Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn mục tiêu của các doanh nghiệp tại Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH



NGUYỄN THỊ HUYỀN TRANG

TỐC ĐỘ ĐIỀU CHỈNH CẤU TRÚC VỐN MỤC TIÊU CỦA

CÁC DOANH NGHIỆP TẠI VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. HỒ CHÍ MINH - NĂM 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH



NGUYỄN THỊ HUYỀN TRANG

TỐC ĐỘ ĐIỀU CHỈNH CẤU TRÚC VỐN MỤC TIÊU CỦA CÁC

DOANH NGHIỆP TẠI VIỆT NAM

CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG

MÃ SỐ: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC

TS. TRẦN THỊ HẢI LÝ

TP. HỒ CHÍ MINH - NĂM 2013

LỜI CẢM ƠN

Trước tiên, tôi xin chân thành gửi lời cảm ơn đến TS. TRẦN THỊ HẢI LÝ đã tận tình hướng dẫn và đóng góp những ý kiến quý báu giúp tôi hoàn thành luận văn này.

Tác giả cũng xin cảm ơn và gửi lời tri ân đến Khoa Tài chính doanh nghiệp và tất cả quý thầy cô Trường Đại Học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh đã tận tâm giảng dạy trong suốt chương trình học tập và nghiên cứu.

Trân trọng cảm ơn.

Tác giả luận văn

NGUYỄN THỊ HUYỀN TRANG

LỜI CAM ĐOAN

Đề tài “ Tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn mục tiêu của các doanh nghiệp tại Việt

Nam” là đề tài do chính tác giả thực hiện.

Tác giả dựa trên việc vận dụng các kiến thức đã được học, các tài liệu tham khảo thông qua việc tìm hiểu, trao đổi với Giáo viên hướng dẫn khoa học để hoàn thành luận văn này, số liệu thống kê là trung thực, nội dung và kết quả nghiên cứu của luận văn chưa từng được công bố trong bất cứ công trình nào cho tới thời điểm hiện nay.

Tác giả xin cam đoan những lời nêu trên là hoàn toàn đúng sự thật.

Tác giả

NGUYỄN THỊ HUYỀN TRANG

MỤC LỤC

Trang

TÓM TẮT ..................................................................................................................... 01

CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU ........................................................................................... 02

1.1 Lý do chọn đề tài .................................................................................................... 02

1.2 Mục tiêu nghiên cứu ............................................................................................... 03

1.3 Câu hỏi nghiên cứu ................................................................................................ 03

1.4 Bố cục luận văn ...................................................................................................... 03

CHƢƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY ......... 04

CHƢƠNG 3: DỮ LIỆU VÀ PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ................................. 11

3.1 Mô hình điều chỉnh cấu trúc vốn ........................................................................... 11

3.2 Phƣơng pháp ƣớc lƣợng mô hình .......................................................................... 17

3.3 Mô tả dữ liệu nghiên cứu ....................................................................................... 18

CHƢƠNG 4: NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ............................... 21

4.1 Kiểm tra hiện tƣợng tự tƣơng quan ....................................................................... 21

4.2 Kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến ....................................................................... 21

4.3 Thảo luận kết quả nghiên cứu ................................................................................ 22

CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ CÁC HÀM Ý ............................................................. 30

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH MỤC BẢNG

Bảng 1. Khái quát thống kê mô tả tỷ lệ nợ và các nhân tố liên quan

Bảng 2. Hệ số tương quan giữa các biến

Bảng 3. Tác động của các nhân tố đến cấu trúc vốn mục tiêu (phương trình 3)

Bảng 4. Tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu (phương trình (2) và (4))

Bảng 5. Tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu khi doanh nghiệp thặng dư và thâm hụt vốn (phương trình (6) và (7))

Bảng 6. Tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn mục tiêu khi doanh nghiệp thặng dư hoặc thâm hụt vốn và lệch khỏi mục tiêu (phương trình (8))

DANH MỤC HÌNH

Hình 1. Đồ thị phân phối tỷ lệ nợ của các doanh nghiệp niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh

DANH MỤC PHỤ LỤC

Phụ lục 1. Danh sách 202 công ty thuộc mẫu phân tích

Phụ lục 2. Thống kê mô tả tỷ lệ nợ và các nhân tố liên quan

Phụ lục 3. Hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình

Phụ lục 4. Kiểm định Hausman (Phương trình 3)

Phụ lục 5. Hệ số các biến trong mô hình (Phương trình 3)

Phụ lục 6. Kiểm định Hausman (Phương trình 2)

Phụ lục 7. Tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu (Phương trình 2)

Phụ lục 8. Kiểm định Hausman (Phương trình 4)

Phụ lục 9. Tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu (Phương trình 4)

Phụ lục 10. Kiểm định Hausman (Phương trình 6)

Phụ lục 11. Tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu khi doanh nghiệp thặng dư và thâm hụt vốn (Phương trình 6)

Phụ lục 12. Kiểm định Hausman (Phương trình 7)

Phụ lục 13. Tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu khi doanh nghiệp thặng dư và thâm hụt vốn (Phương trình 7)

Phụ lục 14. Kiểm định bỏ bớt biến (Phương trình 7)

Phụ lục 15. Kiểm định bỏ bớt biến (Phương trình 7)

Phụ lục 16. Kiểm định bỏ bớt biến (Phương trình 7)

Phụ lục 17. Kiểm định bỏ bớt biến (Phương trình 7)

Phụ lục 18. Kiểm định Hausman (Phương trình 8)

Phụ lục 19. Tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn mục tiêu khi doanh nghiệp thặng dư hoặc thâm hụt vốn và lệch khỏi mục tiêu (Phương trình 8)

1 TÓM TẮT

Nghiên cứu này phân tích tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn mục tiêu của 202 doanh

nghiệp trên thị trường chứng khoán Việt Nam từ năm 2008 - 2012. Kết quả nghiên cứu

cho thấy tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu trung bình của các doanh nghiệp này là

99,04%. Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy việc thâm hụt và thặng dư nguồn vốn khi

doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao hay thấp hơn so với mục tiêu có tác động đến tốc độ điều

chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu của các doanh nghiệp này. Cụ thể, doanh nghiệp thâm hụt vốn

có tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu (0,9958) nhanh hơn so với doanh nghiệp

thặng dư vốn (0,9625). Và trong trường hợp doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao hơn so với

mục tiêu thì doanh nghiệp thâm hụt vốn (1,1306) có tốc độ điều chỉnh nhanh hơn so

với doanh nghiệp thặng dư vốn (1,1221), trường hợp doanh nghiệp có tỷ lệ nợ thấp hơn

mục tiêu thì tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu của doanh nghiệp thặng dư vốn

(0,8353) chậm hơn so với doanh nghiệp thâm hụt vốn (0,8432). Tóm lại, nghiên cứu

cho thấy các doanh nghiệp điều chỉnh cấu trúc vốn mục tiêu nhanh khi thiếu hụt nguồn

vốn và khi có tỷ lệ nợ cao hơn tỷ lệ nợ mục tiêu.

Từ khóa: Cấu trúc vốn mục tiêu, thặng dư và thâm hụt nguồn vốn, tỷ lệ nợ cao hay

thấp.

2 CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU

1.1 Lý do chọn đề tài

Cấu trúc vốn là một trong những vấn đề cốt lõi trong lĩnh vực quản trị tài chính và

đã thu hút rất nhiều sự quan tâm của các nhà nghiên cứu nhất là từ sau công trình

nghiên cứu của Modigliani và Miller (1958). Hầu hết các nghiên cứu tập trung vào

ba nhóm lý thuyết, lý thuyết đánh đổi của cấu trúc vốn, lý thuyết trật tự phân hạng

trong tài trợ và lý thuyết định thời điểm thị trường của cấu trúc vốn.

Lý thuyết đánh đổi của cấu trúc vốn đưa ra khái niệm cấu trúc vốn mục tiêu mà tại

đó doanh nghiệp cân bằng được chi phí và lợi ích của việc tài trợ bằng nợ vay

(Kraus và Litzenberger, 1973). Theo đó các doanh nghiệp sẽ điều chỉnh tỷ lệ nợ

của mình về tỷ lệ nợ mục tiêu nhằm mục đích cân bằng lợi ích và chi phí để hướng

đến mục tiêu đối đa hóa giá trị của doanh nghiệp.

Có hai lý do chính để thực hiện nghiên cứu này:

a. Nghiên cứu của Flanery và Rangan (2006) cho thấy các doanh nghiệp có tốc

độ điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu hơn 30%/năm, trong khi đó các nghiên cứu

khác thì tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu là 7-17%/năm (Fama và French,

2002; Kayhan và Titman, 2007; Huang và Ritter, 2009) và Lemmon, Roberts,

và Zender (2008) là 25%/năm.. Tuy nhiên, hạn chế của những nghiên cứu

trên là giả định các doanh nghiệp đều có chung một tốc độ điều chỉnh tỷ lệ

nợ về mục tiêu duy nhất. Byoun (2008) cho thấy khi tỷ lệ nợ thực tế cao hay

thấp hơn tỷ lệ nợ mục tiêu và sự không cân bằng của dòng tiền của doanh

nghiệp, nghĩa là sự thặng dư và thâm hụt vốn của doanh nghiệp cũng tác

động đến tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ về mức mục tiêu;

3

b. Vấn đề nghiên cứu về cấu trúc vốn cũng đã được thực hiện khá nhiều ở

Việt Nam trong các năm gần đây. Tuy nhiên, đa phần các nghiên cứu này

đều tiếp cận theo phương pháp phân tích mô hình cấu trúc vốn tĩnh hoặc

đơn thuần xem xét các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn, chưa có nhiều

nghiên cứu về vấn đề điều chỉnh cấu trúc vốn mục tiêu tại Việt Nam.

Vì thế, nghiên cứu này sẽ phân tích tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn mục tiêu của doanh

nghiệp tại Việt Nam. Do đó mục tiêu của đề tài này là:

1.2 Mục tiêu nghiên cứu

 Xem xét tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn mục tiêu của doanh nghiệp tại Việt

Nam.

 Phân tích sự điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu của các doanh nghiệp tại Việt

Nam.

Để giải quyết các mục tiêu này, các câu hỏi sau đây được đặt ra là:

1.3 Câu hỏi nghiên cứu

 Tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn mục tiêu của doanh nghiệp như thế nào?

 Khi nào doanh nghiệp điều chỉnh cấu trúc vốn mục tiêu?

1.4 Bố cục luận văn

Luận văn gồm 5 chương. Chương 1 giới thiệu chung về đề tài. Chương 2 trình bày tổng

quan các nghiên cứu trước đây. Chương 3 trình bày dữ liệu và phương pháp nghiên

cứu. Chương 4 trình bày nội dung và kết quả nghiên cứu thu được từ quá trình phân

tích số liệu. Chương 5 ghi nhận những kết luận quan trọng từ đề tài nghiên cứu; đồng

thời nêu lên những hạn chế và gợi ý đề tài nghiên cứu mở rộng và chuyên sâu hơn.

4 CHƢƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY

Vấn đề cấu trúc vốn từ lâu rất được sự quan tâm của các nhà nghiên cứu kinh tế học, đã

có rất nhiều nghiên cứu học thuật nhằm cung cấp, bổ sung và phát triển lý thuyết. Mục

tiêu chính của lý thuyết là kiểm tra xem cấu trúc vốn có ảnh hưởng đến giá trị doanh

nghiệp hay không. Modigliani và Miller (MM), 1958 đã cho rằng trong thế giới hoàn

hảo có đầy đủ thông tin cho nhà đầu tư, không thuế và không chi phí giao dịch, giá trị

doanh nghiệp và đặc biệt là giá cổ phần được quyết định mà không cần xem xét đến

giá trị cấu trúc vốn. Vì vậy, đòn bẩy sẽ độc lập với giá trị doanh nghiệp.

Lý thuyết MM – lý thuyết chính chi phối các tài liệu về cấu trúc vốn, đã được phát

triển bằng cách nới lỏng một hoặc nhiều giả định, tạo nên hai lý thuyết cấu trúc vốn cơ

bản là lý thuyết đánh đổi và lý thuyết trật tự phân hạng. Cả hai lý thuyết này đều thu

hút rất nhiều nhà nghiên cứu kinh tế học về tính hiệu quả của chúng, mặc dù các kết

quả này vẫn còn nhiều tranh luận đáng kể.

Lý thuyết đánh đổi được đưa ra bởi Bradley, M., G. Jarrell, and E. H. Kim, 1984 (Sự

tồn tại của cấu trúc vốn mục tiêu: Lý thuyết và bằng chứng, được đăng trên Journal of

Finance 39, 857-878). Theo quan điểm của thuyết đánh đổi, những nhà quản trị tin

rằng họ sẽ tìm được một cấu trúc vốn tối ưu nhằm tối đa hóa giá trị doanh nghiệp. Một

tỷ lệ đòn bẩy tối ưu là sự cân bằng giữa lợi ích và chi phí của nợ. Trong đó lợi ích của

nợ là lợi ích từ tấm chắn thuế và lãi vay. Chi phí tiềm tàng của nợ bao gồm cả chi phí

phá sản và chi phí đại diện giữa chủ sở hữu và chủ nợ. Lý thuyết đánh đổi cũng giúp

giải thích được tỷ lệ nợ khác nhau giữa các ngành. Những doanh nghiệp có tài sản hữu

hình an toàn và khả năng sinh lợi cao thì nên có tỷ lệ nợ mục tiêu cao. Ngược lại, các

công ty mà khả năng sinh lợi thấp và tài sản vô hình là chủ yếu thì nên lựa chọn một

cấu trúc vốn với tỷ lệ nợ thấp. Các quan sát thực nghiệm của các nhà nghiên cứu Rajan

5

và Zingales (1995), Frank và Goyal (2007) đã tìm thấy các bằng chứng ủng hộ cho

quản điểm trên.

Theo Fama, E., and K. French, 2002 (Kiểm định các dự đoán của lý thuyết đánh đổi và

trật tự phân hạng về cổ tức và nợ, Review of Financial Studies 15, 1-33) cho rằng: các

doanh nghiệp thường nhắm tới cấu trúc vốn mục tiêu của mình, nhưng do có sự hiện

hữu của các chi phí khi điều chỉnh cấu trúc vốn, các doanh nghiệp không phản ứng

ngay lập tức với các thay đổi khiến họ xa rời cấu trúc vốn mục tiêu. Vì thế chúng ta có

thể thấy các khác biệt ngẫu nhiên trong các doanh nghiệp có cùng tỷ lệ nợ mục tiêu.

Tuy nhiên, lý thuyết đánh đổi chưa giải thích được một số hiện tượng thực tế. Một

nghiên cứu của Welch (2004) cho thấy mức đòn bẩy ở các doanh nghiệp trong ngành

gần như là không đổi mặc dù thuế suất đã thay đổi đáng kể qua thời gian. Những

nghiên cứu thực nghiệm của Titman và Wessels (1988), Rajan và Zingales (1995),

Fama và French (2002), Frank và Goyal (2007) lại cho rằng có mối tương quan âm

giữa đòn bẩy và khả năng sinh lợi. Những phát hiện này không bác bỏ lý thuyết đánh

đổi, mà cần phải có một lý thuyết mới phù hợp hơn để giải thích.

Lý thuyết trật tự phân hạng được đưa ra bởi Myer, S., và N. Majluf, năm 1984 (Quyết

định đầu tư và tài trợ khi doanh nghiệp có những thông tin mà nhà đầu tư không có,

Journal of Financial Economics 13, 187-221). Lý thuyết chủ yếu dựa trên mối quan

tâm về việc bất cân xứng thông tin ảnh hưởng lên quyết định đầu tư và tài trợ của

doanh nghiệp. Bởi vì các nhà quản lý có nhiều thông tin hơn những nhà đầu tư bên

ngoài, đứng ở vị thế của những nhà đầu tư đang hiện hữu thì những nhà đầu tư mới yêu

cầu một mức chiết khấu cao khi doanh nghiệp phát hành chứng khoán và điều này dẫn

đến việc chi phí cho các nguồn tài trợ bên ngoài thì khá đắt đỏ. Chính vì vậy, khi doanh

nghiệp có nhu cầu về vốn, họ thường sử dụng nguồn tài trợ nội bộ (lợi nhuận giữ lại)

đầu tiên, sau đó là chứng khoán nợ và phát hành cổ phần thường mới là lựa chọn cuối

cùng.

6

Những nền tảng đầu tiên cho lý thuyết trật tự phân hạng là từ những nghiên cứu của

Donaldson (1961). Các nghiên cứu này đưa ra những bằng chứng cho thấy nhà điều

hành ưu tiên sử dụng nguồn tài trợ nội bộ và chỉ cân nhắc đến nguồn tài trợ bên ngoài

(nợ và phát hành cổ phần mới) trong những trường hợp mà nhu cầu vốn gia tăng bất

thường không thể tránh khỏi. Myers và Majluf (1984) đã nghiên cứu sâu hơn để chỉ ra

rằng những khuynh hướng thiên lệch của tài chính hành vi bắt nguồn từ sự bất cân

xứng thông tin. Một số nghiên cứu thực nghiệm khác về tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn

mục tiêu của doanh nghiệp:

Nghiên cứu của Wolfgang Drobetz and Gabrielle Wanzenried 2004 (Các nhân tố quyết

định tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn của doanh nghiệp, Journal of Financial Economics,

Vol 16(13), 941-958). Tác giả sử dụng mô hình điều chỉnh động và phương pháp dữ

liệu bảng cho mẫu gồm 90 doanh nghiệp Thụy Sĩ trong thời kỳ 1991 – 2001, tác giả đã

có những phát hiện đáng chú ý: (i) những yếu tố tác động đến cấu trúc vốn tối ưu và

(ii) những yếu tố tác động đến tốc độ điều chỉnh. Cụ thể, tác giả phân tích ảnh hưởng

của những nhân tố đặc thù của doanh nghiệp và ảnh hưởng của những yếu tố vĩ mô lên

tốc độ điều chỉnh về mức đòn bẩy mục tiêu. Tác giả thấy rằng những công ty tăng

trưởng nhanh và những công ty lệch xa khỏi cấu trúc vốn mục tiêu có tốc độ điều chỉnh

nhanh hơn.

Nghiên cứu của Soku Byoun, 2008 (Khi nào và bằng cách nào doanh nghiệp điều

chỉnh cấu trúc vốn đến mức mục tiêu?, The Journal of Finance, Vol LXIII, No.6) trong

giai đoạn từ 1971 - 2003 thấy rằng hầu hết điều chỉnh xảy ra khi các doanh nghiệp có

nợ trên mục tiêu với thặng dư vốn hoặc khi có nợ dưới mục tiêu với thâm hụt vốn.

Những kết quả này cho thấy rằng các công ty di chuyển tới cấu trúc vốn mục tiêu khi

phải đối mặt với thâm hụt hoặc thặng dư vốn nhưng không giống như trong lý thuyết

trật tự phân hạng trong tài trợ.

7

Nghiên cứu của Rongbing Huang và Jay R. Ritter, 2009, tác giả sử dụng chuỗi thời

gian cho mẫu từ năm 1963 – 2001 thấy rằng các công ty có tốc độ điều chỉnh đòn bẩy

tài chính ở mức vừa phải (17%), tức là quá trình điều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu của

các doanh nghiệp mất khoản 3.7 năm. Mặt khác, nghiên cứu của Mark J. Flannery,

Kasturi P. Rangan, 2006 với mẫu gồm 12.919 công ty trong khoảng thời gian 1965 –

2001 lại cho thấy rằng tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu là 34,2% và quá trình

điều chỉnh là 1.7 năm.

Nghiên cứu của Faulkender, M., Flannery, M., Hankins, K. and J. Smith, 2012 (Dòng

tiền và sự điều chỉnh đòn bẩy, Journal of Financial Economics 103(3), 632-646) kiểm

tra giả thuyết rằng các doanh nghiệp sẽ có tốc độ điều chỉnh cao hơn khi độ lệch tuyệt

đối giữa đòn bẩy thực tế và mục tiêu là thấp hơn so với kết quả dòng tiền tuyệt đối của

họ. Ý tưởng là những doanh nghiệp này sẽ tham gia vào các giao dịch tài chính theo

cách nào đó, do vậy họ có cơ hội để lựa chọn một sự kết hợp các chứng khoán mà qua

đó họ sẽ di chuyển đến gần hơn với mục tiêu của mình.

Vậy, dựa vào lý thuyết trật tự phân hạng, chi phí lựa chọn đối nghịch (advers selection

cost) là yếu tố chi phối trong việc ra quyết định cấu trúc vốn (Myers và Majluf, 1984).

Tuy nhiên, Frank và Goyal (2003), Fama và French (2002), Barclay và Smith (2005)

cho rằng chi phí lựa chọn đối nghịch chỉ là một trong nhiều yếu tố được các công ty

tính đến khi thực hiện quyết định tài chính – ngay cả khi hoạt động theo lý thuyết đánh

đổi của cấu trúc vốn. Vì sự xuất hiện của chi phí lựa chọn đối nghịch nên đa phần các

công ty thích tài trợ nội bộ hơn. Theo đó, trong sự hiện diện của chi phí lựa chọn đối

nghịch, các công ty có thể có mức nợ mục tiêu nhưng vẫn thích tài trợ nội bộ hơn chi

phí tốn kém bên ngoài (tài trợ bên ngoài) (Leary và Roberts, 2005 và Strebulaev, 2007).

Các bằng chứng khác cũng cho thấy các công ty có tỷ lệ nợ mục tiêu nhưng vẫn thích

nguồn tài trợ nội bộ hơn nguồn tài trợ bên ngoài (Hovakimian, Opler và Titman, 2001

và Hovakimian, và Tehranian, 2004). Nếu có chi phí giao dịch hay chi phí lựa chọn

đối nghịch , công ty vẫn thích tài trợ bằng nguồn nội bộ hơn, điều chỉnh cấu trúc vốn

8

có thể sẽ diễn ra khi các doanh nghiệp phải đối mặt với tình trạng thâm hụt hoặc thặng

dư vốn. Bằng chứng phù hợp với lập luận này là các công ty không ngay lập tức điều

chỉnh cấu trúc vốn của mình để bù đắp cũng như tác động làm thay đổi giá trị thị

trường của vốn cổ phần (Baker và Wurgler, 2002) và Welch (2004)). Các công ty

thường phải đối mặt với thâm hụt hoặc thặng dư vốn, điều này giúp công ty thuận tiện

trong việc điều chỉnh cấu trúc vốn với chi phí giao dịch thấp. Nếu chi phí lựa chọn đối

nghịch hoặc chi phí giao dịch cao hơn vốn chủ sở hữu khi có vay nợ, các công ty thặng

dư vốn có nhiều khả năng giảm nợ hơn để duy trì khả năng vay nợ cho các nhu cầu tài

chính trong tương lai, và tránh chi phí cao khi phát hành cổ phần mới. Vì vậy, điều

chỉnh hướng tới cấu trúc vốn mục tiêu có thể không cân xứng nghĩa là các doanh

nghiệp sẽ cân nhắc bởi sự tác động tích cực và tiêu cực của tỷ lệ đòn bẩy từ mục tiêu.

Đặc biệt, ưu tiên khả năng vay nợ cho các nhu cầu tài chính tương lai sẽ dẫn đến một

sự điều chỉnh chậm hơn khi tỷ lệ đòn bẩy thấp hơn mục tiêu hơn là so với khi nó trên

mục tiêu. Tốc độ điều chỉnh được mong đợi là khác biệt giữa các điều kiện khi có sự

hiện diện của thâm hụt hoặc thặng dư vốn, tức là các doanh nghiệp thực hiện điều

chỉnh cơ cấu vốn nhanh hơn nhiều khi phải đối mặt với thâm hụt vốn và tỷ lệ nợ dưới

mục tiêu hoặc thặng dư vốn với tỷ lệ nợ trên mục tiêu hơn khi phải đối mặt với thặng

dư vốn và tỷ lệ nợ dưới mục tiêu hoặc thâm hụt vốn với nợ trên mục tiêu. Những động

thái điều chỉnh cấu trúc vốn không thể sử dụng bởi một tốc độ điều chỉnh cố định như

đã được thể hiện trong các mô hình điều chỉnh điển hình trong nghiên cứu trước đây.

Các doanh nghiệp đối diện với chi phí điều chỉnh thấp hơn trong việc giảm nợ từ tỷ lệ

nợ trên mục tiêu hơn là phát hành nợ với tỷ lệ nợ thấp hơn mục tiêu, hoặc, chi phí của

việc giữ tỷ lệ nợ trên mục tiêu có thể cao hơn nhiều so với việc giữ tỷ lệ nợ dưới mục

tiêu.

Xem xét xu hướng của một doanh nghiệp thâm hụt hoặc thặng dư vốn để điều chỉnh

cấu trúc vốn về mức độ nợ trên hoặc dưới mục tiêu. Nếu doanh nghiệp thâm hụt hoặc

thặng dư vốn, việc điều chỉnh nên phụ thuộc vào nhu cầu nguồn vốn bên ngoài hoặc có

9

thặng dư vốn cũng như chênh lệch giữa mức nợ hiện tại và mức nợ mục tiêu của nó.

Theo đó, sẽ kiểm tra thâm hụt hoặc thặng dư vốn được kết hợp với những thay đổi

trong nợ với điều kiện mức nợ trên và dưới mục tiêu. Kết quả cho thấy, các doanh

nghiệp có tỷ lệ nợ trên mục tiêu sử dụng nguồn thặng dư vốn của họ để trả nợ trong khi

các doanh nghiệp thặng dư vốn có tỷ lệ nợ dưới mục tiêu thì rút về cả vốn vay và vốn

cổ phần. Các doanh nghiệp thâm hụt vốn lớn thường tăng nợ để điều chỉnh hướng tới

mục tiêu, trong khi đó những doanh nghiệp thặng dư vốn thì có xu hướng giảm nợ để

điều chỉnh cấu trúc vốn tới mục tiêu.

Những doanh nghiệp có chi phí điều chỉnh cao hoặc hạn chế về vốn có nhiều khả năng

hấp thụ những cú sốc dòng tiền trong nội bộ mà không cần đến nguồn vốn bên ngoài

hơn là các doanh nghiệp có chi phí điều chỉnh thấp hoặc ít bị hạn chế về vốn.

Những phát hiện của nghiên cứu Byoun (2008) cung cấp bằng chứng hiển nhiên rằng

chi phí giao dịch và chi phí lựa chọn đối nghịch liên quan đến thông tin bất cân xứng

quyết định điều chỉnh cấu trúc vốn của doanh nghiệp. Vì vậy, thông tin liên quan đến

thâm hụt hoặc thặng dư vốn giúp giải thích sự thay đổi trong nợ nhưng không theo

cách đưa ra giả thuyết của lý thuyết trật tự phân hạng trong tài trợ. Điều này là quan

trọng và cần phải lưu ý bởi vì mối quan hệ giữa sự thay đổi trong đòn bẩy và thâm hụt

hoặc thặng dư vốn thường là cơ sở để nghiên cứu lý thuyết trật tự phân hạng (ví dụ như,

Shyam-Sunder và Myers (1999), Fama và French (2002), Frank và Goyal (2003), và

Lemmon và Zender (2008).

Tóm lại, theo quan điểm của lý thuyết đánh đổi được đưa ra bởi Bradley, M., G. Jarrell,

and E. H. Kim (1984) cho rằng tỷ lệ đòn bẩy tối ưu là sự cân bằng giữa lợi ích và chi

phí của nợ vay, những nhà quản trị tin rằng họ sẽ tìm được một cấu trúc vốn tối ưu nằm

tối đa hóa giá trị doanh nghiệp. Tuy nhiên, lý thuyết đánh đổi chưa giải thích được một

số hiện tượng thực tế. Nghiên cứu của Welch (2004) cho thấy mức đòn bẩy ở các

doanh nghiệp trong ngành gần như là không đổi mặc dù thuế suất đã thay đổi đáng kể

10

qua thời gian. Và nghiên cứu của Flanery và Rangan (2006) cho thấy các doanh nghiệp

có tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu hơn 30%/năm, trong khi đó các nghiên cứu khác

thì tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu là 7-17%/năm (Fama và French, 2002; Kayhan

và Titman, 2007; Huang và Ritter, 2009) và Lemmon, Roberts, và Zender (2008) là

25%/năm. Hạn chế của những nghiên cứu trên là giả định các doanh nghiệp đều có

chung một tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu duy nhất. Đó là lý do cần thiết để

thực hiện nghiên cứu tại Việt Nam khi doanh nghiệp có tỷ lệ nợ thực tế cao hay thấp

hơn tỷ lệ nợ mục tiêu và sự không cân bằng của dòng tiền của doanh nghiệp, nghĩa là

sự thặng dư và thâm hụt vốn của doanh nghiệp cũng tác động đến tốc độ điều chỉnh tỷ

lệ nợ về mức mục tiêu.

11 CHƢƠNG 3: DỮ LIỆU VÀ PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Chương 3 trình bày dữ liệu nghiên cứu, thống kê mô tả các biến sử dụng trong mô hình,

phương pháp ước lượng mô hình và mô hình điều chỉnh cấu trúc vốn.

3.1 Mô hình điều chỉnh cấu trúc vốn

Mô hình điều chỉnh cấu trúc vốn riêng phần

Mô hình điều chỉnh cấu trúc vốn riêng phần về mục tiêu có dạng như sau (S. Byoun

2008):

(1)

]

Dit – Dit-1 = [

Ait – Dit-1

là tỷ lệ

Trong đó: Dit là tổng nợ tại thời điểm t, Ait là tổng tài sản tại thời điểm t, [ ]

nợ mục tiêu tại thời điểm t.

Chia hai vế phương trình (1) cho Ait ta có:

(2)

= α + βDevit + εit

] là giá trị ước - Trong đó: Devit = [ , β là tốc độ điều chỉnh, εit là sai số; [ ]

lượng được xác định từ hàm số các yếu tố đặc trưng của doanh nghiệp tác động đến

cấu trúc vốn:

(3)

[

]

= λXit + εit

Trong đó: Xit là tập hợp các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp.

Tỷ lệ nợ - LEV. Tỷ lệ nợ đo lường bằng tổng nợ vay ngắn hạn và nợ vay dài hạn trên

tổng vốn (tổng nợ vay cộng vốn chủ sở hữu). Đây là cách đo lường tốt nhất, phản ánh

hoạt động tài trợ của doanh nghiệp (Thies và Klock, 1992; Flannery và Rangan, 2006;

Frank và Goyal, 2003).

Các biến giải thích bao gồm:

12

Tỷ lệ nợ trung bình ngành – MED. Theo Fama và French (2002), Frank và Goyal

(2003), S. Byoun (2008) đòn bẩy trung bình ngành là nhân tố quan trọng của tỷ lệ đòn

bẩy công ty, được xem như là đại diện cho một số yếu tố, bao gồm tài sản cố định vô

hình, quy định, sự biến động chứng khoán, chỉ số niềm tin của người quản lý, ... MED

được đo lường bằng tỷ lệ nợ trung bình của mỗi ngành.

Thuế - TAX. Các công ty có mức thuế nộp cao sẽ sử dụng nhiều nợ vay để tận dụng

tấm chắn thuế, do vậy thuế có quan hệ tỷ lệ thuận với đòn bẩy tài chính (Frank và

Goyal, 2003; Byoun S., 2008; Rongbing Huang and Jay R. Ritter, 2009). TAX được đo

lường:

Khả năng sinh lời – PRFT. Nghiên cứu của Titman và Wessels (1988), Flannery, Mark

J. and Kasturi P. Rangan (2006), S. Byoun (2008) cho thấy mối quan hệ tỷ lệ nghịch

giữa đòn bẩy tài chính và lợi nhuận. Tuy nhiên, mô hình lý thuyết đánh đổi của cấu

trúc vốn lại cho rằng các công ty sinh lời cao nên vay mượn nhiều hơn để tận dụng

được tấm chắn thuế nhiều hơn. PRFT được đo lường bằng:

Giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của tổng tài sản – MB. Biến tỷ lệ giá trị thị

trường trên giá trị sổ sách thường được xem như một đại diện của cơ hội đầu tư, một

MB cao hơn thường được dùng như là dấu hiệu của các cơ hội tăng trưởng tương lai

hấp dẫn hơn (Rajan và Zingales (1995), S. Byoun (2008), Flannery, Mark J. and

Kasturi P. Rangan (2006)). Theo lý thuyết trật tự phân hạng trong tài trợ, đòn bẩy tài

chính có mối quan hệ tỷ lệ nghịch với MB. Tuy nhiên, theo lý thuyết đánh đổi của cấu

trúc vốn thì đòn bẩy tài chính có quan hệ dương (Famma và French, 2002). MB được

đo lường:

13

Trong đó:

Quy mô của công ty – SIZE. Theo lý thuyết đánh đổi, quy mô của công ty có mối quan

hệ tỷ lệ thuận với nợ vay. Ngược lại, theo lý thuyết trật tự phân hạng trong tài trợ, các

công ty lớn ít gặp phải vấn đề chênh lệch thông tin hơn so với các công ty nhỏ, vì thế

các công ty lớn có nhiều khả năng phát hành cổ phiếu hơn và ít sử dụng nợ vay hơn.

Bằng chứng thực nghiệm: Rajan & Zingales (1995), Frank & Goyal (2003), Flannery,

Mark J. and Kasturi P. Rangan (2006), S. Byoun (2008).

SIZE = Ln (Tổng tài sản)

Lợi ích thuế phi nợ vay – NDTS. Lợi ích của thuế phi nợ vay được xem là hình thức

thay thế cho lợi ích từ thuế của việc tài trợ bằng nợ vay. Theo DeAngelo và Masulis

(1980), Samuel G. H. Huang và Frank M. Song (2002), Flannery, Mark J. and Kasturi

P. Rangan (2006), S. Byoun (2008) một trong những lợi ích từ thuế phi nợ vay là khấu

hao, kết quả nghiên cứu cho thấy các công ty có tấm chắn thuế phi lãi vay càng cao thì

càng ít sử dụng nợ. Trong nghiên cứu này NDTS được đo lường:

Tài sản cố định - FA. Theo lý thuyết đánh đổi của cấu trúc vốn, tài sản cố định có quan

hệ tỷ lệ thuận với đòn bẩy tài chính, bởi vì các chủ nợ thường đòi hỏi phải có thế chấp

để đảm bảo cho các khoản vay. Tuy nhiên, Berger và Udell (1994), Samuel G. H.

Huang và Frank M. Song (2002) lại cho rằng doanh nghiệp có mối quan hệ thân thiết

với các nhà tài trợ vốn thì có khả năng vay mượn mà không cần phải cung cấp nhiều

bằng chứng thế chấp. Điều này hoàn toàn có thể xảy ra trong điều kiện thị trường của

Việt Nam và các nước đang phát triển không có đủ minh bạch trên thị trường tài chính.

Đòn bẩy tài chính có mối quan hệ đồng biến (+) hoặc nghịch biến (-) với cơ cấu tài sản.

FA được đo lường như sau:

14

Đặc điểm riêng của doanh nghiệp – UNIQU. Theo Titman và Wessels (1988), Frank

và Goyal (2007), các doanh nghiệp sản xuất các sản phẩm riêng biệt sẽ sử dụng ít nợ

vay. Các doanh nghiệp hoạt động trong các ngành đặc thù có các tài sản đặc trưng nên

chi phí phá sản cao bởi vì nếu doanh nghiệp bị phá sản thì các doanh nghiệp này sẽ gặp

khó khăn trong việc thanh lý tài sản nên các doanh nghiệp này sử dụng ít nợ vay. Đặc

điểm riêng của sản phẩm có thể đo lường bằng tỷ lệ giá vốn hàng bán/tổng doanh thu

thuần hoặc tỷ lệ chi phí nghiên cứu và phát triển (R&D)/tổng doanh thu. Do hạn chế về

số liệu chi phí R&D, trong bài nghiên cứu này đặc điểm của doanh nghiệp được đo

lường như sau:

Tỷ lệ cổ tức – DIV. Theo Fama và French (2002), S. Byoun (2008), cổ tức và nợ vay

có thể được sử dụng thay thế cho nhau nhằm làm giảm thiểu vấn đề mâu thuẫn lợi ích

người chủ - nhà quản lý. Vì vậy, giữa cổ tức và nợ vay có quan hệ tỷ lệ nghịch với

nhau.

Rủi ro – DR. Theo các lý thuyết về tài chính, các công ty có rủi ro cao thì khả năng phá

sản cao nên đòn bẩy tài chính sẽ thấp. Đây là thước đo khả năng trả lãi của doanh

nghiệp, nếu khả năng trả lãi càng cao thì rủi ro sẽ thấp và ngược lại (Han Suck Song,

2005; Rongbing Huang and Jay R. Ritter, 2009). Trong nghiên cứu này rủi ro được đo

lường bằng:

Mô hình tác động của độ lệch tỷ lệ nợ mục tiêu đến tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ mục

tiêu

15

Theo Byoun (2008), chi phí của việc lệch khỏi tỷ lệ nợ mục tiêu phụ thuộc vào việc

doanh nghiệp đó có mức nợ vay cao hay mức nợ vay thấp. Theo đó, các doanh nghiệp

có tỷ lệ nợ cao sẽ có chi phí điều chỉnh tỷ lệ nợ thấp hơn so với các doanh nghiệp có tỷ

lệ nợ thấp do các doanh nghiệp này điều chỉnh trở về tỷ lệ nợ mục tiêu bằng cách giảm

mức nợ của mình và việc này ít tốn chi phí hơn so với việc phát hành nợ.

Do vậy, mô hình tác động của độ lệch tỷ lệ nợ mục tiêu đến tốc độ điều chỉnh cấu trúc

vốn mục tiêu như sau:

(4)

= α1 + β1DevitDa

it + β2DevitDb

it + εit

it là biến giả có giá trị là 1 nếu doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao (tỷ lệ nợ cao

it là biến giả có giá trị là 1 nếu

Trong đó: Da hơn tỷ lệ nợ mục tiêu) và ngược lại có giá trị bằng 0. Db

doanh nghiệp có tỷ lệ nợ thấp (tỷ lệ nợ thấp hơn tỷ lệ nợ mục tiêu) và ngược lại có giá

trị bằng 0.

Mô hình điều chỉnh riêng phần tác động của thặng dƣ và thâm hụt vốn đến tốc độ

điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu

Theo Byoun (2008), việc điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu của doanh nghiệp còn bị tác

động bởi việc thặng dư và thâm hụt vốn, sự mất cân đối của dòng tiền. Các doanh

nghiệp thiếu hụt vốn bị áp lực phải bù đắp nguồn vốn thiếu hụt bằng cách phát hành nợ,

vốn chủ sở hữu hoặc cả hai nên sẽ điều chỉnh về tỷ lệ nợ mục tiêu nhanh hơn. Ngược

lại, các doanh nghiệp thặng dư vốn sẽ không bị áp lực phải điều chỉnh tỷ lệ nợ về mức

mục tiêu.

Theo Shyam-Sunder và Myers (1999), Frank và Goyal (2007) thì mức chênh lệch dòng

tiền được xác định như sau:

(5)

FDit = DIVit + Iit + ∆Wit – OCFit = NDit + NEit

Trong đó: OCFit là dòng tiền ròng từ hoạt động sản xuất kinh doanh, Iit là đầu tư ròng

của doanh nghiệp, ∆Wit đầu tư vốn lưu động và DIVit là khoản tiền chi trả cổ tức của

doanh nghiệp, NDit và NEit là mức tăng hoặc giảm ròng của nợ và vốn chủ sở hữu.

16

Tương tự mô hình từ phương trình (4), chúng ta có mô hình điều chỉnh cấu trúc vốn

riêng phần trong trường hợp doanh nghiệp thặng dư và thâm hụt vốn:

(6)

= α2 + β3DevitDs

it + β4DevitDd

it + εit

it là biến giả có giá trị là 1 nếu doanh nghiệp có thặng dư vốn và ngược lại

it là biến giả có giá trị là 1 nếu doanh nghiệp thâm hụt vốn và

Trong đó: Ds có giá trị bằng 0. Dd

ngược lại có giá trị bằng 0.

Phương trình xem xét tác động tương tác khi doanh nghiệp lệch khỏi tỷ lệ nợ mục tiêu

với thặng dư và thâm hụt vốn của doanh nghiệp như sau:

(7)

= α3 + (β5 Ds

it + β6 Dd

it)DevitDa

it + (β7 Ds

it + β8 Dd

it)DevitDb

it + εit

Trong đó, các hệ số điều chỉnh được dự kiến như sau:

Hệ số β5 đo lường tốc độ điều chỉnh khi công ty thặng dư vốn và có tỷ lệ nợ cao hơn tỷ

lệ nợ mục tiêu và được mong đợi mang tính ý nghĩa cao. Khi doanh nghiệp thâm hụt

vốn có tỷ lệ nợ cao hơn mục tiêu sẽ có động cơ giảm nợ β5 > β6. Nếu doanh nghiệp

thâm hụt vốn và có tỷ lệ nợ thấp hơn mục tiêu thì họ sẽ tăng nợ và β8 được mong đợi

mang tính ý nghĩa cao. Mặt khác, khi những doanh nghiệp thặng dư vốn và có tỷ lệ nợ

thấp hơn mục tiêu thì sự điều chỉnh sẽ ít hơn, β7 < β8.

Mô hình điều chỉnh riêng phần tác động của thặng dƣ và thâm hụt vốn đến tốc độ

điều chỉnh cấu trúc vốn

Theo Shyam-Sunder và Myers (1999), điều chỉnh cấu trúc vốn mục tiêu bằng cách bù

đắp thâm hụt hoặc thặng dư vốn từ nguồn vốn bên ngoài, và tốc độ điều chỉnh sẽ dựa

vào nguồn tài chính bên ngoài hoặc thặng dư vốn hoặc khoảng cách giữa nợ hiện tại so

với nợ mục tiêu. Phương trình xem xét điều chỉnh mục tiêu khi doanh nghiệp kiểm

soát sự khác nhau giữa thâm hụt hoặc thặng dư vốn và lệch khỏi mục tiêu như sau:

17

= α5 + (β9 Ds

it + β10 Dd

it)DevitDa

it + (β11 Ds

it + β12 Dd

it)DevitDb

+ (β13 Ds + (β16 Ds

itDa itDa

it + β14 Ds it + β17 Dd

itDb itDa

it + β15 Dd it + β18 Dd

itDb itDb

it )DIFitDev it )DIFitDef

it + εit

(8)

Trong đó:

it + DIFitDef

FDAit = FDit/Ait FDAit = Devit + (FDAit - Devit) = Devit + DIFitDev

it là biến giả bằng 1 nếu thâm hụt vốn vượt trội (DIFit>0) và ngược lại có giá trị

DIFit = FDAit - Devit , đo lường thâm hụt hoặc thặng dư vốn vượt trội Dev

it là biến giả bằng 1 nếu độ lệch vượt trội khỏi mục tiêu (DIFit<0) và ngược

bằng 0. Def

lại có giá trị bằng 0. β9 tới β12 đo lường tốc độ điều chỉnh khi doanh nghiệp thặng dư

hoặc thâm hụt vốn. β13 và β18 là hệ số thể hiện thặng dư vốn hoặc thâm hụt vốn vượt

trội tương ứng với lệch khỏi mục tiêu. Nếu các doanh nghiệp sử dụng nợ để bù đắp

thâm hụt vốn hoặc nếu giảm nợ khi thặng dư vốn thì các hệ số được mong đợi là dương.

Hệ số β15 và β16 đo lường tốc độ điều chỉnh giảm đi khi doanh nghiệp lệch khỏi mục

tiêu và thặng dư hoặc thâm hụt vốn. Hệ số β14 và β17 giải thích sự điều chỉnh trong

trường hợp thặng dư vốn với tỷ lệ nợ thấp và thâm hụt vốn với tỷ lệ nợ cao.

3.2 Phƣơng pháp ƣớc lƣợng mô hình

Để thực hiện nghiên cứu này tác giả sử dụng phương pháp ước lượng hai bước.

(i) Ước lượng phương trình (3) để tìm cấu trúc vốn mục tiêu của doanh nghiệp;

(ii) Tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ về mức mục tiêu sẽ được ước lượng thông qua

các phương trình (2), (4), (6), (7) và (8)

Có hai phương pháp ước lượng tiếp cận dữ liệu bảng thường được sử dụng là: mô hình

những tác động ngẫu nhiên – REM (Random Effect) và mô hình những ảnh hưởng cố

định – FEM (Fixed Effect). Trong bài nghiên cứu này, tác giả sử dụng kiểm định

Hausman với giả thiết Ho: ước lượng của mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên và ảnh hưởng

18

cố định không khác nhau; nếu giá trị p-value < 0,05 bác bỏ Ho; nếu bác bỏ Ho, REM

không hợp lý, nên sử dụng FEM và ngược lại.

3.3 Mô tả dữ liệu nghiên cứu

Dữ liệu phân tích được thu thập từ thông tin tài chính của 202 doanh nghiệp (thuộc 19

ngành) niêm yết trên Sàn giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh trong 5 năm

(2008 – 2012) với tổng số quan sát là 1010. Các công ty kinh doanh trong lĩnh vực tài

chính, bảo hiểm và ngân hàng không được chọn bởi vì các công ty này có cấu trúc vốn

khác biệt so với những công ty phi tài chính được chọn.

Dữ liệu trong bài nghiên cứu là dữ liệu mảng ba chiều với các chiều: năm, công ty và

nhân tố. Đây là dạng dữ liệu bảng mà để tiến hành hồi quy cần những phương pháp

chuyên biệt.

Shyam-Sunder và Myers (1999) và Myers (1984) lập luận rằng có những lý do hợp lý

cho các nhà quản lý khi xác định tỷ lệ nợ mục tiêu sử dụng giá trị sổ sách của tổng tài

sản. Theo đó, bài nghiên cứu này sử dụng giá trị sổ sách của tổng tài sản để ước lượng.

Mean Median

LEV MED TAX PRFT MB SIZE NDTS FA UNIQU DIV DR 2.25 0.5 0.03 0.16 0.53 0.02 0.76 2044.3 Maximum 0.94 -22.51 Minimum 64.33 Std. Dev. 0.21

0.94 27.41 0.11 0.89 27.31 0.1 0.75 3.01 30.58 -0.51 0.23 21.87 1.09 0.33 0.1

0.77 0.82 3.91 -3.03 0.23

0.13 0.12 0.92 -0.27 0.1

0.5 0.49 0.71 0.08 0.1

0.28 0.24 0.97 0 0.21

0.03 0.02 0.26 0 0.03

0 0.05

Ghi chú: Mean: trung bình số học, Median: trung vị, Std-Dev: độ lệch chuẩn

Bảng 1: Khái quát thống kê mô tả tỷ lệ nợ và các nhân tố liên quan

Bảng 1 thể hiện kết quả thống kê mô tả các biến của các công ty niêm yết trên Sở giao

dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh. Kết quả thống kê: Tỷ lệ nợ trung bình của

các công ty niêm yết (LEV) là 49,6%, trong đó có giá trị cao nhất là 93,6%. Tỷ lệ này

ở các nước G7 có giá trị trung bình là 66% (Mỹ là 66.1%) (Rajan and Zingales, 1995),

ở các nước đang phát triển là 51% (Booth et al., 2001) (Trung Quốc có tỷ lệ là 46%

theo Chen (2003)). Tỷ lệ tài sản cố định bình quân của các doanh nghiệp này là 28%.

19

Trong đó so với các nước đang phát triển khác như Thailand là 43.26%, Malaysia là

37.99%, Singapore là 35.1%, Australia là 33.42% (Rataporn Deesomsak, Krishna

Paudyal, Gioia Pescetto, 2004). Như vậy so với các nước đang phát triển, các doanh

nghiệp tại Việt Nam có tỷ số tài sản cố định trên tổng tài sản tương đối thấp. Khả năng

sinh lời bình quân của các doanh nghiệp này là 11,2%. Tỷ lệ giá vốn hàng bán/doanh

thu thuần bình quân là 77,5%. Tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của tổng tài

sản bình quân là 93,9%. Quy mô doanh nghiệp tại Việt Nam có giá trị trung bình là

27,41. So với các nước đang phát triển khác như Thailand là 14.51, Malaysia là 12.51,

Singapore là 12.02, Australia là 12.34 (Rataporn Deesomsak, Krishna Paudyal, Gioia

Pescetto, 2004) thì quy mô doanh nghiệp tại Việt Nam hơi cao, điều này cho thấy rằng

biến SIZE rất có ảnh hưởng tới tỷ lệ đòn bẩy. Cuối cùng đó là mức thuế suất thực tế

của các doanh nghiệp này là 13% (Bảng 1). Các tham số thống kê khác xin xem thêm

Phụ lục 2.

Hình 1: Đồ thị phân phối tỷ lệ nợ của các doanh nghiệp niêm yết Sở giao dịch

chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh

20

Tỷ lệ nợ của các doanh nghiệp được quan sát từ năm 2008 – 2012 (Hình 1) cho thấy

rằng có rất nhiều doanh nghiệp có tỷ lệ nợ trong khoảng 0,5 – 0,7. Như vậy, có nhiều

doanh nghiệp tài trợ bằng nợ hơn vốn cổ phần.

Tóm lại, chương 3 trình bày chi tiết mô hình điều chỉnh cấu trúc vốn và các biến giải

thích. Dữ liệu phân tích được thu thập từ thông tin tài chính của 202 doanh nghiệp

niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh trong 5 năm (2008 –

2012) với tổng số quan sát là 1010. Thống kê mô tả tỷ lệ nợ và các nhân tố liên quan

thấy rằng tỷ lệ nợ trung bình của các công ty niêm yết là 49,6%, trong đó có giá trị cao

nhất là 93,6%. Và tỷ lệ nợ của các doanh nghiệp được quan sát từ năm 2008 – 2012

cho thấy có rất nhiều doanh nghiệp có tỷ lệ nợ trong khoảng 0,5 – 0,7; có nghĩa là có

nhiều doanh nghiệp tại trợ bằng nợ hơn vốn cổ phần.

21 CHƢƠNG 4: NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1 Kiểm tra hiện tƣợng tự tƣơng quan

Để kiểm tra hiện tượng tự tương quan giữa các biến, tác giả sử dụng hệ số Durbin-

Watson của các mô hình để đánh giá. Kết quả thấy rằng giá trị của các hệ số này đều

nằm trong khoảng lớn hơn 1 và nhỏ hơn 3 nên có thể kết luận không tồn tại hiện tượng

tự tương quan giữa các biến.

4.2 Kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến

Một số vấn đề thường gặp phải trong việc ước lượng mô hình hồi quy bội là đa cộng

tuyến. Nếu tồn tại đa cộng tuyến sẽ làm cho kết quả ước lượng không còn chính xác.

Nếu hệ số nhân tử phóng đại phương sai – VIF > 10  hệ số tương quan giữa các biến

độc lập > 0,9 thì mức độ đa cộng tuyến được xem là cao (Phạm Trí Cao và Vũ Minh

Châu, 2010). Giá trị tuyệt đối của hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình lớn

nhất (Bảng 2) (Chi tiết xem Phụ lục 3) là 0.487 < 0,9, vì vậy mức độ đa cộng tuyến

giữa các biến là rất thấp nên sẽ không ảnh hưởng đến kết quả ước lượng mô hình.

LEV MED TAX PRFT MB SIZE NDTS FA UNIQU DIV DR

LEV

0.47

MED

-0.24

-0.15

TAX

-0.36

-0.26

0.21

PRFT

0.00

-0.12

0.07

0.39

0.30

0.31

-0.12

-0.15

0.06

SIZE

-0.07

-0.18

-0.03

0.11

0.10

-0.02

NDTS

0.01

-0.11

-0.15

-0.08

0.07

0.01

0.49

0.11

-0.08

-0.23

-0.12

-0.05

-0.02

-0.06

UNIQU 0.21

-0.33

-0.19

0.09

0.44

0.21

-0.19

0.11

-0.02

-0.09

DIV

0.04

0.00

0.03

0.01

-0.03

-0.04

-0.03

-0.02

Bảng 2: Hệ số tƣơng quan giữa các biến

22

Dựa vào Bảng 2 ta thấy, giá trị tuyệt đối của các hệ số tương quan giữa các biến độc

lập với các biến phụ thuộc đều lớn hơn 0 và nhỏ hơn 1, chứng tỏ tồn tại mối liên hệ

tương quan giữa biến độc lập với các biến phụ thuộc, trong đó biến MB và DR có mối

tương quan thấp nhất (0,002141).

4.3 Thảo luận kết quả nghiên cứu

Mô hình phân tích các nhân tố tác động đến tỷ lệ nợ mục tiêu

Bảng 3: Tác động của các nhân tố đến cấu trúc vốn mục tiêu (phƣơng trình 3)

Dấu kỳ vọng P-value

C (Hệ số chặn) 0.0013

MED 0.0000 +

TAX 0.0011 +

PRFT 0.0000 +/-

MB 0.0005 +/-

SIZE Hệ số (Coefficient) -0.5903* 0.8218* -0.1061* -0.2009* 0.0372* 0.0241* 0.0006 +/-

NDTS -0.0391 0.8212 -

FA 0.0170 0.5995 +/-

UNIQU 0.0218 0.1408 -

DIV -0.0932 0.2165 -

4.76E-05 0.2542 -

DR Adjusted R2 0.8694

Ký hiệu * chỉ các hệ số có ý nghĩa thống kê ở mức 1%

32.8233 0.0000 F-statistic (P-value)

Kết quả ước lượng mô hình các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn mục tiêu được trình

bày ở phương trình (3) (Bảng 3) (Chi tiết xem Phụ lục 5). Kết quả kiểm định Hausman

(xem Phụ lục 4) (p-value = 0,00 < 0,05) cho thấy phương pháp ước lượng ảnh hưởng

cố định là phù hợp. Biến phụ thuộc là tỷ lệ nợ (Tổng nợ/Tổng tài sản). Biến độc lập

23

gồm: tỷ lệ nợ trung bình ngành (Med), thuế suất (Tax), khả năng sinh lời (PRFT), tỷ lệ

giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của tổng tài sản (MB), quy mô doanh nghiệp

(SIZE), lợi ích thuế phi nợ vay (NDTS), tài sản cố định (FA), đặc điểm riêng của

doanh nghiệp (UNIQU), tỷ lệ cổ tức trên tổng tài sản (DIV), rủi ro (DR).

Tỷ lệ nợ trung bình ngành (MED). Giữa tỷ lệ nợ trung bình ngành và tỷ lệ nợ có quan

hệ tỷ lệ thuận, có ảnh hưởng tích cực đến tỷ lệ nợ của doanh nghiệp và có ý nghĩa

thống kê. Kết quả này cho thấy tỷ lệ nợ trung bình ngành đóng vai trò quan trọng trong

việc đi vay nợ tại Việt Nam và phù hợp với kết quả của Frank và Goyal (2004).

Thuế (TAX). Thuế và tỷ lệ nợ có quan hệ tỷ lệ nghịch, điều này ngược với lập luận của

lý thuyết đánh đổi của cấu trúc vốn là các doanh nghiệp có tỷ lệ thuế cao thì sẽ sử dụng

nhiều nợ để tận dụng lợi ích từ thuế. Điều này có thể giải thích một phần là do thuế

suất thực tế của các doanh nghiệp là 13% thấp hơn rất nhiều so với mức thuế chính

thức là 25%.

Khả năng sinh lời (PRFT). Giữa khả năng sinh lời và tỷ lệ nợ có quan hệ âm, kết quả

này phù hợp với các kết luận của lý thuyết trật tự phân hạng trong tài trợ là để tránh

vấn đề đầu tư không hợp lý.

Giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của tổng tài sản (MB). Giữa MB và tỷ lệ nợ có

quan hệ dương với mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều này có thể giải thích, khi các doanh

nghiệp có tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của tổng tài sản tăng thì có nhiều

khả năng vay nợ hơn.

Quy mô doanh nghiệp (SIZE). Quy mô của doanh nghiệp có quan hệ dương với tỷ lệ

nợ vay. Kết quả này cho thấy khả năng vay mượn của các doanh nghiệp Việt Nam phụ

thuộc vào quy mô của doanh nghiệp. Các doanh nghiệp có quy mô càng lớn thì càng dễ

dàng trong việc vay mượn.

Lợi ích từ thuế phi nợ vay (NDTS). Lợi ích từ thuế phi nợ vay có quan hệ âm với tỷ lệ

nợ, kết quả này phù hợp với lý thuyết đánh đổi của cấu trúc vốn, tuy nhiên biến này

không có ý nghĩa về thống kê.

24

Tài sản cố định (FA). Giữa tài sản cố định và tỷ lệ nợ có quan hệ tỷ lệ thuận, tuy nhiên

biến này không có ý nghĩa về thống kê.

Đặc điểm riêng của doanh nghiệp (UNIQU). Đặc điểm riêng của doanh nghiệp có quan

hệ dương với tỷ lệ nợ nhưng lại không có ý nghĩa về mặt thống kê.

Tỷ lệ cổ tức (DIV). Tỷ lệ cổ tức và tỷ lệ nợ của doanh nghiệp có quan hệ âm nhưng lại

không có ý nghĩa về mặt thống kê.

Rủi ro (DR). Rủi ro và tỷ lệ nợ của doanh nghiệp có quan hệ dương. Kết quả hoàn toàn

trái ngược với lý thuyết đánh đổi của cấu trúc vốn. Tuy nhiên, kết quả này có thể giải

thích giai đoạn nghiên cứu 2008-2012 Chính phủ có các biện pháp kích cầu để phục

hồi nền kinh tế sau khủng hoảng thời kỳ 2008-2009 nên các doanh nghiệp vay mượn

được nhiều hơn nhưng biến này lại không có ý nghĩa về mặt thống kê.

Mô hình điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu

Bảng 4: Tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu (phƣơng trình (2) và (4))

(1) (2)

Hệ số Hệ số

0.0007 0.0010 C (Hệ số chặn)

0.9904* Devit

1.1294* Devit.Da

0.8416* Devit.Db

5296.964

0.8400 0.8217 Adjusted R2

23.9072 F-statistic (P-value)

(0.0000) (0.0000)

1.4649 1.4171

Durbin – Watson Ký hiệu * chỉ các hệ số có ý nghĩa thống kê ở mức 1%

25

Kết quả ước lượng theo phương trình (2) và (4) (Bảng 4). Kết quả ở cột (1) (xem Phụ

lục 7) cho biết tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu là 99,04% và rất có ý nghĩa thống

kê ở mức 1%, tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ này cao phù hợp với tình hình thị trường của

các doanh nghiệp tại Việt Nam khi mà các doanh nghiệp nghiêng về tài trợ bằng nợ

hơn vốn cổ phần, điều này có nghĩa là quá trình điều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu của các doanh nghiệp mất khoảng 1 năm. Hệ số R2 hiệu chỉnh bằng 0.8400 có nghĩa là mô hình

giải thích được 84,00% sự biến thiên của tỷ lệ nợ. Kết quả kiểm định Hausman (xem

phụ lục 6) (p-value = 0,7198 > 0,05) nên chọn phương pháp ước lượng ngẫu nhiên.

Mô hình điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu khi doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao và thấp

hơn so với mục tiêu.

Kết quả ước lượng phương trình (4) (Bảng 4). ) (Chi tiết xem Phụ lục 9). Kết quả kiểm

định Hausman (xem Phụ lục 8) (p-value = 0,0002 < 0,05) cho thấy phương pháp ước

lượng ảnh hưởng cố định là phù hợp. Theo đó, các doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao hơn tỷ

lệ nợ mục tiêu sẽ có tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu nhanh hơn so với doanh nghiệp

có tỷ lệ nợ thấp hơn so với mục tiêu (1.1294 và 0.8416).

Kết quả này cho thấy như tác giả đã lập luận ở trên, các doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao

sẽ có tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ nhanh hơn các doanh nghiệp có tỷ lệ nợ thấp do chi phí

lệch khỏi tỷ lệ nợ mục tiêu cao và chi phí của điều chỉnh tỷ lệ nợ là thấp.

Mô hình điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu khi doanh nghiệp thặng dƣ và thâm hụt vốn

Kết quả ước lượng phương trình (6) và (7) (Bảng 5). Kết quả cột (1) (xem chi tiết Phụ

lục 11) cho thấy doanh nghiệp thâm hụt vốn có tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu

(0.9958) nhanh hơn so với doanh nghiệp thặng dư vốn (0.9625). Điều này có nghĩa là

các doanh nghiệp thâm hụt vốn bị áp lực hoặc có nhiều lợi ích hơn trong việc điều

chỉnh tỷ lệ nợ so với các doanh nghiệp thặng dư vốn. Kết quả kiểm định Hausman

(xem phụ lục 10) (p-value = 0.8456 > 0,05) nên chọn phương pháp ước lượng ngẫu

nhiên.

26

Bảng 5: Tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu khi doanh nghiệp thặng dƣ và thâm

hụt vốn (phƣơng trình (6) và (7))

(1) (2)

Hệ số Hệ số

0.0006

C (Hệ số chặn) 0.0010

0.9625* Devit.Ds (1)

0.9958* Devit.Dd (2)

1.1221* Devit.Da.Ds (1)

1.1306* Devit.Da.Dd (2)

0.8353* Devit.Db.Ds (3)

0.8432* Devit.Db.Dd (4)

Adjusted R2 0.8399 0.8213

2648.870

F-statistic [(1) và (2)] 5.9805

(P-value) 0.0000 0.0000

F-statistic [(3) và (4)] 2.4919

(P-value) 0.0000

F-statistic [(1) và (3)] 1.6648

(P-value) 0.0000

F-statistic [(2) và (4)] 11.4850

(P-value) 0.0000

27

Cột thứ (2) của Bảng 5 (xem chi tiết Phụ lục 13) ước lượng tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ

của doanh nghiệp trong trường hợp doanh nghiệp thặng dư và thâm hụt hoặc có tỷ lệ

nợ cao hay thấp hơn so với tỷ lệ nợ mục tiêu.

Kết quả cho thấy, trong trường hợp doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao hơn so với mục tiêu

thì doanh nghiệp thặng dư vốn có tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ (1.1221) thấp hơn so với

doanh nghiệp thâm hụt vốn (1.1306) và có ý nghĩa về mặt thống kê (kiểm định F [(1)

và (2)] (xem Phụ lục 14)). Kết quả này khác với dự kiến hệ số điều chỉnh ban đầu là β5

> β6 nhưng phù hợp với tình hình kinh tế Việt Nam vì phần lớn các doanh nghiệp có tỷ

lệ nợ cao. Trong trường hợp doanh nghiệp có tỷ lệ nợ thấp hơn mục tiêu thì tốc độ điều

chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu của doanh nghiệp thặng dư vốn (0.8353) chậm hơn so với

doanh nghiệp thâm hụt vốn (0.8432) và có ý nghĩa về mặt thống kê (kiểm định F [(3)

và (4)] (xem Phụ lục 15)).

Ngoài ra, kết quả ở cột (2) cũng cho thấy trong trường hợp thặng dư vốn, doanh nghiệp

có tỷ lệ nợ cao hơn mức mục tiêu có tốc độ điều chỉnh (1.1221) nhanh hơn 28,7% so

với doanh nghiệp có tỷ lệ nợ thấp hơn mục tiêu (0.8353) và có ý nghĩa về mặt thống kê

thống kê (kiểm định F [(1) và (3)] (xem Phụ lục 16)). Điều này có nghĩa là, khi doanh

nghiệp có tỷ lệ nợ cao và thặng dư vốn thì doanh nghiệp sẽ sử dụng vốn thặng dư để trả

bớt nợ vay. Cuối cùng, doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao có tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ về

mục tiêu (1.1306) nhanh hơn doanh nghiệp có tỷ lệ nợ thấp (0.8432) và có ý nghĩa về

mặt thống kê (kiểm định F [(2) và (4)] (xem Phụ lục 17)). Các giá trị p-value của kiểm

định Hausman cho thấy các hệ số có ý nghĩa thống kê và mô hình ước lượng ảnh

hưởng cố định là phù hợp (xem Phụ lục 12).

Tóm lại, kết quả ước lượng phương trình (6) và (7) phù hợp với giả thuyết các doanh

nghiệp có tỷ lệ nợ cao hơn mức mục tiêu hoặc thâm hụt vốn có nhiều lợi ích hơn và bị

áp lực hơn trong việc điều chỉnh tỷ lệ nợ về mức mục tiêu nhanh hơn. Khi doanh

nghiệp có tỷ lệ nợ cao và thặng dư vốn thì doanh nghiệp sẽ sử dụng vốn thặng dư để trả

bớt nợ vay. Khi thâm hụt vốn thì các doanh nghiệp có khuynh hướng sử dụng cả nợ

28

vay và vốn chủ sở hữu trong đó chủ yếu là vốn chủ sở hữu để bù đắp nguồn vốn thiếu

hụt

Mô hình điều chỉnh riêng phần tác động của thặng dƣ và thâm hụt vốn đến tốc độ

điều chỉnh cấu trúc vốn

Bảng 6: Tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn mục tiêu khi doanh nghiệp thặng dƣ hoặc

thâm hụt vốn và lệch khỏi mục tiêu (phƣơng trình (8))

(Phương trình (8))

Hệ số

C (Hệ số chặn) 0.0174

1.1179* Devit.Da.Ds

1.1339* Devit.Da.Dd

0.9417* Devit.Db.Ds

1.1305* Devit.Db.Dd

-0.0877 DIFit.Da.Ds.Dev

0.2738* DIFit.Db.Ds.Dev

0.2294* DIFit.Db.Dd.Dev

0.1763* DIFit.Da.Ds.Def

0.4397* DIFit.Da.Dd.Def

0.0252 DIFit.Db.Dd.Def

Adjusted R2 0.8730

F-statistic (P-value) 33.8689

0.0000

Ký hiệu * chỉ các hệ số có ý nghĩa thống kê ở mức 1%

29

Kết quả ước lượng từ hồi quy FEM được thể hiện trong Bảng 6 (xem chi tiết Phụ lục

19). Kiểm định Hausman (p-value = 0,00 < 0,05) cho thấy phương pháp ước lượng ảnh hưởng cố định là phù hợp (xem Phụ lục 18 ). Hệ số của Devit.Da.Ds (tỷ lệ nợ cao hơn so với mục tiêu và thặng dư vốn) là 1.1179 và hệ số của Devit.Db.Dd (tỷ lệ nợ thấp hơn

tỷ lệ nợ mục tiêu và thâm hụt vốn) là 1.1305. So sánh với kết quả của cột (2) Bảng 5,

tốc độ điều chỉnh của doanh nghiệp có tỷ lệ cao và thặng dư vốn giảm 0,42%, trong khi

đó doanh nghiệp có tỷ lệ nợ thấp và thâm hụt vốn thì tăng tốc độ điều chỉnh lên đến 28,7% và R2 hiệu chỉnh tăng lên 5,17%. Những kết quả này cho thấy rằng doanh

nghiệp điều chỉnh cấu trúc vốn mục tiêu như tăng nhu cầu vốn để đạt tỷ lệ nợ mục tiêu

và bù đắp thâm hụt vốn. Tuy nhiên họ phải xem xét tỷ lệ nợ mục tiêu để nhu cầu vốn phù hợp. Hệ số của Devit.Da.Dd (tỷ lệ nợ trên mục tiêu và thâm hụt vốn) là 1.1339 và Devit.Db.Ds (tỷ lệ nợ thấp hơn mục tiêu và thặng dư vốn) là 0.9417 cho thấy rằng khi các doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao hơn hoặc thấp hơn mục tiêu và thâm hụt vốn thì có

tốc độ điều chỉnh nhanh hơn so với doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao hơn hoặc thấp hơn

mục tiêu nhưng thặng dư vốn, phù hợp với kết quả thể hiện ở cột (2) Bảng 5. Hệ số ước lượng DIFit.Db.Dd.Dev (tỷ lệ nợ thấp hơn mục tiêu và thâm hụt vốn vượt trội) là 0.2294 và DIFit.Da.Ds.Def (tỷ lệ nợ cao hơn mục tiêu và thặng dư vốn vượt trội) là

0.1763 cho thấy rằng khi lệch khỏi mục tiêu thì doanh nghiệp thâm hụt vốn và tỷ lệ nợ

thấp điều chỉnh nhanh hơn là trên mục tiêu và thặng dư vốn. Tóm lại, khi doanh nghiệp

có tỷ lệ nợ cao và thặng dư vốn thì doanh nghiệp sẽ sử dụng vốn thặng dư để trả bớt nợ

vay, còn khi thâm hụt vốn thì doanh nghiệp có khuynh hướng sử dụng cả nợ vay và

vốn chủ sở hữu để bù đắp nguồn vốn thiếu hụt.

Tóm lại, chương bốn ghi nhận các kết quả nghiên cứu về mô hình các nhân tố tác động

đến tỷ lệ nợ mục tiêu và tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu khi doanh nghiệp thặng dư

và thâm hụt vốn. Kết quả nghiên cứu cho thấy các doanh nghiệp điều chỉnh cấu trúc

vốn mục tiêu nhanh khi thiếu hụt nguồn vốn và khi có tỷ lệ nợ cao hơn tỷ lệ nợ mục

tiêu.

30 CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ CÁC HÀM Ý

Kết luận và các hàm ý

Nội dung chính của nghiên cứu này là đo lường tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu

của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam giai đoạn 2008 – 2012. Kết quả nghiên

cứu cho thấy tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu trung bình của các doanh nghiệp

này là 99,04%. Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy các doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao có

tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu nhanh hơn so với doanh nghiệp có tỷ lệ nợ thấp.

Tuy nhiên, khi xem xét tác động của vấn đề thâm hụt và thặng dư nguồn vốn đến tốc

độ điều chỉnh tỷ lệ nợ thì các doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao hơn mức mục tiêu và thặng

dư vốn có tốc độ điều chỉnh chậm hơn hơn so với doanh nghiệp thâm hụt vốn (mức

chênh lệch tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ là 0,85%). Khi doanh nghiệp có tỷ lệ nợ thấp hơn

mục tiêu và thâm hụt vốn thì có tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu nhanh hơn so

với doanh nghiệp có tỷ lệ nợ thấp và thặng dư vốn. Vì khi doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao

và thặng dư vốn thì doanh nghiệp sẽ sử dụng vốn thặng dư để trả bớt nợ vay. Cuối

cùng là khi thâm hụt vốn thì các doanh nghiệp có khuynh hướng sử dụng cả nợ vay và

vốn chủ sở hữu trong đó chủ yếu là vốn chủ sở hữu để bù đắp nguồn vốn thiếu hụt khi

có tỷ lệ nợ trên mục tiêu và sử dụng nợ để bù đắp thâm hụt khi có nợ dưới mục tiêu,

phù hợp với nghiên cứu của S. Byoun (2008).

Hạn chế của bài nghiên cứu

Mặc dù nghiên cứu này đạt được những kết quả có giá trị giúp các nhà quản trị doanh

nghiệp có được bằng chứng thực nghiệm về tốc độ điều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu của

doanh nghiệp trong từng tình huống khác nhau như thế nào, tuy nhiên nghiên cứu này

còn hạn chế là chưa xem xét cơ chế điều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu nghĩa là các doanh

nghiệp nên trả bớt nợ vay, hoặc phát hành, mua lại cổ phiếu. Hạn chế này cũng là gợi ý

cho các nghiên cứu tiếp theo.

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

DANH MỤC TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT

1. Phạm Trí Cao và Vũ Minh Châu, 2010. Kinh tế lượng ứng dụng, NXB Thống

kê, Hồ Chí Minh.

2. Trần Ngọc Thơ và cộng sự, 2007. Tài Chính Doanh Nghiệp Hiện Đại, NXB

Thống kê, Hồ Chí Minh.

DANH MỤC TÀI LIỆU TIẾNG ANH

1. A. Kraus and R.H. Litzenberger, 1973. A State-Preference Model of Optimal

Financial Leverage, Journal of Finance, 911-922.

2. Baker, Malcolm, and Jeffrey Wurgler, 2002. Market timing and capital

structure, Journal of Finance 57, 1–32.

3. Barclay, Michael J., and Clifford W. Smith Jr., 2005. The capital structure

puzzle: The evidence revisited, Journal of Applied Corporate Finance 17, 8–17.

4. Berger, Allen N., and Gregory F. Udell. 1994. Did Risk-Based Capital Allocate

Bank Credit and Cause a ‘Credit Crunch’ in the U.S.?, Journal of Money,

Credit, and Banking 26, 585–628.

5. Booth L, Aivazian V, Demirguc-Kunt A, Maksimovic V, 2001. Capital

structures in developing countries, Journal of Finance 56(1), 87–130.

6. Bradley, M., G. Jarrell, and E. H. Kim, 1984. On the Existence of an Optimal

Capital Structure: Theory and Evidence, Journal of Finance 39, 857-878.

7. Byoun S., 2008. How and When Do Firms Adjust Their Capital Structures

toward Targets?, Journal of Finance, Vol. LXIII, No. 6, 3069-3098.

8. DeAngelo H. and Masulis R. W., 1980. Optimal capital structure under

corporate and personal taxation, Journal of Financial Economics 8, 3-29.

9. Deesomsak, Rataporn & Paudyal, Krishna & Pescetto, Gioia, 2004. The

determinants of capital structure: evidence from the Asia Pacific region,

Journal of Multinational Financial Management, Elsevier, vol. 14(4-5), 387-

405.

10. Donaldson, G., 1961. Corparate debt capacity: a study of corporate debt

policy and the determination of corporate debt capacity, Boston, division of

research, Harvard Graduate School of Business Administration.

11. Fama, Eugene F., and Kenneth R. French, 2002. Testing trade-off and pecking

order predictions about dividends and debt, Review of Financial Studies 15, 1–

33.

12. Faulkender, M., Flannery, M., Hankins, K. and J. Smith, 2012. Cash flows and

leverage adjustments, Journal of Financial Economics 103(3), 632-646.

13. Flannery, Mark J., and Kasturi P. Rangan, 2006. Partial adjustment toward

target capital structures, Journal of Financial Economics 79, 469–506.

14. Frank, Murray Z., and Vidhan K. Goyal, 2003. Testing the pecking order

theory of capital structure, Journal of Financial Economics 67, 217–248.

15. Frank, M. Z., and V. K. Goyal, 2007. Trade-Off and Pecking Order Theories

of Debt, In Handbook of Empirical Corporate Finance: Vol. 2, B. E. Eckbo, ed.

Amsterdam: Elsevier Science, 135–202.

16. Hovakimian, Armen, Gayane Hovakimian, and Hassan Tehranian, 2004.

Determinants of target capital structure: The case of dual debt and equity

issues, Journal of Financial Economics 71, 517–540.

17. Hovakimian, Armen, Tim C.Opler, and Sheridan Titman, 2001. The debt-

equity choice: An analysis of issuing firms, Journal of Financial and

Quantitative Analysis 36, 1–24.

18. Huang, Samuel and Frank Song, 2002. The Financial and Operating

Performance of China’s Newly Listed H-firms, Working paper which is

available at http://www.hiebs.hku.hk/working_papers.asp

19. Huang and Ritter, 2009. Testing Theories of Capital Structure and Estimating

the Speed of Adjustment, Journal of Financial and Quantitative Analysis, 44,

237-271.

20. Kayhan, A., and S. Titman. Firms’ Histories and Their Capital Structures,

Journal of Financial Economics, 83 (2007), 1–32.

21. Leary, Mark T., and Michael R. Roberts, 2005. Do firms rebalance their

capital structures? Journal of Finance 60, 2575–2619.

22. Lemmon, M. L.; M. R. Roberts; and J. F. Zender. Back to the Beginning:

Persistence and the Cross-Section of Corporate Capital Structure, Journal of

Finance, 63 (2008), 1575–1608.

23. Lemmon, Michael L., and Jaime F. Zender, 2004. Debt capacity and tests of

capital structure theories, Working paper, University of Utah and University of

Colorado.

24. Modigliani, F., and M.H. Miller, 1958. The cost of capital, corporate finance

and the theory of investment, American Economic Review 48, 261-297.

25. Myers, Stewart C., and Nicholas S. Majluf, 1984. Corporate financing and

investment decisions when firms have information that investors do not have,

Journal of Financial Economics 13, 187–221.

26. Jean J. Chen, 2003. Determinants of capital structure of Chinese-listed

companies, Journal of Business Research 57, 1341–1351

27. Rajan, R. G., and L. Zingales, 1995. What Do We Know About Capital

Structure: Some Evidence From International Data, Journal of Finance, 50(5),

1421–1460.

28. Shyam-Sunder, Lakshmi, and Stewart C. Myers, 1999. Testing static trade-off

against pecking order models of capital structure, Journal of Financial

Economics 51, 219–244.

29. Strebulaev, Ilya, 2007. Do tests of capital structure theorymean what they say?

Journal of Finance 62, 1747–1788.

30. Titman, Sheridan, and Roberto Wessels, 1988. The determinants of capital

structure choice, Journal of Finance 43, 1–19.

31. Thies, C. F. and Klock, M. S., 1992. Determinants of Capital Structure,

Review of Financial Economics, 1(2), 40-53.

32. Welch, Ivo, 2004. Capital structures and stock returns, Journal of Political

Economy 112, 106–131.

33. Wolfgang Drobetz and Gabrielle Wanzenried, 2004. What determines the

speed of adjustment to the target capital structure, Journal of Financial

Economics, Vol 16(13), 941-958.

PHỤ LỤC

PHỤ LỤC 1: DANH SÁCH 202 CÔNG TY THUỘC MẪU PHÂN TÍCH

STT TÊN CÔNG TY

Công ty Cổ phần Tập đoàn Dầu khí An Pha

Công ty Cổ phần Đầu tư Xây dựng Bình Chánh

Công ty Cổ phần Thế Kỷ 21 Công ty Cổ phần Xây dựng 47 Công ty Cổ phần Đầu tư Phát triển CN - TM Củ Chi Công ty Cổ phần Đầu tư Hạ tầng Kỹ thuật Tp.Hồ Chí Minh

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 MÃ CK AAM Công ty Cổ phần Thủy sản Mekong ABT Công ty Cổ phần Xuất nhập khẩu Thủy sản Bến Tre ACL Công ty cổ phần XNK Thủy sản Cửu Long An Giang AGD Công ty Cổ phần Gò Đàng AGF Công ty Cổ phần Xuất nhập khẩu Thủy sản An Giang AGM Công ty cổ phần Xuất nhập khẩu An Giang ALP Công ty Cổ phần Đầu tư Alphanam ANV Công ty Cổ phần Nam Việt ASM Công ty Cổ phần Đầu tư và Xây dựng Sao Mai ASP ATA Công ty Cổ phần NTACO AVF Công ty Cổ phần Việt An BBC Công ty Cổ Phần Bibica BCI BHS Công ty Cổ phần Đường Biên Hoà BMC Công ty cổ phần Khoáng sản Bình Định BMP Công ty Cổ phần Nhựa Bình Minh Công ty Cổ phần Beton 6 BT6 BTP Công ty Cổ phần Nhiệt điện Bà Rịa BTT Công ty Cổ phần Thương mại - Dịch Vụ Bến Thành C21 C47 CCI CII CLC Công ty Cổ phần Cát Lợi CLG Công ty Cổ phần Đầu tư và Phát triển Nhà đất COTEC CLW Công ty Cổ phần Cấp nước Chợ Lớn CMT Công ty Cổ phần Công nghệ Mạng và Truyền thông

Công ty Cổ phần Đầu tư Phát triển Cường Thuận IDICO

Công ty Cổ phần FPT

29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 CMV Công ty Cổ phần Thương nghiệp Cà Mau CMX Công ty Cổ phần Chế biến và XNK Thuỷ sản Cà Mau CNT Công ty Cổ phần Xây dựng và Kinh doanh Vật tư COM Công ty Cổ phần Vật tư - Xăng dầu CTD Công ty Cổ phần Xây dựng Cotec CTI CYC Công ty Cổ phần Gạch men Chang Yih D2D Công ty Cổ phần Phát triển Đô thị Công nghiệp Số 2 DCL Công ty Cổ phần Dược phẩm Cửu Long DCT Công ty Cổ phần Tấm lợp Vật liệu xây dựng Đồng Nai DHA Công ty Cổ phần Hoá An DHC Công ty Cổ phần Đông Hải Bến Tre DHG Công ty Cổ phần Dược Hậu Giang Công ty Cổ phần Đầu tư và Thương mại DIC DIC DLG Công ty Cổ phần Tập đoàn Đức Long Gia Lai DMC Công ty Cổ phần Xuất nhập khẩu Y tế Domesco DPM Tổng Công ty cổ phần Phân bón và Hóa chất Dầu khí DPR Công ty Cổ phần Cao Su Đồng Phú DQC Công ty Cổ phần Bóng đèn Điện Quang DRC Công ty Cổ phần Cao su Đà Nẵng DRH Công ty cổ phần Đầu tư Căn nhà Mơ ước DSN Công ty Cổ phần Công viên nước Đầm Sen DTA Công ty Cổ phần Đệ Tam DTL Công ty Cổ phần Đại Thiên Lộc DTT Công ty Cổ phần Kỹ nghệ Đô Thành DVP Công Ty Cổ Phần Đầu tư và Phát triển Cảng Đình Vũ DXG Công ty Cổ phần Dịch vụ và Xây dựng Địa ốc Đất Xanh DXV Công ty Cổ phần VICEM Vật liệu Xây dựng Đà Nẵng ELC Công ty Cổ phần ĐT Phát triển Công nghệ Điện tử Viễn thông EVE Công ty cổ phần Everpia Việt Nam FBT Công ty Cổ phần Xuất nhập khẩu Lâm Thủy sản Bến Tre FMC Công ty Cổ phần Thực phẩm Sao Ta FPT GDT Công ty Cổ phần Chế biến Gỗ Đức Thành

Công ty Cổ phần Sản xuất Kinh doanh XNK Bình Thạnh

Công ty Cổ Phần Vật tư tổng hợp và Phân bón Hóa sinh

Công ty Cổ phần Đầu tư phát triển hạ tầng IDICO

63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 GIL GMC Công ty Cổ phần Sản xuất Thương mại May Sài Gòn GMD Công ty Cổ phần Gemadept GTA Công ty Cổ phần Chế biến Gỗ Thuận An HAP Công ty Cổ phần Tập Đoàn Hapaco HAS Công ty Cổ phần HACISCO HAX Công ty Cổ phần Dịch vụ Ô tô Hàng Xanh HBC Công ty Cổ phần Xây dựng và Kinh doanh Địa ốc Hoà Bình HDC Công ty Cổ phần Phát triển nhà Bà Rịa-Vũng Tàu HDG Công ty Cổ phần Tập đoàn Hà Đô HLA Công ty Cổ phần Hữu Liên Á Châu HLG Công ty Cổ phần Tập đoàn Hoàng Long HMC Công ty Cổ phần Kim khí Thành phố Hồ Chí Minh HOT Công ty cổ phần Du lịch - Dịch vụ Hội An HPG Công ty cổ phần Tập đoàn Hòa Phát HQC Công ty cổ phần Tư vấn-TM - DV Địa ốc Hoàng Quân HRC Công ty Cổ phần Cao su Hòa Bình HSG Công ty Cổ phần Tập đoàn Hoa Sen HSI HT1 Công ty Cổ phần Xi Măng Hà Tiên 1 HTI HTL Công ty Cổ phần Kỹ thuật và Ô tô Trường Long HTV Công ty Cổ phần Vận tải Hà Tiên HU1 Công ty Cổ phần Đầu tư và Xây dựng HUD1 HVG Công ty Cổ phần Hùng Vương Công ty Cổ phần Đầu tư Thương mại Thủy Sản ICF Công ty Cổ phần Phát triển Hạ tầng Kỹ thuật IJC IMP Công ty Cổ phần Dược phẩm IMEXPHARM Công ty Cổ phần Đầu tư và Công nghiệp Tân Tạo ITA Công ty Cổ phần Đầu tư - Kinh doanh nhà ITC KAC Công ty Cổ phần Đầu tư Địa ốc Khang An KBC Tổng Công ty Phát triển Đô thị Kinh Bắc-CTCP KDC Công ty Cổ phần Kinh Đô KDH Công ty Cổ phần Đầu tư Kinh doanh nhà Khang Điền

Tổng Công ty Cổ phần Khoáng sản Na Rì Hamico

Công ty Cổ phần Lilama 10

Công ty Cổ phần Bột giặt Lix Công ty Cổ phần Mía đường Lam Sơn KHA Công ty Cổ phần Xuất nhập khẩu Khánh Hội KHP Công ty Cổ phần Điện lực Khánh Hòa KMR Công ty Cổ phần Mirae KSA Công ty Cổ phần Công nghiệp Khoáng sản Bình Thuận KSH Công ty Cổ phần Tập đoàn Khoáng sản Hamico KSS KTB Công ty Cổ phần Đầu tư Khoáng sản Tây Bắc L10 LAF Công ty Cổ phần Chế biến Hàng xuất khẩu Long An LBM Công ty Cổ phần Khoáng sản và Vật liệu xây dựng Lâm Đồng LCG Công ty Cổ phần LICOGI 16 LGC Công ty Cổ phần Cơ khí - Điện Lữ Gia LGL Công ty cổ phần Đầu tư và Phát triển Đô thị Long Giang LHG Công ty Cổ phần Long Hậu LIX LSS

97 98 99 100 101 102 103 104 105 106 107 108 109 110 111 112 113 MCG Công ty Cổ phần Cơ điện và Xây dựng Việt Nam 114 MCP Công ty Cổ phần In và Bao bì Mỹ Châu 115 MDG Công ty Cổ phần miền Đông 116 MHC Công ty Cổ phần Hàng hải Hà Nội 117 MTG Công ty Cổ phần MT Gas 118 119 120 121 122 123 124 125 126 127 128 129 130 NAV Công ty Cổ phần Nam Việt NBB Công ty Cổ phần Đầu tư Năm Bảy Bảy NHS Công ty Cổ phần Đường Ninh Hòa NHW Công ty Cổ phần Ngô Han NKG Công ty Cổ phần Thép Nam Kim NNC Công ty Cổ phần Đá Núi Nhỏ NSC Công ty Cổ phần Giống cây trồng Trung ương NTL Công ty Cổ phần Phát triển Đô thị Từ Liêm NVN Công ty Cổ phần Nhà Việt Nam NVT Công ty Cổ phần Bất động sản Du lịch Ninh Vân Bay OPC Công ty Cổ phần Dược phẩm OPC PAC Công ty Cổ phần Pin Ắc quy Miền Nam PAN Công ty Cổ phần Xuyên Thái Bình

Công ty Cổ phần Xuất nhập khẩu Petrolimex Công ty Cổ phần Vận tải Xăng dầu Đường thủy Petrolimex

Công ty Cổ phần Vàng bạc Đá quý Phú Nhuận

Công ty Cổ phần Phát triển Hạ tầng và BĐS Thái Bình Dương

Công ty Cổ phần Bourbon Tây Ninh Công ty Cổ phần Xây dựng số 5

131 132 133 134 135 136 137 138 139 140 141 142 143 144 145 146 147 148 149 150 151 152 153 154 155 156 157 158 159 160 161 162 163 164 Công ty cổ phần Quốc tế Sơn Hà Công ty Cổ phần Thủy điện Cần Đơn PDR Công ty cổ phần Phát triển Bất động sản Phát Đạt Tổng Công ty Cổ phần Dịch vụ Tổng hợp Dầu khí PET PGC Công ty Cổ phần Gas Petrolimex PGD Công ty Cổ phần Phân phối Khí thấp áp Dầu khí Việt Nam PHR Công ty cổ phần Cao Su Phước Hòa PIT PJT PNC Công ty Cổ phần Văn hóa Phương Nam PNJ POM Công ty Cổ phần Thép Pomina PPC Công ty Cổ phần Nhiệt điện Phả Lại PPI PTB Công ty Cổ phần Phú Tài PTC Công ty Cổ phần Đầu tư và Xây dựng Bưu điện Tổng Công ty Cổ phần Khoan và Dịch vụ Khoan Dầu khí PVD Tổng công ty Cổ phần Vận tải Dầu khí PVT PXM Công ty Cổ phần Xây lắp Dầu khí Miền Trung QCG Công ty Cổ phần Quốc Cường Gia Lai RAL Công ty Cổ phần Bóng đèn Phích nước Rạng Đông RDP Công ty Cổ phần Nhựa Rạng Đông REE Công ty Cổ phần Cơ điện lạnh SAM Công ty Cổ phần Đầu tư và Phát triển Sacom SAV Công ty Cổ phần Hợp tác kinh tế và XNK SAVIMEX SBA Công ty Cổ phần Sông Ba SBC Công ty Cổ phần Vận tải và Giao nhận bia Sài Gòn SBT SC5 SCD Công ty Cổ phần Nước giải khát Chương Dương SEC Công ty Cổ phần Mía đường Nhiệt điện Gia Lai Công ty Cổ phần Nhiên liệu Sài Gòn SFC Công ty Cổ phần Đại lý Vận tải SAFI SFI SGT Công ty Cổ phần Công nghệ Viễn thông Sài Gòn SHI SJD

Công ty Cổ phần Đầu tư Phát triển Đô thị và KCN Sông Đà

Công ty Cổ phần Đầu tư Điện Tây Nguyên Công ty Cổ phần TIE Công ty cổ phần SX KDh XNK Dịch vụ và Đầu tư Tân Bình

Công ty cổ phần Tư vấn Xây dựng Điện 1

165 166 167 168 169 170 171 172 173 174 175 176 177 178 179 180 181 182 183 184 185 186 187 188 189 190 191 192 193 194 195 196 197 198 SJS SMA Công ty Cổ phần Thiết bị Phụ tùng Sài Gòn SMC Công ty Cổ phần Ðầu tư Thương mại SMC SPM Công ty Cổ phần S.P.M SRC Công ty Cổ phần Cao Su Sao Vàng Công ty Cổ phần Kỹ nghệ lạnh SRF Công ty Cổ phần Siêu Thanh ST8 STG Công ty Cổ phần Kho vận Miền Nam SVC Công ty Cổ phần Dịch vụ tổng hợp Sài Gòn Công ty Cổ phần Bao bì Biên Hòa SVI Công ty cổ phần Sonadezi Long Thành SZL TAC Công ty Cổ phần Dầu Thực vật Tường An TBC Công ty Cổ phần Thủy điện Thác Bà TCL Công ty Cổ phần Đại lý Giao nhận Vận tải Xếp dỡ Tân Cảng TCM Công ty Cổ phần Dệt may - Đầu tư - Thương mại Thành Công TCR Công ty Cổ phần Công nghiệp Gốm sứ Taicera TDC Công ty Cổ phần Kinh doanh và Phát triển Bình Dương TDH Công ty Cổ phần Phát triển Nhà Thủ Đức TDW Công ty Cổ phần Cấp nước Thủ Đức TIC TIE TIX TLG Công ty Cổ phần Tập đoàn Thiên Long TLH Công ty Cổ phần Tập đoàn Thép Tiến Lên TMP Công ty cổ phần Thủy điện Thác Mơ TMS Công ty Cổ phần Transimex-Saigon TMT Công ty Cổ phần Ô tô TMT TNA Công ty Cổ phần Thương mại Xuất nhập khẩu Thiên Nam TV1 TRA Công ty Cổ phần TRAPHACO UDC Công ty Cổ phần Phát triển và Xây dựng Đô thị tỉnh BR - VT VES Công ty Cổ phần Đầu tư và Xây dựng điện Mê Ca Vneco VHG Công ty Cổ phần Đầu tư và Sản xuất Việt - Hàn VRC Công ty Cổ phần Xây lắp và Địa ốc Vũng Tàu

199 200 201

202 Công ty Cổ phần Đầu tư và Xây dựng Cấp thoát nước VSI VST Công ty Cổ phần Vận tải và Thuê tàu biển Việt Nam VTF Công ty Cổ phần Thức ăn Chăn nuôi Việt Thắng VTO Công ty Cổ phần Vận tải Xăng dầu VITACO

Date: 07/30/13 Time: 09:29 Sample: 2008 2012

LEV

MED

TAX

PRFT

SIZE

NDTS

UNIQU

DIV

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis

0.495667 0.532535 0.935650 0.002620 0.210908 -0.26807 2.191361

0.498329 0.489690 0.707700 0.082580 0.099859 -0.30044 4.414817

0.130264 0.123710 0.923870 -0.27008 0.103917 1.719271 14.26490

0.112194 0.095375 0.749480 -0.51011 0.095531 1.556925 11.90244

0.939229 0.891995 3.012650 0.231790 0.326816 2.244204 11.63249

27.40781 27.30730 30.57568 21.87364 1.090348 0.256313 3.689620

0.026427 0.017555 0.261160 0.000000 0.029358 2.712899 14.66581

0.280417 0.237385 0.969750 0.000000 0.208084 1.013366 3.634632

0.774663 0.817350 3.908790 -3.03328 0.233057 -2.30976 104.7594

0.033213 0.021105 0.759890 -0.00431 0.050965 5.790943 61.32939

2.251971 0.161640 2044.277 -22.5082 64.32652 31.72018 1007.449

Jarque-Bera

39.61505

99.43285

5837.865

3743.294

3983.846

31.07275

6966.072

189.8128

436670.2

148825.9

42628010

Probability

0.000000

500.6237

503.3120

131.5661

113.3163

948.6215

27681.89

26.69093

283.2207

782.4097

33.54496

2274.491

44.88233

10.06152

10.89590

9.208384

107.7702

1199.558

0.869631

43.68872

54.80443

2.620837

4175143.

Sum Sum Sq. Dev.

Observations

1010

PHỤ LỤC 2: THỐNG KÊ MÔ TẢ TỶ LỆ NỢ VÀ CÁC NHÂN TỐ LIÊN QUAN

Date: 08/04/13 Time: 13:56 Sample: 2008 2012 Included observations: 1010 Correlation t-Statistic

NDTS

FA UNIQU

DIV

MED

LEV 1.000000 ----- 0.465688 16.70735

1.000000 -----

TAX

-0.240796 -7.876810

-0.145322 1.000000 -4.663328 -----

PRFT

-0.357572 -12.15627

-0.255916 0.214620 1.000000 ----- -8.404992 6.976556

-0.003163 -0.100416

SIZE

-0.115778 0.066160 0.386518 1.000000 -3.700724 2.105127 13.30564 -----

0.302538 10.07753

0.309650 -0.122179 -0.146440 0.064700 1.000000 ----- 10.33926 -3.908341 -4.700009 2.058490

-0.070832 -2.254515

-0.180521 -0.030389 0.112288 0.100575 -0.019278 1.000000 -5.827090 -0.965270 3.587719 3.209426 -0.612180 -----

0.013253 0.420802

-0.111202 -0.145548 -0.078633 0.071467 0.007672 0.486627 1.000000 ----- -3.552602 -4.670732 -2.504277 2.274819 0.243588 17.68515

0.213168 6.927081

0.113514 -0.080663 -0.230542 -0.117084 -0.054388 -0.023365 -0.061756 1.000000 3.627400 -2.569355 -7.522094 -3.743060 -1.729314 -0.742015 -1.964446 -----

-0.325672 -10.93598

-0.192576 0.092198 0.440256 0.206432 -0.187368 0.111044 -0.023213 -0.089969 1.000000 ----- -6.230716 2.939731 15.56757 6.698277 -6.056006 3.547480 -0.737182 -2.868064

LEV MED TAX PRFT MB SIZE NDTS FA UNIQU DIV DR

0.038092 1.210273

-0.030011 -0.040678 -0.037575 0.002141 0.033803 -0.026055 -0.017258 0.014211 -0.021404 1.000000 ----- -0.953235 -1.292571 -1.193821 0.067990 1.073829 -0.827499 -0.547998 0.451221 -0.679718

PHỤ LỤC 3: HỆ SỐ TƯƠNG QUAN GIỮA CÁC BIẾN TRONG MÔ HÌNH

Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: HESO Test cross-section random effects

Test Summary

Chi-Sq. d.f.

Prob.

42.150259

Cross-section random

Chi-Sq. Statistic

0.0000

Cross-section random effects test comparisons:

Var(Diff.)

Prob.

Fixed

0.821839 -0.106060 -0.200876 0.037205 0.024087 -0.039095 0.016960 0.021795 -0.093180 0.000048

Variable MED TAX PRFT MB SIZE NDTS FA UNIQU DIV DR

0.004879 0.000046 0.000149 0.000005 0.000015 0.003682 0.000238 0.000011 0.000333 0.000000

0.8628 0.0216 0.0177 0.0535 0.8129 0.8895 0.8372 0.0034 0.0001 0.3394

Random 0.809764 -0.121640 -0.229874 0.041330 0.024990 -0.030665 0.020128 0.031299 -0.164384 0.000052

PHỤ LỤC 4: KIỂM ĐỊNH HAUSMAN (PHƯƠNG TRÌNH 3)

Dependent Variable: LEV Method: Panel Least Squares Date: 07/29/13 Time: 23:25 Sample: 2008 2012 Periods included: 5 Cross-sections included: 202 Total panel (balanced) observations: 1010

Coefficient

t-Statistic

Std. Error

-0.590266 0.821839 -0.106060 -0.200876 0.037205 0.024087 -0.039095 0.016960 0.021795 -0.093180 4.76E-05

-3.238324 7.854720 -3.275376 -4.358630 3.483888 3.438401 -0.226137 0.525355 1.474260 -1.236824 1.141123

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

0.182275 0.104630 0.032381 0.046087 0.010679 0.007005 0.172882 0.032284 0.014784 0.075338 4.17E-05

Prob. 0.0013 0.0000 0.0011 0.0000 0.0005 0.0006 0.8212 0.5995 0.1408 0.2165 0.2542

0.495667 0.210908 -2.125925 -1.093693 -1.733794 1.400154

Variable C MED TAX PRFT MB SIZE NDTS FA UNIQU DIV DR R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.896682 Mean dependent var 0.869363 S.D. dependent var 0.076230 Akaike info criterion 4.637160 Schwarz criterion 1285.592 Hannan-Quinn criter. 32.82329 Durbin-Watson stat 0.000000

PHỤ LỤC 5: HỆ SỐ CÁC BIẾN TRONG MÔ HÌNH (PHƯƠNG TRÌNH 3)

Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: TOCDODIEUCHINH_PT2 Test cross-section random effects

Test Summary

Chi-Sq. d.f.

Prob.

0.7198

** WARNING: estimated cross-section random effects variance is zero.

Cross-section random

Chi-Sq. Statistic 0.128650

Cross-section random effects test comparisons:

Var(Diff.)

Prob.

0.987284

0.7198

Variable DEV

Fixed

Random 0.990376

0.000074

PHỤ LỤC 6: KIỂM ĐỊNH HAUSMAN (PHƯƠNG TRÌNH 2)

PHỤ LỤC 7: TỐC ĐỘ ĐIỀU CHỈNH TỶ LỆ NỢ MỤC TIÊU (PHƯƠNG TRÌNH 2)

Dependent Variable: DELTA_D_A Method: Panel EGLS (Cross-section random effects) Date: 08/09/13 Time: 11:55 Sample: 2008 2012 Periods included: 5 Cross-sections included: 202 Total panel (balanced) observations: 1010 Swamy and Arora estimator of component variances

Coefficient

Std. Error

Prob.

0.000657 0.990376

t-Statistic 0.252704 65.12603

Effects Specification

0.8005 0.0000

S.D.

Rho

0.002601 0.015207

0.000000 0.075779

Weighted Statistics

0.0000 1.0000

0.068300 0.169505 4.634856 1.417126

Variable C DEV Cross-section random Idiosyncratic random R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression F-statistic Prob(F-statistic)

0.840126 Mean dependent var 0.839967 S.D. dependent var 0.067809 Sum squared resid 5296.964 Durbin-Watson stat 0.000000

Unweighted Statistics

R-squared Sum squared resid

0.840126 Mean dependent var 4.634856 Durbin-Watson stat

0.068300 1.417126

PHỤ LỤC 8: KIỂM ĐỊNH HAUSMAN (PHƯƠNG TRÌNH 4)

Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: KIEMDINHHAUSMAN_PT4 Test cross-section random effects

Test Summary

Chi-Sq. d.f.

Prob.

17.543981

Cross-section random

Chi-Sq. Statistic

0.0002

Cross-section random effects test comparisons:

Var(Diff.)

Prob.

Fixed

Random

1.129417 0.841608

0.000095 0.000110

1.109873 0.872538

Variable DEV*D_ABOVE DEV*D_BELOW

0.0453 0.0033

PHỤ LỤC 9: TỐC ĐỘ ĐIỀU CHỈNH TỶ LỆ NỢ MỤC TIÊU (PHƯƠNG TRÌNH 4)

Dependent Variable: DELTA_D_A Method: Panel Least Squares Date: 07/29/13 Time: 23:28 Sample: 2008 2012 Periods included: 5 Cross-sections included: 202 Total panel (balanced) observations: 1010

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.001003 1.129417 0.841608

0.002519 0.021851 0.022086

0.398206 51.68821 38.10610

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

Variable C DEV*D_ABOVE DEV*D_BELOW

Prob. 0.6906 0.0000 0.0000

0.068300 0.169505 -2.257840 -1.264560 -1.880507 1.464888

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.857576 Mean dependent var 0.821705 S.D. dependent var 0.071574 Akaike info criterion 4.128973 Schwarz criterion 1344.209 Hannan-Quinn criter. 23.90715 Durbin-Watson stat 0.000000

PHỤ LỤC 10: KIỂM ĐỊNH HAUSMAN (PHƯƠNG TRÌNH 6)

Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: TOCDODIEUCHINH_PT6 Test cross-section random effects

Test Summary

Chi-Sq. d.f.

Prob.

** WARNING: estimated cross-section random effects variance is zero.

Cross-section random

Chi-Sq. Statistic 0.335517

0.8456

Cross-section random effects test comparisons:

Fixed

Var(Diff.)

Prob.

0.951882 0.994425

Variable DEV*D_SURPLUS DEV*D_DEFICIT

Random 0.962522 0.995832

0.000350 0.000088

0.5694 0.8806

PHỤ LỤC 11: TỐC ĐỘ ĐIỀU CHỈNH TỶ LỆ NỢ MỤC TIÊU KHI DOANH NGHIỆP THẶNG DƯ VÀ THÂM HỤT VỐN (PHƯƠNG TRÌNH 6)

Dependent Variable: DELTA_D_A Method: Panel EGLS (Cross-section random effects) Date: 08/09/13 Time: 12:06 Sample: 2008 2012 Periods included: 5 Cross-sections included: 202 Total panel (balanced) observations: 1010 Swamy and Arora estimator of component variances

Coefficient

Std. Error

Prob.

0.000621 0.962522 0.995832

t-Statistic 0.238886 27.37631 60.62376

Effects Specification

0.8112 0.0000 0.0000

S.D.

Rho

0.002601 0.035159 0.016426

0.000000 0.075780

Weighted Statistics

0.0000 1.0000

0.068300 0.169505 4.630422 1.412992

0.840279 Mean dependent var 0.839962 S.D. dependent var 0.067810 Sum squared resid 2648.870 Durbin-Watson stat 0.000000

Variable C DEV*D_SURPLUS DEV*D_DEFICIT Cross-section random Idiosyncratic random R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression F-statistic Prob(F-statistic)

Unweighted Statistics

R-squared Sum squared resid

0.840279 Mean dependent var 4.630422 Durbin-Watson stat

0.068300 1.412992

PHỤ LỤC 12: KIỂM ĐỊNH HAUSMAN (PHƯƠNG TRÌNH 7)

Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: KIEMDINHHAUSMAN_PT7 Test cross-section random effects

Test Summary

Cross-section random

17.539649

Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f.

** WARNING: estimated cross-section random effects variance is zero.

Prob. 0.0015

Cross-section random effects test comparisons:

Random Var(Diff.)

Fixed

1.122066 1.130586 0.835270 0.843179

1.111874 1.109593 0.872212 0.872618

0.000567 0.000113 0.000472 0.000131

Variable DEV*D_ABOVE*D_SURPLUS DEV*D_ABOVE*D_DEFICIT DEV*D_BELOW*D_SURPLUS DEV*D_BELOW*D_DEFICIT

Prob. 0.6687 0.0482 0.0891 0.0102

PHỤ LỤC 13: TỐC ĐỘ ĐIỀU CHỈNH TỶ LỆ NỢ MỤC TIÊU KHI DOANH NGHIỆP THẶNG DƯ VÀ THÂM HỤT VỐN (PHƯƠNG TRÌNH 7)

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Dependent Variable: DELTA_D_A Method: Panel Least Squares Date: 07/30/13 Time: 00:00 Sample: 2008 2012 Periods included: 5 Cross-sections included: 202 Total panel (balanced) observations: 1010

Variable C DEV*D_ABOVE*D_SURPLUS DEV*D_ABOVE*D_DEFICIT DEV*D_BELOW*D_SURPLUS DEV*D_BELOW*D_DEFICIT

0.000992 1.122066 1.130586 0.835270 0.843179

0.002522 0.058788 0.023353 0.047206 0.024438

0.393179 19.08681 48.41392 17.69406 34.50220

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

Prob. 0.6943 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000

0.068300 0.169505 -2.253929 -1.250912 -1.872897 1.464036

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.857583 Mean dependent var 0.821270 S.D. dependent var 0.071661 Akaike info criterion 4.128767 Schwarz criterion 1344.234 Hannan-Quinn criter. 23.61654 Durbin-Watson stat 0.000000

PHỤ LỤC 14: KIỂM ĐỊNH BỎ BỚT BIẾN (PHƯƠNG TRÌNH 7)

Redundant Variables: DEVD_BELOWD_SURPLUS DEVD_BELOW D_DEFICIT

F-statistic Log likelihood ratio

724.2635 Prob. F(2,804) 1040.511 Prob. Chi-Square(2)

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Test Equation: Dependent Variable: DELTA_D_A Method: Panel Least Squares Date: 08/01/13 Time: 13:47 Sample: 2008 2012 Periods included: 5 Cross-sections included: 202 Total panel (balanced) observations: 1010

0.033459 1.008423 1.023355

0.003968 0.098112 0.038736

8.433218 10.27827 26.41866

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

Variable C DEV*D_ABOVE*D_SURPLUS DEV*D_ABOVE*D_DEFICIT

0.0000 0.0000 Prob. 0.0000 0.0000 0.0000

0.068300 0.169505 -1.227681 -0.234401 -0.850348 2.230468

0.600997 Mean dependent var 0.500504 S.D. dependent var 0.119798 Akaike info criterion 11.56736 Schwarz criterion 823.9787 Hannan-Quinn criter. 5.980471 Durbin-Watson stat 0.000000

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

PHỤ LỤC 15: KIỂM ĐỊNH BỎ BỚT BIẾN (PHƯƠNG TRÌNH 7)

Redundant Variables: DEV*D_ABOVE*D_SURPLUS DEV*D_ABOVE *D_DEFICIT

F-statistic Log likelihood ratio

0.0000 0.0000

1332.265 Prob. F(2,804) 1476.506 Prob. Chi-Square(2)

Test Equation: Dependent Variable: DELTA_D_A Method: Panel Least Squares Date: 08/01/13 Time: 14:09 Sample: 2008 2012 Periods included: 5 Cross-sections included: 202 Total panel (balanced) observations: 1010

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.0000 0.0000 0.0000

0.044610 0.728026 0.684980

0.004930 0.097774 0.050292

9.048737 7.445977 13.62006

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

Variable C DEV*D_BELOW*D_SURPLUS DEV*D_BELOW*D_DEFICIT

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.385600 Mean dependent var 0.230856 S.D. dependent var 0.148658 Akaike info criterion 17.81188 Schwarz criterion 605.9812 Hannan-Quinn criter. 2.491862 Durbin-Watson stat 0.000000

0.068300 0.169505 -0.796002 0.197277 -0.418669 2.260386

PHỤ LỤC 16: KIỂM ĐỊNH BỎ BỚT BIẾN (PHƯƠNG TRÌNH 7)

Redundant Variables: DEV*D_ABOVE*D_DEFICIT DEV*D_BELOW *D_DEFICIT

F-statistic Log likelihood ratio

1586.814 Prob. F(2,804) 1614.830 Prob. Chi-Square(2)

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Test Equation: Dependent Variable: DELTA_D_A Method: Panel Least Squares Date: 08/01/13 Time: 14:15 Sample: 2008 2012 Periods included: 5 Cross-sections included: 202 Total panel (balanced) observations: 1010

0.059999 0.998948 0.707790

0.005080 0.130492 0.104719

11.81127 7.655251 6.758922

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

Variable C DEV*D_ABOVE*D_SURPLUS DEV*D_BELOW*D_SURPLUS

0.0000 0.0000 Prob. 0.0000 0.0000 0.0000

0.068300 0.169505 -0.659048 0.334231 -0.281715 2.297612

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.295420 Mean dependent var 0.117964 S.D. dependent var 0.159194 Akaike info criterion 20.42624 Schwarz criterion 536.8191 Hannan-Quinn criter. 1.664750 Durbin-Watson stat 0.000001

PHỤ LỤC 17: KIỂM ĐỊNH BỎ BỚT BIẾN (PHƯƠNG TRÌNH 7)

Redundant Variables: DEV*D_ABOVE*D_SURPLUS DEV*D_BELOW *D_SURPLUS

F-statistic Log likelihood ratio

323.1388 Prob. F(2,804) 595.8101 Prob. Chi-Square(2)

Test Equation: Dependent Variable: DELTA_D_A Method: Panel Least Squares Date: 08/01/13 Time: 14:18 Sample: 2008 2012 Periods included: 5 Cross-sections included: 202 Total panel (balanced) observations: 1010

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.012206 1.108616 0.808268

0.003330 0.031303 0.032728

3.665226 35.41544 24.69688

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

Variable C DEV*D_ABOVE*D_DEFICIT DEV*D_BELOW*D_DEFICIT

0.0000 0.0000 Prob. 0.0003 0.0000 0.0000

0.068300 0.169505 -1.667978 -0.674699 -1.290645 2.015359

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.743104 Mean dependent var 0.678402 S.D. dependent var 0.096126 Akaike info criterion 7.447585 Schwarz criterion 1046.329 Hannan-Quinn criter. 11.48501 Durbin-Watson stat 0.000000

PHỤ LỤC 18: KIỂM ĐỊNH HAUSMAN (PHƯƠNG TRÌNH 8)

Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: KIEMDINHHAUSMAN_PT8 Test cross-section random effects

Test Summary

Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f.

Cross-section random

0.0000

** WARNING: estimated cross-section random effects variance is zero.

79.347030

Prob.

Fixed Random Var(Diff.)

0.7100 0.2025 0.8877 0.0501 0.4816 0.2100 0.0000 0.1225 0.0884 0.1419

1.117906 1.133925 0.941735 1.130515 -0.087676 0.273827 0.229380 0.176326 0.439715 0.025200

0.001475 0.000119 0.000803 0.000355 0.004610 0.001984 0.000069 0.000571 0.001241 0.000996

Cross-section random effects test comparisons: Variable D_SURPLUS*DEV*D_ABOVE D_DEFICIT*DEV*D_ABOVE D_SURPLUS*DEV*D_BELOW D_DEFICIT*DEV*D_BELOW D_SURPLUS*D_ABOVE*DIF*D_EXDEV D_SURPLUS*D_BELOW*DIF*D_EXDEV D_DEFICIT*D_BELOW*DIF*D_EXDEV D_SURPLUS*D_ABOVE*DIF*D_EXDEF D_DEFICIT*D_ABOVE*DIF*D_EXDEF D_DEFICIT*D_BELOW*DIF*D_EXDEF

1.103625 1.120039 0.945737 1.093600 -0.039892 0.217990 0.184320 0.139428 0.379695 -0.021158

PHỤ LỤC 19: TỐC ĐỘ ĐIỀU CHỈNH CẤU TRÚC VỐN MỤC TIÊU KHI DOANH NGHIỆP THẶNG DƯ HOẶC THÂM HỤT VỐN VÀ LỆCH KHỎI MỤC TIÊU (PHƯƠNG TRÌNH 8)

Dependent Variable: DELTA_D_A Method: Panel Least Squares Date: 07/30/13 Time: 10:45 Sample: 2008 2012 Periods included: 5 Cross-sections included: 202 Total panel (balanced) observations: 1010

Std. Error

t-Statistic

Coefficient

0.017390 1.117906 1.133925 0.941735 1.130515 -0.087676 0.273827 0.229380 0.176326 0.439715 0.025200

0.002848 0.085737 0.023139 0.061080 0.037001 0.145478 0.099267 0.017325 0.051990 0.078225 0.063730

6.105137 13.03878 49.00414 15.41815 30.55325 -0.602671 2.758483 13.23993 3.391543 5.621181 0.395418

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

Variable C D_SURPLUS*DEV*D_ABOVE D_DEFICIT*DEV*D_ABOVE D_SURPLUS*DEV*D_BELOW D_DEFICIT*DEV*D_BELOW D_SURPLUS*D_ABOVE*DIF*D_EXDEV D_SURPLUS*D_BELOW*DIF*D_EXDEV D_DEFICIT*D_BELOW*DIF*D_EXDEV D_SURPLUS*D_ABOVE*DIF*D_EXDEF D_DEFICIT*D_ABOVE*DIF*D_EXDEF D_DEFICIT*D_BELOW*DIF*D_EXDEF

Prob. 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.5469 0.0059 0.0000 0.0007 0.0000 0.6926

0.068300 0.169505 -2.591157 -1.558926 -2.199027 1.734675

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.899551 Mean dependent var 0.872991 S.D. dependent var 0.060409 Akaike info criterion 2.912085 Schwarz criterion 1520.534 Hannan-Quinn criter. 33.86885 Durbin-Watson stat 0.000000

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn mục tiêu của các doanh nghiệp tại Việt Nam

TỐC ĐỘ ĐIỀU CHỈNH CẤU TRÚC VỐN MỤC TIÊU CỦA

CÁC DOANH NGHIỆP TẠI VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TỐC ĐỘ ĐIỀU CHỈNH CẤU TRÚC VỐN MỤC TIÊU CỦA CÁC

DOANH NGHIỆP TẠI VIỆT NAM

LỜI CẢM ƠN

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC BẢNG

DANH MỤC HÌNH

DANH MỤC PHỤ LỤC

1

TÓM TẮT

2

CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU

3

4

CHƢƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY

5

6

7

8

9

10

11

CHƢƠNG 3: DỮ LIỆU VÀ PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

]

Dit – Dit-1 = [

Ait – Dit-1

= α + βDevit + εit

[

]

= λXit + εit

12

13

14

15

= α1 + β1DevitDa

FDit = DIVit + Iit + ∆Wit – OCFit = NDit + NEit

16

= α2 + β3DevitDs

= α3 + (β5 Ds

17

= α5 + (β9 Ds

18

19

20

21

CHƢƠNG 4: NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

22

23

24

25

26

27

28

29

30

CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ CÁC HÀM Ý

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

PHỤ LỤC 7: TỐC ĐỘ ĐIỀU CHỈNH TỶ LỆ NỢ MỤC TIÊU (PHƯƠNG TRÌNH 2)

PHỤ LỤC 8: KIỂM ĐỊNH HAUSMAN (PHƯƠNG TRÌNH 4)

PHỤ LỤC 9: TỐC ĐỘ ĐIỀU CHỈNH TỶ LỆ NỢ MỤC TIÊU (PHƯƠNG TRÌNH 4)

PHỤ LỤC 10: KIỂM ĐỊNH HAUSMAN (PHƯƠNG TRÌNH 6)

PHỤ LỤC 11: TỐC ĐỘ ĐIỀU CHỈNH TỶ LỆ NỢ MỤC TIÊU KHI DOANH NGHIỆP THẶNG DƯ VÀ THÂM HỤT VỐN (PHƯƠNG TRÌNH 6)

PHỤ LỤC 12: KIỂM ĐỊNH HAUSMAN (PHƯƠNG TRÌNH 7)

PHỤ LỤC 13: TỐC ĐỘ ĐIỀU CHỈNH TỶ LỆ NỢ MỤC TIÊU KHI DOANH NGHIỆP THẶNG DƯ VÀ THÂM HỤT VỐN (PHƯƠNG TRÌNH 7)

PHỤ LỤC 14: KIỂM ĐỊNH BỎ BỚT BIẾN (PHƯƠNG TRÌNH 7)

Redundant Variables: DEV*D_BELOW*D_SURPLUS DEV*D_BELOW *D_DEFICIT

PHỤ LỤC 15: KIỂM ĐỊNH BỎ BỚT BIẾN (PHƯƠNG TRÌNH 7)

PHỤ LỤC 16: KIỂM ĐỊNH BỎ BỚT BIẾN (PHƯƠNG TRÌNH 7)

PHỤ LỤC 17: KIỂM ĐỊNH BỎ BỚT BIẾN (PHƯƠNG TRÌNH 7)

PHỤ LỤC 18: KIỂM ĐỊNH HAUSMAN (PHƯƠNG TRÌNH 8)

PHỤ LỤC 19: TỐC ĐỘ ĐIỀU CHỈNH CẤU TRÚC VỐN MỤC TIÊU KHI DOANH NGHIỆP THẶNG DƯ HOẶC THÂM HỤT VỐN VÀ LỆCH KHỎI MỤC TIÊU (PHƯƠNG TRÌNH 8)

Có thể bạn quan tâm

Tài liêu mới

AI tóm tắt

Giới thiệu tài liệu

Redundant Variables: DEVD_BELOWD_SURPLUS DEVD_BELOW D_DEFICIT