trước, trong và sau cuộc khủng hoảng tài chính năm 2008, chỉ số

dự báo kiệt quệ tài chính Z-score có vai trò ngày càng quan trọng trong sự giải

thích sự thay đổi trong chênh lệch lãi suất trái phiếu. Bằng chứng là hệ số của Z-

score giảm trong giai đoạn 2007-2008, đây là giai đoạn nền kinh tế phục hưng,

thị trường tài chính luôn sôi động và tăng cao trong năm 2007 và nửa đầu năm

2008. Nhưng đến nửa cuối năm 2008, khi cuộc khủng hoảng tài chính bắt đầu nổ

ra, nền kinh tế Việt Nam cũng bị ảnh hưởng từ nền kinh tế thế giới, số lượng

doanh nghiệp có nguy cơ kiệt quệ tài chính ngày càng cao, cụ thể hệ số chỉ số Z-

score tăng từ 0.014036 lên 0.044940, cho biết sau giai đoạn khủng hoảng năm

2008, nền kinh tế vẫn gặp nhiều khó khăn, các doanh nghiệp thực sự bắt đầu rơi

vào tình trạng kiệt quệ tài chính. Đến năm 2012, nền kinh tế bắt đầu hồi phục, số

lượng doanh nghiệp kiệt quệ tài chính bắt đầu giảm dần với chỉ số Z-score giảm

từ 0.044940 xuống 0.019666. Và với mức ý nghĩa rất cao thể hiện sự quan tâm

ngày càng cao của các trái chủ đối với xác suất vỡ nợ của doanh nghiệp, xem xác

suất vỡ nợ là nhân tố quan trọng hàng đầu trong việc xác định mức lãi suất cho

vay đối với doanh nghiệp . Bằng chứng này phù hợp với thực tế rằng các doanh

nghiệp ở Việt Nam có nguy cơ kiệt quệ tài chính rất cao, đây là vấn đề được các

nhà quản trị, người cho vay quan tâm trong thời gian gần đây.

Kiểm định hồi quy cho thấy biến thời gian đáo hạn nợ không có ý nghĩa trong

việc kiểm định, biến giá trị thị trường trên giá trị sổ sách có sự thay đổi đáng kể

theo thời gian. Hệ số của tỷ số M/B trong giai đoạn 2007-2008 tăng từ -0.027440

đến -0.018964; năm 2009 tăng tiếp là -0.015644 và hệ số của tỷ số M/B bắt đầu

giảm dần trong năm 2010 đến năm 2012 từ -0.019023 xuống - 0.023327. Trong

giai đoạn 2007-2008, thị trường chứng khoán Việt Nam phát triển mạnh, hàng

loạt các doanh nghiệp có cổ phiếu được niêm yết. Các doanh nghiệp này đã thu

được những khoản tiền rất lớn từ thị trường chứng khoán, rất nhiều doanh nghiệp

có dòng tiền dương cao. Trong giai đoạn này, chỉ tiêu giá trị thị trường trên giá

trị sổ sách của tài sản trở thành nhân tố quan trọng tác động đến sự giải thích thay

đổi của chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp. Tuy nhiên, sau khoảng thời

gian thị trường chứng khoán bùng nổ, từ cuối năm 2008 thị trường chứng khoán

rơi vào ảm đạm, hoạt động mua bán kinh doanh chứng khoán rơi vào trì trệ, rất

nhiều cổ phiếu không được nhà đầu tư quan tâm. Các nhà đầu tư hầu như chỉ đầu

tư vào một vài loại cổ phiếu của các công ty danh tiếng. Do sự suy giảm của thị

trường chứng khoán kéo theo hàng loạt các công ty niêm yết có cổ phiếu mà thị

giá rơi xuống rất thấp, đầu tư chứng khoán hầu như không đem lại lợi nhuận cho

nhà đầu tư. Các cổ phiếu được giao dịch rất ít, biến động giá cổ phiếu cũng rất

thấp. Với tình hình trên, giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của tài sản không

còn là chỉ tiêu phản ánh triển vọng kinh doanh, cơ hội tăng trưởng của doanh

nghiệp. Do đó, biến giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của tài sản có vai trò

ngày càng ít quan trọng trong sự giải thích thay đổi của chênh lệch lãi suất trái

phiếu doanh nghiệp.

Hệ số của biến quy mô doanh nghiệp không có sự thay đổi nhiều theo thời gian,

hệ số dao động trong khoảng từ 0.006929 đến 0.014413. Năm 2007 biến quy mô

có mức ý nghĩa rất thấp, nhưng từ năm 2008 đến năm 2012 biến quy mô có mức

ý nghĩa khá cao. Bằng chứng này thể hiện sự tác động của biến quy mô doanh

nghiệp đối với chênh lệch lãi suất trái phiếu không bị thay đổi nhiều theo thời

gian.

Bảng 4.7.2: kiểm định hồi quy theo thời gian với chỉ số O-score

2007 -0.007322 -0.700802 0.484300 -0.000132 -0.057822 0.953900 -0.038074 -4.758567 0.000000 0.007504 2.561492 0.011200 0.123742 202 2008 -0.012734 -1.865024 0.063700 0.001557 0.598878 0.549900 -0.019130 -2.576342 0.010700 0.010067 2.865032 0.004600 0.066489 202 2009 -0.002851 -0.624518 0.533000 -0.002950 -1.332421 0.184300 -0.019660 -3.209128 0.001600 0.013958 4.447491 0.000000 0.106415 202 2010 -0.018109 -2.772148 0.006100 -0.001727 -0.844397 0.399500 -0.020991 -3.497486 0.000600 0.014978 4.953319 0.000000 0.150916 202 2011 0.004888 1.816340 0.070800 0.003226 1.244730 0.214700 -0.026045 -4.146885 0.000100 0.015702 5.074587 0.000000 0.139635 202 2012 -0.000812 -0.155386 0.876700 -0.000179 -0.063488 0.949400 -0.025581 -4.731093 0.000000 0.016829 5.522776 0.000000 0.157344 202 O-score Thống kê t Mức ý nghĩa Time-to-maturity Thống kê t Mức ý nghĩa M/B Thống kê t Mức ý nghĩa Size Thống kê t Mức ý nghĩa Hệ số xác định hiệu chỉnh - R2 Số mẫu quan sát

Kết quả bảng 4.7.2 cho thấy biến chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính O-score, biến thời gian đáo hạn nợ có mức ý nghĩa rất thấp, cho thấy kết quả kiểm định không chính xác.

Bảng 4.7.3: kiểm định hồi quy theo thời gian với chỉ số DD

2007 0.003186 7.992550 0.000000 -0.000787 -0.396536 0.692100 0.005756 2.250361 0.025500 -0.025627 -3.707567 0.000300 0.336658 202 2008 0.003281 7.397282 0.000000 -0.001324 -0.562911 0.574100 0.007461 2.368564 0.018800 -0.013889 -2.098496 0.037100 0.256519 202 2009 0.003766 8.809583 0.000000 -0.002281 -1.215175 0.225800 0.011300 4.222593 0.000000 -0.010816 -2.044537 0.042200 0.357687 202 2010 0.003800 9.044999 0.000000 -0.001300 -0.741808 0.459100 0.011071 4.236598 0.000000 -0.013343 -2.558402 0.011300 0.376660 202 2011 0.003225 6.832471 0.000000 0.001896 0.810040 0.418900 0.012045 4.248719 0.000000 -0.016718 -2.860307 0.004700 0.292808 202 2012 0.003396 8.095301 0.000000 0.000903 0.368983 0.712500 0.013846 5.199298 0.000000 -0.016962 -3.534133 0.000500 0.367611 202 DD Thống kê t Mức ý nghĩa Time-to-maturity Thống kê t Mức ý nghĩa Size Thống kê t Mức ý nghĩa M/B Thống kê t Mức ý nghĩa Hệ số xác định hiệu chỉnh - R2 Số quan sát

Kết quả bảng 4.7.3 cho thấy chênh lệch lãi suất trái phiếu được xem là biến phụ

thuộc trong giai đoạn từ năm 2007 đến năm 2012. Trong giai đoạn 2007-2008, hệ

số xác định hiệu chỉnh giảm từ 0.336658 xuống còn 0.256519, giai đoạn 2008-

2010 hệ số xác định hiệu chỉnh tăng lên từ 0.256519 lên 0.376660, và giai đoạn

2010-2012 hệ số xác định hiệu chỉnh lại giảm xuống nhưng không nhiều từ

0.376660 xuống 0.367611. Điều này cho thấy có sự khác biệt đáng kể trong kiểm

định hồi quy trong 3 giai đoạn từ năm 2007-2012.

Tương tự như chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính Z-score, trong giai đoạn trước,

trong và sau cuộc khủng hoảng tài chính năm 2008, chỉ số dự báo kiệt quệ tài

chính DD có vai trò ngày càng quan trọng trong sự giải thích sự thay đổi trong

chênh lệch lãi suất trái phiếu. Bằng chứng là hệ số của DD tăng trong giai đoạn

2007-2010 từ 0.003186 lên 0.003800 nghĩa là xác suất vỡ nợ của các doanh

nghiệp thấp, và từ năm 2010 đến năm 2012 hệ số của DD giảm từ 0.003800

xuống 0.003396 nghĩa là số lượng các doanh nghiệp bắt đầu rơi vào kiệt quệ tài

chính khá cao. Bằng chứng này phù hợp với thực tế rằng các doanh nghiệp ở Việt

Nam có nguy cơ kiệt quệ tài chính rất cao từ sau cuộc khủng hoảng tài chính năm

2008, và đến nay số lượng doanh nghiệp rơi vào tình trạng kiệt quệ tài chính vẫn

còn cao.

Kiểm định hồi quy cho thấy biến thời gian đáo hạn nợ không có ý nghĩa trong

việc kiểm định, biến giá trị thị trường trên giá trị sổ sách và biến quy mô doanh

nghiệp có sự thay đổi theo thời gian. Hệ số của tỷ số M/B trong giai đoạn 2007-

2010 tăng từ -0.025627 đến -0.010816; từ năm 2010 đến năm 2012 giảm từ -

0.010816 xuống còn -0.016962 và hệ số của biến quy mô tăng liên tục trong giai

đoạn 2007-2012, từ 0.005756 đến 0.013846. Trong giai đoạn 2007-2008, thị

trường chứng khoán Việt Nam phát triển mạnh, hàng loạt các doanh nghiệp có cổ

phiếu được niêm yết. Biến chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính DD và biến giá trị thị

trường trên giá trị sổ sách phản ánh đúng tình hình thực tế tại Việt Nam, còn biến

quy mô doanh nghiệp thì chưa đánh giá đúng tình hình thực tế của doanh nghiệp

trong giai đoạn 2007-2012.

Như vậy, từ kết quả kiểm định ở bảng 4.7.1, bảng 4.7.2 và bảng 4.7.3 cho ta thấy

có sự khác biệt đáng kể trong kiểm định hồi quy trong ba giai đoạn trước, trong

và sau khủng hoảng 2008. Tuy có nhiều thay đổi đáng kể trong vai trò giải thích

của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc là chênh lệch lãi suất trái phiếu,

nhưng kiểm định hồi quy vẫn cho ta thấy mối quan hệ giữa các biến độc lập đối

với biến phụ thuộc. Kết quả cho thấy tồn tại mối quan hệ cùng chiều giữa thay

đổi trong chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính và chênh lệch lãi suất trái phiếu, nghĩa

là doanh nghiệp có xác suất vỡ nợ cao thì chênh lệch lãi suất trái phiếu cao. Tồn

tại mối quan hệ cùng chiều giữa thay đổi trong quy mô doanh nghiệp và chênh

lệch lãi suất trái phiếu, nghĩa là những là những doanh nghiệp có quy mô lớn có

chênh lệch lãi suất trái phiếu cao. Tồn tại mối quan hệ ngược chiều giữa thay đổi

trong giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của tài sản và chênh lệch lãi suất trái

phiếu, nghĩa là doanh nghiệp có nhiều cơ hội tăng trưởng có chênh lệch lãi suất

trái phiếu thấp. Không tồn tại mối quan hệ giữa thời gian đáo hạn nợ và chênh

lệch lãi suất trái phiếu.

Tóm lại, từ kết quả bảng 4.7 cho thấy chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính Z-score dự

báo chính xác xác suất vỡ nợ của các doanh nghiệp hơn chỉ số dự báo kiệt quệ tài

chính DD và O-score.

4.3.3. Kết quả kiểm định theo ngành nghề

Do có sự lo ngại rằng chênh lệch lãi suất trái phiếu có thể có sự khác biệt đáng kể

giữa các ngành công nghiệp khác nhau. Tác giả thực hiện hồi quy đối với từng

ngành công nghiệp cụ thể, gồm ngành Xây dựng bất động sản, ngành Công

nghiệp nhẹ, ngành Công nghiệp nặng, ngành Thương mại và ngành Dịch vụ. Các

kết quả ước tính của các hệ số hồi quy được trình bày trong bảng 4.8. Bài nghiên

cứu sử dụng kiểm định Hausman để thực hiện kiểm định.

Bảng 4.8: Kiểm định hồi quy theo ngành công nghiệp

Thƣơng Mại Dịch vụ Xây dựng & Bất động sản Công nghiệp nặng

0.026206 10.722400 0.000000 -0.001425 -1.054594 0.292500 -0.009271 -1.317699 0.188600 0.004825 2.679422 0.007800 0.305422 300 0.039971 8.331845 0.000000 -0.000150 -0.093185 0.925800 -0.022067 -4.332373 0.000000 0.007973 4.135308 0.000000 0.385296 264 Công nghiệp nhẹ 0.044264 7.781160 0.000000 -0.001053 -0.665288 0.506400 -0.014133 -4.392181 0.000000 0.014297 5.205832 0.000000 0.313061 276 0.006305 0.561474 0.575200 0.001360 0.632530 0.527800 -0.017630 -2.176806 0.030800 0.007123 1.881201 0.061600 0.031601 186 0.020263 7.451875 0.000000 0.005057 2.661749 0.008500 -0.012813 -2.299635 0.022600 0.011433 4.676304 0.000000 0.352550 186 Z-score Thống kê t Mức ý nghĩa Time-to-maturity Thống kê t Mức ý nghĩa M/B Thống kê t Mức ý nghĩa Size Thống kê t Mức ý nghĩa Hệ số xác định hiệu chỉnh - R2 Số mẫu quan sát

nghiệp nghiệp

Xây dựng & Bất động sản 0.000312 0.152610 0.878800 -0.001014 -0.637193 0.524500 Công nặng -0.003051 -0.471205 0.637900 0.000319 0.175981 0.860400 Công nhẹ -0.007279 -1.838627 0.067100 -0.000144 -0.083075 0.933900 Thƣơng Mại -0.016863 -1.547772 0.123400 0.001584 0.738886 0.460900 O-score Thống kê t Mức ý nghĩa Time-to-maturity Thống kê t Mức ý nghĩa

-0.007659 -0.035929 -0.020141 -0.017394 M/B

-0.923145 0.356700 0.007820 3.728625 0.000200 -6.589299 0.000000 0.011976 5.693865 0.000000 -5.877009 0.000000 0.018626 6.306419 0.000000 -2.172877 0.025000 0.008086 2.259418 0.025000 Dịch vụ 0.011651 1.638287 0.103100 0.004688 2.174326 0.031000 - 0.014399 - 2.253836 0.025400 0.015432 5.705815 0.000000

0.034801 300 0.221205 264 0.169941 276 0.042586 186 0.166277 186 Thống kê t Mức ý nghĩa Size Thống kê t Mức ý nghĩa Hệ số xác định hiệu chỉnh - R2 Số mẫu quan sát

nghiệp nghiệp

Xây dựng & Bất động sản 0.004719 Công nặng 0.004142 Công nhẹ 0.002594 Thƣơng Mại 0.001532 DD

18.068820 0.000000 -0.000724 -0.660359 0.509500 0.008993 1.553851 0.121300 0.009952 6.864523 0.000000 9.531961 0.000000 -0.000703 -0.450247 0.652900 -0.021845 -4.467007 0.000000 0.008473 4.589332 0.000000 10.161500 0.000000 -0.001183 -0.794489 0.427600 -0.013193 -4.378301 0.000000 0.015696 6.164854 0.000000 2.818363 0.005400 0.001341 0.637002 0.524900 -0.016473 -2.086765 0.038300 0.005241 1.441657 0.151100 Dịch vụ 0.005005 12.04779 0 0.000000 0.003013 1.856902 0.065000 -0.007681 -1.312159 0.108700 0.008418 3.984114 0.000100

0.541811 300 0.422964 264 0.391454 276 0.070696 186 0.530455 186 Thống kê t Mức ý nghĩa Time-to-maturity Thống kê t Mức ý nghĩa M/B Thống kê t Mức ý nghĩa Size Thống kê t Mức ý nghĩa Hệ số xác định hiệu chỉnh - R2 Số mẫu quan sát

Kết quả bảng 4.8 cho thấy đối với chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính Z-score, hệ số

ngành Công nghiệp nhẹ có nguy cơ kiệt quệ tài chính cao nhất là 0.044264, tiếp

đến là hệ số ngành Công nghiệp nặng là 0.039971, hệ số ngành Xây dựng và bất

động sản là 0.026026, hệ số ngành Dịch vụ là 0.020263, và hệ số ngành Thương

mại là 0.006305. Đối với chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính O-score, do mức ý

nghĩa của các ngành là không có ý nghĩa (mức ý nghĩa >10%) nên tác giả không

phân tích kết quả hồi quy của chỉ số này. Đối với chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính

DD, hệ số ngành Dịch vụ cao nhất là 0.005005, tiếp đến hệ số ngành Xây dựng

và bất động sản là 0.004719, hệ số ngành Công nghiệp nặng là 0.004142, hệ số

ngành Công nghiệp nhẹ là 0.002594 và ngành Thương mại là 0.001532.

Hệ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách phản ánh xác suất vỡ nợ theo thứ tự là

ngành Xây dựng và bất động sản, Công nghiệp nhẹ, Thương mại, Dịch vụ và

Công nghiệp nặng. Bằng chứng cho thấy nguyên nhân của cuộc khủng hoảng bắt

nguồn từ sự đổ vỡ của thị trường bất động sản ở Mỹ, kéo theo hàng loạt các

ngành nghề liên quan cũng bị ảnh hưởng theo, và Việt Nam cũng bị ảnh hưởng

theo, các ngành Dịch vụ, Thương mại, Công nghiệp nhẹ tuy bị ảnh hưởng nhưng

có dấu hiệu hồi phục dần, riêng ngành Bất động sản thì hiện nay vẫn chưa lạc

quan lắm.

Hệ số quy mô doanh nghiệp trong ngành Công nghiệp nhẹ cao hơn so với các

ngành Dịch vụ, Thương mại, Công nghiệp nặng và ngành Xây dựng bất động

sản. Tuy nhiên sự chênh lệch giữa lãi suất trái phiếu với quy mô doanh nghiệp

của các ngành công nghiệp là không nhiều.

Nhìn chung, không có sự khác biệt đáng kể trong kết quả hồi quy trong các

ngành công nghiệp. Trong điều kiện bình thường, không có các cú shock kinh tế

vĩ mô, ở các ngành Xây dựng bất động sản, ngành Công nghiệp nhẹ, Công

nghiệp nặng ,ngành Thương mại và ngành Dịch vụ, mức độ tác động của các

nhân tố xác suất vỡ nợ, quy mô công ty, giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của

tài sản đến biến phụ thuộc chênh lệch lãi suất trái phiếu là gần như nhau.

4.4. Kết quả kiểm định có dùng hiệu ứng cố định các yếu tố ảnh hƣởng

Bảng 4.9: kết quả kiểm định với hiệu ứng cố định các yếu tố ảnh hƣởng trong giai đoạn 2007-2012

Merton DD Ohlson O-score Altman Z-score

0.014494 9.172061 0 -8.44 -0.153409 0.8781 -0.00599 -1.952761 0.0511 0.011973 8.814138 0 0.718042 1212 0.00045 0.382727 0.702 -0.000171 -0.298156 0.7656 -0.003898 -1.223783 0.2213 0.015536 11.46938 0 0.69467 1212 0.004936 21.48471 0 -0.000471 -0.993084 0.3209 -0.006631 -2.510174 0.0122 0.008451 7.222687 0 0.790217 1212 Panel A: hiệu ứng cố định doanh nghiệp và quy mô, giá trị thị trƣờng trên giá trị sổ sách Đo lƣờng rủi ro (thống kê t) Mức ý nghĩa Thời gian đáo hạn (thống kê t) Mức ý nghĩa M/B (thống kê t) Mức ý nghĩa Quy mô (thống kê t) Mức ý nghĩa R điều chỉnh Số mẫu quan sát

0.014642 9.304176 0 -0.000228 0.376272 0.7068

0.000561 0.476528 0.6338 -0.000246 -0.390285 0.6964 -0.001087 -0.255721 0.7982 0.015194 9.822439 0 0.697898 1212 -0.02818 -0.690334 0.4901 0.01148 7.469724 0 0.721859 1212 0.0049 21.31156 0 -0.00054 -1.032112 0.3023 -0.00549 -1.554433 0.1204 0.00856 6.482465 0 0.792076 1212

Panel B: hiệu ứng cố định doanh nghiệp, năm và quy mô, giá trị thị trƣờng trên giá trị sổ sách Đo lƣờng rủi ro (thống kê t) Mức ý nghĩa Thời gian đáo hạn (thống kê t) Mức ý nghĩa M/B (thống kê t) Mức ý nghĩa Quy mô (thống kê t) Mức ý nghĩa R điều chỉnh Số mẫu quan sát

Kết quả bảng 4.9 phần A cho ta thấy tác động của các doanh nghiệp, quy mô và

giá trị thị trường trên giá trị sổ sách. Các thước đo khủng hoảng, thời gian đáo

hạn, quy mô doanh nghiệp được xem như là các biến giải thích. Nhìn chung chỉ số O-score có R2 điều chỉnh thấp nhất 69.47%, tiếp theo là chỉ số Z-score 71.8%

và cao nhất là DD 79%. Tiếp theo tác giả thêm hiệu ứng năm cố định để nắm bắt

những thay đổi mức độ rủi ro. Trong khi khả năng giải thích được cải thiện, thì

các chỉ số vẫn được xếp hạng với chỉ số O-score thấp nhất, tiếp đến là chỉ số Z-

score và cuối cùng là DD cao nhất.

Nhìn chung, trong bài nghiên cứu trước đây của Sattar A. Mansi, William F.

Maxwell, and Andrew Zhang (2010), tác giả cũng kết luận rằng tồn tại mối quan

hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp. Trong bài

nghiên cứu của mình, Sattar A. Mansi, William F. Maxwell, and Andrew Zhang

sử dụng biến thời gian đến ngày đáo hạn của trái phiếu để đại diện cho tính thanh

khoản của trái phiếu doanh nghiệp, đây cũng là một biến độc lập giải thích cho

sự thay đổi của biến phụ thuộc chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp. Tuy

nhiên, trong bài nghiên cứu “Mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi

suất trái phiếu doanh nghiệp Việt Nam”, kết quả hồi quy cho thấy biến thời gian

đáo hạn nợ của trái phiếu không có ý nghĩa là do đặc trưng của thị trường trái

phiếu Việt Nam, chỉ có một số ít doanh nghiệp phát hành trái phiếu và những trái

phiếu này ít khi được mua đi bán lại một cách phổ biến như các thị trường trái

phiếu trên thế giới. Vì lý do đó, ở Việt Nam, tính thanh khoản của trái phiếu

doanh nghiệp không phải là nhân tố quan trọng trong việc xác định mức tỷ suất

sinh lợi đòi hỏi của các trái chủ, và đây cũng không phải là nhân tố quan trọng

giải thích chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp.

Các kết quả được báo cáo trong bài nghiên cứu “Mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ

và chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp Việt Nam” là phù hợp với những

nghiên cứu thực nghiệm trước đó về mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh

lệch lãi suất trái phiếu. Jules H. van Binsbergen, John Graham, and Jie Yang

(năm 2009) cho rằng chi phí kiệt quệ tài chính kỳ vọng sẽ tạo thành gần một nửa

trong tổng chi phí của nợ. Syed Muhammad Noaman Ahmed Shah và Mazen

Kebewar (2012) nhận định rằng , rủi ro vỡ nợ là thành phần quan trọng trong

chênh lệch lãi suất trái phiếu tổng thể. Từ các kết quả trong bài nghiên cứu, tác

giả kết luận rằng có tồn tại mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi

suất trái phiếu của doanh nghiệp. Xác suất vỡ nợ là nhân tố quan trọng tác động

đến chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp. Ngoài xác suất vỡ nợ thì quy mô

công ty và giá trị thị trường trên giá trị sổ sách tài sản công ty cũng là những

nhân tố tác động đến chênh lệch lãi suất trái phiếu của doanh nghiệp. Tác giả

cũng nhận định rằng khủng hoảng kinh tế năm 2008 là một nhân tố vĩ mô tác

động đến sự tác động mạnh yếu của các biến giải thích đối với biến phụ thuộc

chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp.

CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN

5.1. Các kết luận

Bài nghiên cứu “Mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái

phiếu các doanh nghiệp Việt Nam” kiểm định xem mối quan hệ giữa xác suất vỡ

nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu của doanh nghiệp Việt Nam có tồn tại hay

không? Bài nghiên cứu được thực hiện cho 202 doanh nghiệp niêm yết trên sàn

giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh và Hà Nội trong giai đoạn 2007-

2012.

Bài nghiên cứu hồi quy sự tác động của các biến độc lập xác suất vỡ nợ, thời gian

đáo hạn nợ, quy mô doanh nghiệp, giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của tài

sản đến biến phụ thuộc chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp. Kết quả thực

nghiệm cho thấy ba biến xác suất vỡ nợ, quy mô doanh nghiệp, giá trị thị trường

trên giá trị sổ sách tác động đến chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp, biến

thời gian đáo hạn không có ý nghĩa trong bài nghiên cứu này. Tồn tại mối quan

hệ cùng chiều giữa thay đổi trong chỉ số dự báo kiệt quệ tài chính và chênh lệch

lãi suất trái phiếu. Xác suất vỡ nợ của doanh nghiệp có mối quan hệ cùng chiều

với chênh lệch lãi suất trái phiếu, nghĩa là doanh nghiệp có xác suất vỡ nợ cao thì

chênh lệch lãi suất trái phiếu cao. Quy mô doanh nghiệp có mối quan hệ cùng

chiều với chênh lệch lãi suất trái phiếu, nghĩa là những doanh nghiệp có quy mô

lớn có chênh lệch lãi suất trái phiếu cao. Giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của

tài sản có mối quan hệ ngược chiều với chênh lệch lãi suất trái phiếu, những

doanh nghiệp có nhiều cơ hội tăng trưởng có chênh lệch lãi suất trái phiếu thấp,

nghĩa là doanh nghiệp có giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của tài sản thấp có

chênh lệch lãi suất trái phiếu cao.

Kết quả thực nghiệm cũng cho thấy chỉ số DD có sức giải thích lớn nhất qua các

biến của chênh lệch lãi suất trái phiếu, tiếp theo là chỉ số Z-score và cuối cùng là

O-score. Tuy nhiên, trong bài nghiên cứu này, do chỉ số Z-score và chỉ số O-

score sử dụng các số liệu báo cáo tài chính là các số liệu báo cáo có chứa thông

tin khủng hoảng tài chính nên chỉ số O-score thì không có ý nghĩa trong việc

kiểm định, còn chỉ số Z-score thì có sức giải thích kém hơn so với chỉ số DD.

Các kết quả thực nghiệm cũng cho thấy rằng có sự khác biệt đáng kể trong kết

quả hồi quy trong ba giai đoạn trước, trong và sau khủng hoảng 2008. Cuộc

khủng hoảng năm 2008 là một nhân tố vĩ mô làm thay đổi mức độ mạnh yếu của

sự tác động của các nhân tố xác suất vỡ nợ, quy mô công ty, giá trị thị trường

trên giá trị sổ sách của tài sản đến chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp.

Trong giai đoạn trong và sau khủng hoảng tài chính năm 2008, chỉ số dự báo kiệt

quệ tài chính Z-score, O-score, DD có vai trò ngày càng quan trọng trong sự giải

thích thay đổi của chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp. Nhân tố xác suất

vỡ nợ có khả năng giải thích ngày càng cao đối với sự thay đổi của chênh lệch lãi

suất trái phiếu doanh nghiệp. Sự tác động của biến quy mô công ty đối với chênh

lệch lãi suất trái phiếu không bị thay đổi theo thời gian. Giá trị thị trường trên giá

trị sổ sách của tài sản có vai trò ngày càng ít trong sự giải thích thay đổi của

chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp. Tuy có nhiều thay đổi đáng kể trong

vai trò giải thích của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc, nhưng kết quả hồi

quy vẫn cho ta thấy mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ, quy mô công ty, giá trị thị

trường trên giá trị sổ sách của tài sản đối với chênh lệch lãi suất trái phiếu.

Kết quả thực nghiệm cũng cho thấy rằng không có sự khác biệt đáng kể trong kết

quả hồi quy giữa các ngành Xây dựng bất động sản, ngành Công nghiệp nhẹ,

ngành Công nghiệp nặng, và ngành Thương mại. Mức độ tác động của các nhân

tố xác suất vỡ nợ, quy mô công ty, giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của tài

sản đến biến phụ thuộc chênh lệch lãi suất trái phiếu là gần như nhau trong các

ngành Xây dựng bất động sản, ngành Công nghiệp nhẹ, ngành Công nghiệp

nặng, và ngành Thương mại. Do những đặc điểm riêng về sản phẩm mà doanh số

và lợi nhuận của ngành Dịch vụ chịu tác động mạnh theo chu kì kinh tế. Cuộc

khủng hoảng tài chính năm 2008 đã có những tác động mạnh đến ngành này. Do

đó, kết quả hồi quy của ngành Dịch vụ có sự khác biệt so với các ngành còn lại.

Bài nghiên cứu đưa ra các kết quả giống với các nghiên cứu trước đây về mối

quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu. Kết quả nghiên cứu

cho thấy, có tồn tại mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái

phiếu của các doanh nghiệp Việt Nam. Xác suất vỡ nợ là nhân tố ngày càng quan

trọng trong việc giải thích những thay đổi của chênh lệch lãi suất trái phiếu

doanh nghiệp.

Xác suất vỡ nợ có thể tác động đến mức lãi suất mà doanh nghiệp phải trả khi

vay nợ. Đây là một vấn đề quan trọng mà các nhà quản trị tài chính cần phải

quan tâm cân nhắc khi sử dụng nợ. Khi doanh nghiệp có xác suất vỡ nợ cao,

doanh nghiệp có thể gặp khó khăn khi huy động vốn và có thể phải vay với mức

lãi suất cao. Điều này có thể khiến doanh nghiệp mất đi lợi ích tấm chắn thuế do

nợ mang lại. Việc hiểu rõ mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất

trái phiếu có thể giúp doanh nghiệp chủ động điều chỉnh các tỷ số hoạt động, cải

thiện tình hình tài chính của doanh nghiệp, từ đó giảm xác suất vỡ nợ của doanh

nghiệp. Doanh nghiệp có xác suất vỡ nợ thấp nhận được mức chênh lệch lãi suất

trái phiếu thấp, doanh nghiệp sẽ tận dụng được lợi ích tấm chắn thuế, có thể tối

đa hóa giá trị doanh nghiệp.

5.2 Các hạn chế của bài nghiên cứu.

Hạn chế về mẫu dữ liệu và thời gian lấy mẫu: mẫu dữ liệu bao gồm 1212 mẫu

quan sát của 202 doanh nghiệp niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán thành

phố Hồ Chí Minh và Hà Nội trong giai đoạn 2007-2012. Báo cáo nghiên cứu của

Sattar A. Mansi, William F. Maxwell, and Andrew Zhang (2010) sử dụng mẫu

dữ liệu của 120608 quan sát trên 1752 công ty trong giai đoạn từ năm 1980 đến

năm 2006, các nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và

chênh lệch lãi suất trái phiếu đều sử dụng mẫu dữ liệu lớn và trải dài theo thời

gian. Do mẫu dữ liệu khá nhỏ với thời gian quan sát tương đối ngắn, các kết quả

trong bài nghiên cứu có thể chưa nắm bắt được hoàn toàn mối quan hệ giữa xác

suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu.

Thời gian lấy mẫu trong bài nghiên cứu từ năm 2007-2012. Thời gian lấy mẫu

ngắn và đây là khoảng thời gian nền kinh tế Việt Nam có nhiều biến động có thể

gây nên những sai lệch trong các kết quả nghiên cứu. Nền kinh tế phát triển

mạnh mẽ trong giai đoạn từ năm 2007 và nửa đầu năm 2008, sau đó Việt Nam

chịu tác động của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008, kéo theo nền

kinh tế suy giảm trong những năm gần đây.

Sự không hiệu quả của thị trường vốn, sự can thiệp của nhà nước, hoạt động tín

dụng vẫn còn chịu sự kiểm soát chặt chẽ của ngân hàng nhà nước, chuẩn mực kế

toán vẫn còn nhiều bất cập là những nhân tố khách quan có thể tác động đến các

kết quả kiểm định.

Biến phụ thuộc trong bài nghiên cứu là chênh lệch lãi suất trái phiếu, được đo

lường bằng chênh lệch của lãi suất trái phiếu doanh nghiệp và lãi suất tín phiếu

kho bạc. Do đặc điểm huy động vốn của các doanh nghiệp Việt Nam là huy động

vốn từ vay các ngân hàng thương mại chiếm tỷ trọng rất lớn nên tác giả sử dụng

lãi suất cho vay của các ngân hàng để điều chỉnh cho chỉ tiêu lãi suất trái phiếu

doanh nghiệp cho phù hợp với tình hình huy động vốn ở Việt Nam. Do những

khó khăn trong việc tìm kiếm dữ liệu lãi suất cho vay và tồn tại sự khác biệt

trong lãi suất mà các ngân hàng công bố với lãi suất cho vay thực mà các ngân

hàng áp dụng cho các doanh nghiệp nên dữ liệu lãi suất cho vay trong bài nghiên

cứu có thể không hoàn toàn phản ánh những gì xảy ra trong thị trường. Biến phụ

thuộc là chênh lệch lãi suất trái phiếu có thể có sự khác biệt so với thực tế. Điều

này có thể gây nên những sai lệch trong kết quả kiểm định của bài nghiên cứu.

Do còn tồn tại nhiều hạn chế nên kết quả thực nghiệm có thể có những sai lệch.

Tuy nhiên, bài nghiên cứu đã có những đóng góp nhất định. Qua bài nghiên cứu,

tác giả có thể giải thích được nguyên nhân của sự thay đổi của chênh lệch lãi suất

trái phiếu. Qua đó, các nhà quản trị sẽ có cơ sở để thực hiện những điều chỉnh

phù hợp để cải thiện tình hình doanh nghiệp, nhờ đó doanh nghiệp có thể vay nợ

với mức chi phí hợp lý, tận dụng lợi ích của tấm chắn thuế.

Mối quan hệ xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu là một vấn đề nghiên

cứu quan trọng, đã được các nhà nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới rất quan

tâm và đã thực hiện rất nhiều bài nghiên cứu về vấn đề này. Tuy nhiên, ở Việt

Nam chưa có sự quan tâm đáng kể cho đề tài này. Thiết nghĩ giới học thuật Việt

Nam cần có sự quan tâm và tiến hành nghiên cứu sâu rộng hơn về mối quan hệ

xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu, đặc biệt là trong giai đoạn nền

kinh tế Việt Nam có nhiều biến động như hiện nay, khi mà hàng loạt doanh

nghiệp Việt Nam có nguy cơ kiệt quệ tài chính rất cao và vấn đề phá sản của các

doanh nghiệp Việt Nam đang là vấn đề mà dư luận rất quan tâm và lo ngại.

Hiện nay ở Việt Nam, phần lớn các doanh nghiệp khi gặp khó khăn, rơi vào tình

cảnh phá sản, nhưng các doanh nghiệp này không tuyên bố phá sản mà chọn giải

pháp là giải thể bởi vì không chỉ có doanh nghiệp ngại phá sản mà chính các đối

tác và chủ nợ cũng ngại vì sẽ khó thu hồi nợ, ảnh hưởng uy tín trong kinh doanh.

Theo luật phá sản năm 2004, khi phá sản, doanh nghiệp phải làm thủ tục pháp lý

tuyên bố phá sản, nhưng hiện nay luật vẫn còn rườm rà; các chủ doanh nghiệp bị

tuyên bố phá sản không được quyền thành lập và giữ các chức vụ quản lý doanh

nghiệp mới trong thời gian từ 1-3 năm (theo điều 94 Luật Phá Sản 2004) ; các

chủ nợ của doanh nghiệp (chủ yếu là ngân hàng) gây sức ép để không phải ra tòa

vì nếu phát mãi ngân hàng sẽ thu hồi gần hết nợ, còn nếu ra tòa thì tài sản của

công ty sẽ được chia theo quy định của pháp luật. Do đó giải thể là cách mà các

doanh nghiệp hoạt động thua lỗ ở Việt Nam chọn thay vì tuyên bố phá sản. Như

vậy cần sớm có những thay đổi trong việc xây dựng Luật Phá Sản ở Việt Nam

để những người thất bại trong kinh doanh được khuyến khích bắt đầu lại công

việc kinh doanh của mình và sẵn sàng chấp nhận rủi ro trong kinh doanh. Đây

thực sự là điều có lợi cho nền kinh tế.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

TIẾNG VIỆT

1. Luật số 21/2004/QH11 của Quốc hội, Luật Phá Sản năm 2004.

2. Hoàng Ngọc Nhậm (2008), Giáo trình kinh tế lượng, Đại Học Kinh Tế

TPHCM.

3. Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), Thống kê ứng dụng trong

Kinh tế-Xã hội, Nhà xuất bản Thống Kê.

4. Trần Ngọc Thơ (2005), Tài chính doanh nghiệp hiện đại, Nhà xuất bản

Thống Kê.

TIẾNG ANH

1. Chava và Jarrow (2004) “Bankruptcy Prediction with Industry Effects”.

2. Francis A.Longstaff, Sanjay Mithal và Eric Neis (2005) “Corporate Yield

Spreads: Default Risk or Liquidity? New Evidence from the Credit Default Swap

Market”, the journal of finance, vol. LX, no.5 .

3. Heitor Almeida và Thomas Philippon (2007) “The Risk-Adjusted Cost of

Financial Distress”, the journal of finance, vol. LXII, no.6 .

4. John Y. Campbell và Glen B. Taksler (2002) “Equity Volatility and Corporate

Bond Yeilds”, Working Paper - 8961.

5. Joost Driessen (2002) “Is Default Event Risk Priced in Corporate Bonds?”

6. Jules H. van Binsbergen, John Graham và Jie Yang (2010) “The Cost of

Debt”, Working Paper 16023.

7. Joshua D. Rauh và Amir Sufi (2010) trong bài nghiên cứu của mình về “The

Composition and Priority of Corporate Debt”.

8. Sattar A. Mansi, William F. Maxwell, and Andrew Zhang (2010) trong bài

nghiên cứu của mình về “Bankruptcy Prediction Models and the cost of debt”.

9. Syed Muhammad Noaman Ahmed Shah và Mazen Kebewar (2012) trong bài

nghiên cứu “US Corporate Bond Yield Spread : A default risk debate”.

TRANG WEB

www.cophieu68.com

www.vietstock.vn

www.moj.gov.vn

www.CFOviet.com

PHỤ LỤC

SỐ LIỆU THỐNG KÊ TỪ NĂM 2007-2012

SỰ TƢƠNG QUAN VÀ MỨC Ý NGHĨA

SỐ LIỆU THỐNG KÊ CÁC NGÀNH CÔNG NGHIỆP

Công nghiệp nặng

Công nghiệp nhẹ

Dịch vụ

Thƣơng mại

Xây dựng bất động sản

KẾT QUẢ HỒI QUY

Bảng 5

Panel A – dd

Panel A-O

Panel A-Z

Panel B – dd

Panel B – O

Panel B – Z

Panel C- dd

Panel C-O

Panel C-Z

BẢNG 6

Panel A-DD

Panel A- O

Panel A-Z

Panel B-DD

Panel B-O

Panel B-Z

hausman panel A dd

hausman panel A 0

hausman panel A z

hausman panel B DD

Hausman Panel B O

Hausman Panel B Z

Hausman Panel C DD

Hausman Panel C O

Hausman Panel C Z

Panel A DD

Panel A O

Panel A Z

Panel B DD

Panel B O

Panel B Z

Panel C DD

Panel C O

Panel C Z

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu doanh nghiệp Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN LÊ HỒNG DIỄM

MỐI QUAN HỆ GIỮA XÁC SUẤT VỠ NỢ VÀ

CHÊNH LỆCH LÃI SUẤT TRÁI PHIẾU DOANH

NGHIỆP VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN LÊ HỒNG DIỄM MỐI QUAN HỆ GIỮA XÁC SUẤT VỠ NỢ VÀ CHÊNH LỆCH

LÃI SUẤT TRÁI PHIẾU DOANH NGHIỆP VIỆT NAM

TS. NGUYỄN THỊ UYÊN UYÊN

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC BẢNG

TÓM TẮT

CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI NGHIÊN

CỨU

CHƢƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU

THỰC NGHIỆM TRÊN THẾ GIỚI VỀ MỐI QUAN

HỆ GIỮA XÁC SUẤT VỠ NỢ VÀ CHÊNH LỆCH

LÃI SUẤT TRÁI PHIẾU DOANH NGHIỆP.

CHƢƠNG 3: DỮ LIỆU VÀ PHƢƠNG PHÁP

NGHIÊN CỨU

Để đo lường mối quan hệ giữa xác suất vỡ nợ và chênh lệch lãi suất trái phiếu,

CHƢƠNG 4: PHÂN TÍCH DỮ LIỆU VÀ KẾT

QUẢ NGHIÊN CỨU

CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

SỐ LIỆU THỐNG KÊ TỪ NĂM 2007-2012

SỰ TƢƠNG QUAN VÀ MỨC Ý NGHĨA

SỐ LIỆU THỐNG KÊ CÁC NGÀNH CÔNG NGHIỆP

Công nghiệp nặng

Công nghiệp nhẹ

Dịch vụ

Thƣơng mại

Xây dựng bất động sản

KẾT QUẢ HỒI QUY

Bảng 5

Panel A – dd

Panel A-O

Panel A-Z

Panel B – dd

Panel B – O

Panel B – Z

Panel C- dd

Panel C-O

Panel C-Z

BẢNG 6

Panel A-DD

Panel A- O

Panel A-Z

Panel B-DD

Panel B-O

Panel B-Z

Có thể bạn quan tâm

Bài tập lớn: Phương pháp nghiên cứu khoa học trong kinh tế

Các yếu tố tác động đến khả năng sinh lời tại các công ty thuộc nhóm ngành xây dựng niêm yết trên sàn chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh

Bài giảng Tài chính quốc tế - Th.S Đoàn Thị Thu Trang

Bài giảng Tài chính quốc tế - PGS.TS. Đặng Ngọc Đức

Bài giảng Quản trị rủi ro tài chính - Học viện Ngân hàng

Bài giảng Kế toán ngân hàng thương mại - Trường Đại học Thương mại

Bài giảng Tài chính doanh nghiệp - ThS. Võ Thiên Trang

Bài giảng môn học Thanh toán quốc tế - GV. Nguyễn Thị Thanh Trúc

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu các nhân tố tác động đến hạn mức chi trả bảo hiểm tiền gửi ở Việt Nam

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu các nhân tố tác động đến hạn mức chi trả bảo hiểm tiền gửi ở Việt Nam

Luận án Tiến sĩ Kinh tế: Ảnh hưởng của chính sách thuế đến phát triển bền vững doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam

Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định chấp nhận sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử tại Ngân hàng Thương mại Cổ phần Đầu tư và Phát triển Việt Nam - Chi nhánh Buôn Hồ (Đắk Lắk)

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Ảnh hưởng của chính sách thuế đến phát triển bền vững doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam

Tác động của khả năng sinh lợi và cơ hội tăng trưởng đến cấu trúc vốn của 100 doanh nghiệp niêm yết hàng đầu Việt Nam

Tác động của cấu trúc sở hữu vốn đến thận trọng kế toán: Bằng chứng thực nghiệm tại các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

Ảnh hưởng của các yếu tố môi trường tinh thần đến hiệu quả công việc của nhân viên ngân hàng thương mại cổ phần tại Thành phố Hồ Chí Minh

Tác động của biến động dòng tiền đến đòn bẩy tài chính: Nghiên cứu thực nghiệm Việt Nam

Nhận biết rủi ro và ý định sử dụng dịch vụ tài chính kỹ thuật số của giới trẻ Việt Nam

Mối quan hệ giữa phát triển công nghệ thông tin và truyền thông với hiệu quả kinh doanh ngân hàng: Nghiên cứu tại thị trường mới nổi Việt Nam

Tài liệu học tập môn Thị trường chứng khoán

Tài liêu mới

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu xây dựng thuật toán thích nghi và học tăng cường cấu trúc Actor - Critic điều khiển bám quỹ đạo cho robot di động đa hướng mecanum