Tóm tắt Luận án Cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ của các doanh nghiệp đầu tư xây dựng, kinh doanh bất động sản tại Việt Nam

n cứu thực nghiệm về cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu Theo thống kê chưa đầy đủ của tác giả về cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu của nước ngoài cũng như tại Việt Nam vẫn đang bị bỏ ngõ. Hiện 18 nay chỉ có nghiên cứu của Ju & Hui (2006) kiểm định giả thuyết của lý thuyết đánh đổi để xác định cấu trúc vốn tối ưu và cấu trúc kỳ hạn nợ tối ưu của các công ty thương mại có quy mô lớn ở Mỹ - có phát hành trái phiếu công ty với thời hạn từ 1-6 năm. 1.1.4 Các nghiên cứu thực nghiệm về tác động giữa cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ Các nghiên cứu về tác động giữa cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ tiếp cận theo ba hướng. Thứ nhất, cấu trúc vốn có tác động cùng chiều đến cấu trúc kỳ hạn nợ. Thứ hai, cấu trúc vốn có tác động cùng chiều hoặc nghịch chiều đến cấu trúc kỳ hạn nợ. Thứ ba, cấu trúc vốn có tác động yếu hoặc không tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ. 1.2. BỐI CẢNH NGHIÊN CỨU VỀ CÁC DOANH NGHIỆP TRONG NGÀNH BẤT ĐỘNG SẢN TẠI VIỆT NAM 1.2.1. Đặc thù ngành bất động sản và đặc điểm của các doanh nghiệp trong ngành bất động sản tại Việt Nam 1.2.1.1 Đặc thù ngành bất động sản tại Việt Nam Ngành BĐS chịu ảnh hưởng bởi yếu tố ngành, điều này góp phần ảnh hưởng đến việc lựa chọn cấu trúc vốn, cấu trúc kỳ hạn nợ của các doanh nghiệp hoạt động trong ngành BĐS như sau: 19 Thứ nhất, do đặc thù của ngành BĐS là sản phẩm BĐS có giá trị lớn, do đó việc xác định cấu trúc vốn, cấu trúc kỳ hạn nợ của doanh nghiệp cần phải theo chu kỳ kinh doanh của ngành BĐS. Chu kỳ kinh doanh của ngành BĐS có xu hướng dài hơn so với các ngành thương mại và dịch vụ. Thứ hai, tính cạnh tranh trong ngành BĐS rất cao. Do là ngành có sản phẩm đặc thù và cần phải có nguồn vốn đủ lớn để triển khai dự án BĐS, vì vậy vấn đề kinh nghiệm quản lý của nhà quản trị, uy tín trên thị trường, khả năng vận hành và thâm thập thị trường là yếu tố quyết định vị thế cạnh tranh của doanh nghiệp trên thị trường BĐS. Thứ ba, khả năng tiếp cận nguồn vốn để triển khai hoạt động kinh doanh của các DN BĐS còn hạn chế, chủ yếu là nguồn vốn vay ngắn hạn của các NHTM. Thứ tư, ngành BĐS chịu sự chi phối của thể chế BĐS. Do thị trường BĐS còn non trẻ, các thể chế BĐS đang dần hoàn thiện vì vậy có sự thay đổi, điều chỉnh liên tục. Chính điều này gián tiếp gây trở ngại cho doanh nghiệp thực hiện cơ cấu vốn và lựa chọn cấu trúc kỳ hạn nợ nhằm gia tăng giá trị doanh nghiệp trên thị trường BĐS 1.2.1.2. Đặc điểm của các doanh nghiệp trong ngành bất động sản tại Việt Nam Các doanh nghiệp trong ngành BĐS có đặc điểm khác biệt so với các doanh nghiệp trong những lĩnh vực khác: 20 Một là, quy mô doanh nghiệp. Những doanh nghiệp có quy mô lớn, có uy tín trên thị trường dễ tiếp cận các nguồn vốn có chi phí thấp, ít chịu áp lực về tính thanh khoản, gia tăng hiệu quả kinh doanh hơn so với các doanh nghiệp vừa và nhỏ. Hai là, loại hình doanh nghiệp của các DN trong ngành BĐS và lĩnh vực kinh doanh quyết định đến việc lựa chọn CTV và cấu trúc kỳ hạn nợ của các doanh nghiệp BĐS tại Việt Nam. Ba là, chi phí đầu tư tài sản cố định. Tài sản cố định của các doanh nghiệp trong ngành BĐS là những dự án BĐS vì vậy thường có chi phí rất lớn. Bốn là, ưu đãi về thuế. Chính từ sự ưu đãi về chính sách thuế cho thấy yếu tố thuế TNDN cũng tác động đáng kể đến CTV và cấu trúc kỳ hạn nợ của doanh nghiệp BĐS. 1.2.2 Thực trạng cấu trúc vốn, cấu trúc kỳ hạn nợ và các chỉ tiêu tài chính của các doanh nghiệp đầu tư xây dựng, kinh doanh bất động sản tại Việt Nam 1.2.2.1. Thực trạng cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ của các doanh nghiệp đầu tư xây dựng, kinh doanh bất động sản Việt Nam 1.2.2.2. Thực trạng chỉ tiêu tài chính của các doanh nghiệp đầu tư xây dựng, kinh doanh bất động sản Việt Nam 21 CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU 2.1. KHUNG LÝ THUYẾT VỀ CẤU TRÚC VỐN VÀ CẤU TRÚC KỲ HẠN NỢ CỦA DOANH NGHIỆP 2.1.1. Cơ sở lý thuyết về cấu trúc vốn Luận án giới thiệu tổng quan các lý thuyết được áp dụng trong luận án. - Lý thuyết MM; - Lý thuyết chi phí đại diện (Agency Cost); - Lý thuyết đánh đổi (Trade-off Theory - TOT); - Lý thuyết trật tự phân hạng (Pecking Order Theory - POT). 2.1.2. Cơ sở lý thuyết về cấu trúc kỳ hạn nợ Luận án giới thiệu tổng quan các lý thuyết được áp dụng trong luận án. - Lý thuyết MM; - Lý thuyết đánh đổi (Trade-off Theory - TOT); - Lý thuyết tín hiệu (Signaling Theory); - Lý thuyết dựa vào thuế (Tax based Theory); - Lý thuyết sự phù hợp (The Matching Theory). Các lý thuyết về cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ nêu trên có những quan điểm khác nhau, tuy nhiên chúng không thay thế mà bổ 22 sung nhau, góp phần giải thích rõ hơn quyết định lựa chọn nguồn tài trợ của nhà quản trị. 2.2. TỔNG HỢP LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ CẤU TRÚC VỐN VÀ CẤU TRÚC KỲ HẠN NỢ 2.2.1. Tổng hợp lý thuyết về cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ 2.2.2 Tổng hợp các nghiên cứu thực nghiệm về cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ 2.3. MÔ HÌNH VÀ GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU ĐỀ XUẤT 2.3.1 Giả thuyết nghiên cứu Trên cơ sở khung lý thuyết về CTV và cấu trúc kỳ hạn nợ. Luận án xây dựng các giả thuyết nghiên cứu cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ của các DN ĐT XD KD BĐS niêm yết tại Việt Nam trong mô hình 1 (cấu trúc vốn) và mô hình 2 (cấu trúc kỳ hạn nợ) như sau: 23 Bảng 2.2: Tổng hợp giả thuyết nghiên cứu Biến Lý thuyết Giả thuyết Các nghiên cứu thực nghiệm Mô hình 1 Mô hình 2 Cấu trúc kỳ hạn lãi suất (TERM) Lý thuyết MM; Lý thuyết dựa vào thuế (+) (+) Antoniou & ctg (2006), Cai & ctg (2008), Cook & Tang (2010), Correia & ctg (2014), Deesomsak & ctg (2009) Tốc độ tăng trưởng kinh tế (GDP) Đặc điểm thị trường (+) (+) Lemma và Negash (2012), Wang & ctg (2010), Deesomsak & ctg (2009), Fan & ctg (2012), Alves & Francisco (2015). Lạm phát (INF) (+) (+) Deesomsak & ctg (2009); Wang & ctg (2010), Fan & ctg (2012). Phát triển tài chính (FD) (+) (+) Krich & Terra (2012), Fan & ctg (2012), Lemma & Negash (2012), Alves và Francisco (2014), Correia & ctg (2014). 24 Thể chế (CPIA) (+) (+) Prowse (1990), Demirguc- Kunt & Maksimovic (1999), Deesomsak & ctg (2004), Öztekin & Flanery (2012), Fan & ctg (2012), Lemma & Negash (2012), Krich & Terra (2012), Duan & ctg (2012), Alves & Francisco (2015), Bernardo & ctg (2018) Khả năng sinh lời (ROE) Lý thuyết tín hiệu (-) (-) Deesomsak & ctg (2009), Fan & ctg (2012), Kirch & Terra (2012), Mateurs & Terra (2013), Correia & ctg (2014) Khả năng thanh khoản (LIQ) Lý thuyết tín hiệu (+) (+) Antoniou & ctg (2006), Cai & ctg (2008), Deesomsak & ctg (2009), Mateurs & Terra (2013) Rủi ro kinh doanh (RISK) Lý thuyết TOT; Lý thuyết chi phí đại diện; Lý thuyết tín hiệu (-) (+) Antoniou & ctg (2006), Cai & ctg (2008), Deesomsak & ctg (2009), Lemma & Negash (2012) Quy mô doanh nghiệp (SIZE) Lý thuyết chi phí đại diện (+) (+) Fan & ctg (2012), Kirch & Terra (2012), Correia & ctg (2014) 25 Cơ hội tăng trưởng (GRO) Lý thuyết chi phí đại diện (-) (-) Cai & ctg (2008), Kirch & Terra (2012), Lemma & Negash (2012) Cơ cấu tài sản (TANG) Lý thuyết POT; Lý thuyết sự phù hợp (+) (+) Kirch & Terra (2012), Mateurs & Terra (2013) Kỳ hạn tài sản (AMR) Lý thuyết sự phù hợp (+) (+) Cai & ctg (2008), Wang & ctg (2010), Lemma & Negash (2012), Correia & ctg (2014) Thuế TNDN (TAX) Lý thuyết MM; Lý thuyết dựa vào thuế. (+) (+) Cai & ctg (2008), Kirch & Terra (2012), Fan & ctg (2012) Mateurs & Terra (2013), Correia & ctg (2014) Cấu trúc vốn (TDR) Lý thuyết tín hiệu (+) Dang (2011), Mateurs & Terra (2013), Correia & ctg (2014) Cấu trúc kỳ hạn nợ (LDR) Lý thuyết tín hiệu (+) Antoniou & ctg (2006), Cai & ctg (2008), Deesomsak & ctg (2009), Kirch & Terra (2012), Lemma & Negash (2012) Ghi chú: (+) tác động thuận chiều, (-) tác động nghịch chiều. Nguồn: Tác giả tổng hợp 26 Bảng 2.3: Đo lường các biến trong mô hình Ký hiệu biến Tên biến Đo lường biến Nguồn dữ liệu TDR Cấu trúc vốn Tổng nợ Tổng tài sản Web Sàn chứng khoán Hà Nội ( và sàn chứng khoán Tp. Hồ Chí Minh ( LDR Cấu trúc kỳ hạn nợ Nợ dài hạn Tổng nợ TANG Cơ cấu tài sản Tài sản cố định ròng Tổng tài sản LIQ Khả năng thanh khoản Tài sản ngắn hạn Nợ phải trả ngắn hạn SIZE Quy mô doanh nghiệp Ln(tổng tài sản theo sổ sách) 27 AMR Kỳ hạn tài sản ( TSLĐ TSLĐ + TSCĐ ròng × TSLĐ GVHB ) + ( TSCĐ ròng TSLĐ + TSCĐ ròng × TSCĐ ròng Khấu hao ) GRO Cơ hội tăng trưởng 𝑁ợ 𝑝ℎả𝑖 𝑡𝑟ả + 𝐺𝑖á 𝑡ℎị 𝑡𝑟ườ𝑛𝑔 𝑐ủ𝑎 𝑣ố𝑛 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑡à𝑖 𝑠ả𝑛 RISK Rủi ro kinh doanh | EBITt − EBITt−1 EBITt−1 | − trung bình của | EBITt − EBITt−1 EBITt−1 | ROE Khả năng sinh lời Lợi nhuận sau thuếit VCSH bình quânit TAX Thuế thu nhập doanh nghiệp Thuế TNDNit Lợi nhuận trước thuếit 28 TERM Cấu trúc kỳ hạn lãi suất Suất sinh lời của trái phiếu chính phủ (kỳ hạn 5 năm) – suất sinh lời của tín phiếu kho bạc (kỳ hạn 3 tháng) Datastream GDP Tốc độ tăng trưởng kinh tế GDPt − GDPt−1 GDPt−1 IMF INF Lạm phát Chỉ số tiêu dùng CPI (%) IMF FD Phát triển tài chính Chỉ số phát triển tài chính (thang điểm từ 0 đến 1) IMF CPIA Thể chế Chỉ số chất lượng thể chế (thang điểm từ 0 đến 6) Worlbank Nguồn: Tác giả tổng hợp 29 2.3.2 Mô hình nghiên cứu đề xuất 2.3.2.1 Mô hình nghiên cứu các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ; và tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ của các doanh nghiệp đầu tư xây dựng, kinh doanh bất động sản tại Việt Nam Mô hình 1, nghiên cứu các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn và tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn. Luận án dựa trên các mô hình nghiên cứu của Ozkan (2001), Fan & ctg (2010), Ramzi & Tarazi (2013), Mateurs & Terra (2013), Nagano (2013), Alves & Francisco (2015) để lựa chọn các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn; và ước lượng tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn hướng về ngưỡng cấu trúc vốn mục tiêu phù hợp với đặc điểm của các DN ĐT XD KD BĐS. TDRit = β0 + β1TDRit-1 + β2LDRit + βxXit + βzZt + еit (1a) Theo nghiên cứu của Ozkan (2001), Fan & ctg (2010), Ramzi & Tarazi (2013), Mateurs & Terra (2013), Alves & Francisco (2015), mô hình cấu trúc vốn mục tiêu TDR*it được xác định: TDR*it = β0 + βxXit + βzZt + еit (1b) Để xác định được cấu trúc vốn về ngưỡng cấu trúc vốn mục tiêu, khi đó biến trễ bậc 1 của biến cấu trúc vốn được đưa vào mô hình như là một phần điều chỉnh. Theo lý thuyết TOT, việc xác định tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn được dựa trên việc xem xét hệ số điều chỉnh λ. Do đó mô hình xác định tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn được viết lại như sau: 30 TDRit - TDRit-1 = λ (TDR*it - TDRit-1) (1c) Kết hợp phương trình (1b) và phương trình (1c) có được phương trình điều chỉnh cấu trúc vốn hướng về ngưỡng mục tiêu: TDRit = λβ0 + (1- λ) TDRit-1 + λβxXit + λβzZt + еit (1d) Mô hình 2, nghiên cứu các yếu tố tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ và tốc độ điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ. Mô hình nghiên cứu các yếu tố tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ của các DN ĐT XD KD BĐS niêm yết tại Việt Nam, luận án dựa trên các mô hình nghiên cứu của Ozkan (2000); Antoniou & ctg (2006), Cai & ctg (2008), Deesomsak & ctg (2009), Terra (2011), Fan & ctg (2012), Krich & Terra (2012), Alcock & ctg (2014), Alves & Francisco (2015), Hussain & ctg (2018). LDRit = β0 + β1LDRit-1 + β2TDRit + βxXit + βzZt + еit (2a) Theo nghiên cứu của Antoniou & ctg (2006), Alcock & ctg (2014), Alves & Francisco (2015), Hussain & ctg (2018), mô hình cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu LDR*it được xác định: LDR*it = β0 + βxXit + βzZt + еit (2b) Tương tự, theo lý thuyết TOT, việc xác định tốc độ điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ được dựa trên việc xem xét hệ số điều chỉnh λ. LDRit - LDRit-1 = λ (LDR*it - LDRit-1) (2c) Từ phương trình (2b) và phương trình (2c), tốc độ điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ hướng về ngưỡng mục tiêu: 31 TDRit = λβ0 + (1- λ) TDRit-1 + λβxXit + λβzZt + еit (2d) 2.3.2.2. Mô hình xác định cấu trúc vốn mục tiêu và cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu của các doanh nghiệp đầu tư xây dựng, kinh doanh bất động sản tại Việt Nam Mô hình 3: Mô hình hồi quy ngưỡng xác định CTV mục tiêu ROEit = β0 + β1TDRitI(TDRit≤ℽ)+ β2TDRitI(TDRit>ℽ) + β3LDRit + βxXit + βzZt +еit (3) Mô hình 4: Mô hình hồi quy ngưỡng xác định cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu ROEit = β0 + β1LDRitI(LDRit≤ℽ)+ β2LDRitI(LDRit>ℽ) + β3TDRit + βxXit + βzZt +еit (4) CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.1. THIẾT KẾ NGHIÊN CỨU 3.2. MÔ TẢ DỮ LIỆU NGHIÊU CỨU Mẫu trong luận án tập trung thu thập dữ liệu đối với các doanh nghiệp thuộc nhóm ngành BĐS được niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam với số liệu đầy đủ thể hiện qua các báo cáo tài chính hợp nhất có kiểm toán (bảng cân đối kế toán và báo cáo kết quả kinh doanh) trong phạm vi 10 năm từ 2008 đến năm 2017 được công bố trên trang web của sở giao dịch chứng khoán Hà Nội 32 ( và sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh ( Theo Hair (1998), kích thước mẫu phải thực hiện theo nguyên tắc kinh nghiệm, nghĩa là mô hình nghiên cứu thực nghiệm tối đa có 10 biến, vì vậy mẫu tối thiểu phải gấp 5 lần số biến có trong mô hình. Do vậy, kích thước mẫu tối thiểu là 50 quan sát (10 x 5 =50 quan sát). Như vậy, số liệu về thông tin tài chính của 70 doanh nghiệp ĐT KD BĐS Việt Nam tạo thành dữ liệu bảng có tổng số quan sát là 70 x 10 = 700 quan sát đã đáp ứng yêu cầu về độ phù hợp kích thước mẫu. Những thông tin liên quan đến các yếu tố vĩ mô như tốc độ tăng trưởng, chỉ số lạm phát, chỉ số phát triển tài chính được thu thập ở trang web của IMF trong giai đoạn từ năm 2008 – 2017. Yếu tố suất sinh lời của trái phiếu chính phủ được lấy từ nguồn Datastream và yếu tố thể chế thu thập ở trang web của Worldbank trong giai đoạn từ năm 2008 – 2017. 3.3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.3.1 Phương pháp nghiên cứu định lượng 3.3.1.1 Phương pháp nghiên cứu đối với mô hình phân tích các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ; và tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ của các doanh nghiệp đầu tư xây dựng, kinh doanh bất động sản tại Việt Nam Luận án sử dụng phương pháp ước lượng moment tổng quát (Sys- GMM) được Arellano & Bover (1981; 1995) giới thiệu. Với phương pháp này kết quả ước lượng sẽ hiệu quả hơn so với xử lý từng phương 33 trình riêng lẻ vì khắc phục được hiện tượng phương sai thay đổi, tự tương quan và vấn đề nội sinh trong mô hình lựa chọn. Phương pháp ước lượng Sys-GMM cần sử dụng hai kiểm định cơ bản là kiểm định tương quan chuỗi Arellano-Bond – AR và kiểm định Sargan/Hansen test. (i) Kiểm định Arellano-Bond về tự tương quan chuỗi có giả thuyết H0: không tự tương quan và được áp dụng cho số dư sai phân. Kiểm định tiến trình AR(1) trong sai phân bậc 1 thường bác bỏ giả thuyết H0. Cho nên, kiểm định AR(2) quan trọng hơn bởi vì nó kiểm tra tự tương quan ở các cấp độ. Kết quả kiểm định AR(2) nếu Prob ≥ 0,05 nghĩa là không có hiện tượng tương quan chuỗi trong mô hình; (ii) Kiểm định Sargan/Hansen test là kiểm định giới hạn về nội sinh của mô hình (overidentifying restrictions). Kiểm định Sargan/Hansen test với giả thuyết H0 biến công cụ là biến ngoại sinh, nghĩa là không tương quan với sai số trong mô hình. Kết quả giá trị thống kê Sargan/Hansen với Prob>chi2 ≥0,05 nghĩa là đã loại bỏ các tác động biến nội sinh và các khuyết tật, vì vậy mô hình ước lượng là phù hợp 3.3.1.2 Phương pháp nghiên cứu đối với mô hình xác định cấu trúc vốn mục tiêu và cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu của các doanh nghiệp đầu tư xây dựng, kinh doanh bất động sản tại Việt Nam Để xác định ngưỡng CTV mục tiêu và cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu, tác giả sử dụng mô hình hồi quy ngưỡng của Hansen (1999) đối với dữ liệu bảng (PTR). 34 3.3.2 Phương pháp nghiên cứu định tính Thu thập ý kiến của 10 chuyên gia trong ngành bất động sản (là những Tổng giám đốc/Giám đốc, Giám đốc tài chính, Kế toán trưởng của các doanh nghiệp BĐS) thông qua phỏng vấn trực tiếp với 10 câu hỏi nhằm mục đích phân tích các nội dung liên quan và giải thích thêm ý nghĩa cho kết quả nghiên cứu của luận án. 3.4. TRÌNH TỰ THỰC HIỆN NGHIÊN CỨU CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ VÀ BÀN LUẬN NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ CẤU TRÚC VỐN VÀ CẤU TRÚC KỲ HẠN NỢ CỦA CÁC DOANH NGHIỆP ĐẦU TƯ XÂY DỰNG, KINH DOANH BẤT ĐỘNG SẢN TẠI VIỆT NAM 4.1. THỐNG KÊ MÔ TẢ VÀ KIỂM ĐỊNH ĐA CỘNG TUYẾN 4.1.1 Thống kê mô tả Bảng 4.1: Kết quả thống kê mô tả các biến Biến Quan sát Giá trị trung bình Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Độ lệch chuẩn TDR 700 0,5357 0,0091 0,9518 0,1988 LDR 700 0,2960 0,0000 0,9583 0,2485 ROE 700 0,2538 -1,7543 122,2656 4,6220 RISK 700 2,6193 -25,1318 252,4167 16,1914 LIQ 700 2,7903 0,3249 109,0462 6,0520 SIZE 700 14,1041 8,0580 19,1805 1,3757 35 GRO 700 0,9110 0,2426 2,9319 0,3405 TANG 700 0,0914 0,0001 0,6880 0,1159 AMR 700 19,5434 0,2003 749,0189 57,1706 TAX 700 0,2110 0,0000 4,3333 0,2470 INF 700 8,5747 0,8786 23,1163 6,6996 GDP 700 6,0076 5,2474 6,8100 0,5273 FD 700 0,2670 0,1871 0,3807 0,0638 CPIA 700 3,7756 3,7123 3,8214 0,0328 TERM 700 1,2346 -0,9120 2,4620 1,1024 Nguồn: Tính toán và tổng hợp của tác giả Kết quả thống kê ở bảng 4.1 cho thấy, giá trị trung bình của CTV (TDR) là 53,57%, nghĩa là trong 70 doanh nghiệp ĐT XD KD BĐS niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu từ năm 2008 – 2017 có tỷ lê nợ trên tổng tài sản trung bình là 53,57%. Giá trị trung bình của cấu trúc kỳ hạn nợ (LDR) là 29,60%, điều này cho thấy các doanh nghiệp ĐT XD KD BĐS tại Việt Nam sử dụng nợ dài hạn trên tổng nợ trung bình là 29,6%. Đối với các doanh nghiệp thuộc ngành bất động sản cần phải sử dụng nguồn vốn dài hạn nhiều để tài trợ cho các tài sản dài hạn. Tuy nhiên, kết quả thống kê cho thấy tỷ lệ sử dụng nợ dài hạn của các doanh nghiệp BĐS ở Việt Nam là khá thấp (29,6%) so với Nhật – 57,5% (Nagano, 2013), Châu Mỹ La tinh – 38,3% (Etudaiya-Muhtar & ctg, 2017). Điều này chứng tỏ rằng các doanh nghiệp ĐT XD KD BĐS vẫn ưu tiên lựa chọn nợ ngắn hạn hơn so với việc sử dụng nợ dài hạn. 36 4.1.2 Kiểm định đa cộng tuyến Kết quả phân tích ma trận tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình cho thấy khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình là không cao. Bên cạnh đó, giá trị tuyệt đối của hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình đều nhỏ hơn 10, vì vậy mức độ đa cộng tuyến giữa các biến là thấp nên sẽ không ảnh hưởng đến kết quả ước lượng mô hình hồi quy. 4.2. KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN CẤU TRÚC VỐN VÀ CẤU TRÚC KỲ HẠN NỢ CỦA CÁC DOANH NGHIỆP ĐẦU TƯ XÂY DỰNG, KINH DOANH BẤT ĐỘNG SẢN TẠI VIỆT NAM 4.2.1 Kết quả ước lượng các yếu tố tác động cấu trúc vốn của các doanh nghiệp đầu tư xây dựng, kinh doanh bất động sản tại Việt Nam 37 Bảng 4.2: Kết quả hồi quy các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn Các biến Pooled OLS FEM REM FGLS Sys-GMM LDR 0,103*** 0,0944*** 0,1000*** 0,0403 0,158*** [0,001] [0,000] [0,000] [0,054] [0,000] ROE 0,0013 0,00458*** 0,00386*** 0,00298*** -0,099*** [0,388] [0,000] [0,000] [0,000] [0,000] RISK -0,000301 0,000276 0,000258 -0,000267* 0,00163 [0,483] [0,272] [0,311] [0,048] [0,456] LIQ -0,0093*** -0,0040*** -0,0049*** -0,0074*** -0,00382* [0,000] [0,000] [0,000] [0,000] [0,015] SIZE 0,0205*** 0,0681*** 0,0512*** 0,0428*** 0,00245** [0,000] [0,000] [0,000] [0,000] [0,006] GRO 0,121*** 0,153*** 0,140*** 0,218*** 0,0391 [0,000] [0,000] [0,000] [0,000] [0,058] TANG 0,0193 -0,128* -0,112* -0,0598 0,0848 [0,761] [0,014] [0,029] [0,146] [0,100] AMR -0,00015 -0,00009 -0,00011 0,00002 0,00022 38 [0,222] [0,245] [0,180] [0,665] [0,468] TAX 0,0433 0,0111 0,00973 -0,00411 0,174*** [0,102] [0,499] [0,556] [0,731] [0,000] INF 0,00271 0,00502* 0,00432* 0,00189 0,00073 [0,452] [0,015] [0,037] [0,168] [0,475] GDP -0,0248 -0,0327** -0,0294** -0,0217*** -0,0151 [0,168] [0,002] [0,005] [0,000] [0,050] FD -0,178 -0,246*** -0,220** -0.163** -0,108 [0,142] [0,001] [0,002] [0,002] [0,062] CPIA -0,0801 0,179 0,0802 0,058 -0,626*** [0,800] [0.332] [0,664] [0,674] [0,000] TERM 0,00701 0,0176 0,0138 0,0105 0,0245 [0,750] [0,160] [0,273] [0,240] [0,510] L.TDR 0,7513*** [0,000] Hệ số chặn 0,592 -1,049 -0,442 -0,309 2,583*** [0,631] [0,169] [0,555] [0,571] [0,000] 39 Số quan sát 700 700 700 700 630 Hệ số xác định 0,1816*** 0,1040*** 0,1201*** Chow test [0,000] Breusch - Pagan test [0,000] Hausman test [0,948] Kiểm định phương sai thay đổi [0,000] Kiểm định tự tương quan [0,000] Wald test [0,000] AR (2) [0,527] Sargan test [0,617] Hansen test [0,465] *,**,*** có các mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 10%, 5%, 1%; [ ] là giá trị p-value Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm STATA 40 Kết quả kiểm định cho thấy AR (2) có giá trị Prob >z = 0,527 > 0,05 chấp nhận giả thuyết H0, điều này hàm ý không có hiện tượng tương quan chuỗi trong mô hình. Kết quả kiểm định Sargan test với giá trị Prob>chi2 = 0,617 > 0,05 và Hansen test với giá trị Prob>chi2 = 0,465 > 0,05, chấp nhận giả thuyết H0, nghĩa là tác động biến nội sinh đã loại bỏ, mô hình không có tương quan với sai số. Qua kết quả kiểm định AR(2) và Sargan/Hansen test, kết luận mô hình ước lượng các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn tại các doanh nghiệp ĐT XD KD BĐS Việt Nam với phương pháp Sys-GMM là phù hợp. 4.2.2 Kết quả ước lượng các yếu tố tác động cấu trúc kỳ hạn nợ của các doanh nghiệp đầu tư xây dựng, kinh doanh bất động sản tại Việt Nam Tương tự, kết quả kiểm định AR (2) có giá trị Prob >z = 0,364 > 0,05, điều này hàm ý không có hiện tượng tương quan chuỗi trong mô hình và kiểm định Sargan test với giá trị Prob>chi2 = 0,756 > 0,05 và Hansan test với giá trị Prob>chi2 = 0,511 > 0,05, nghĩa là tác động biến nội sinh đã loại bỏ, mô hình không có tương quan với sai số. Do đó, kết luận mô hình ước lượng các yếu tố tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ với phương pháp Sys-GMM là phù hợp. 41 Bảng 4.3: Kết quả ước lượng các yếu tố tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ Các biến Pooled OLS FEM REM FGLS Sys-GMM TDR 0,162*** 0,226*** 0,220*** 0,0157 0,175*** [0,001] [0,000] [0,000] [0,716] [0,000] ROE 0,00148 0,000807 0,00047 0.0025 0,0896 [0,432] [0.599] [0,748] [0,179] [0,131] RISK 0,000647 -0,00004 0,00004 -0,000013 0.00023** [0,229] [0,925] [0,913] [0,964] [0,001] LIQ 0,0103*** 0,0083*** 0,0081*** 0,0097*** 0,00941*** [0,000] [0,000] [0,000] [0,000] [0,000] SIZE 0,0668*** 0,0949*** 0,0811*** 0,0826*** 0,0282*** [0,000] [0,000] [0,000] [0,000] [0,000] GRO 0,0226 -0,0251 -0,0117 0,000496 -0,1418 [0,383] [0,613] [0,767] [0,987] [0,113] TANG 0,313*** 0,139 0,166* 0,172** 0,280* [0,000] [0,087] [0,031] [0,009] [0,049] AMR -0,00016 -0,00021 -0,00022 -0,00018* -0,00039 42 [0,320] [0,082] [0,072] [0,034] [0,128] TAX -0,00959 -0,0188 -0,020 -0,0242 -0,4373 [0,772] [0,460] [0,425] [0,219] [0,110] INF 0,0012 0,00323 0,00252 -0,00044 0,0084** [0,790] [0,312] [0,426] [0,833] [0,002] GDP 0,0253 0,00897 0,0131 -0,00365 0,02594 [0,261] [0,576] [0,409] [0,686] [0,205] FD 0,188 0,0054 0,0455 -0,0647 0,2001 [0,214] [0,961] [0,677] [0,412] [0,070] CPIA 0,608 0,825** 0,745** 0,392 -0,457*** [0,123] [0,004] [0,008] [0,059] [0,001] TERM 0,032 0,0435* 0,0397* 0,00973 0,0516*** [0,245] [0,025] [0,039] [0,476] [0,000] L.LDR 0,7408*** [0,000] Hệ số chặn -3,356* -4,422*** -3,960*** -2,413** -2,259*** [0,029] [0,000] [0,000] [0,003] [0,000] 43 Số quan sát 700 700 700 700 630 Hệ số xác định 0,1813*** 0,1946*** 0,2034*** Chow test [0,000] Breusch - Pagan test [0,000] Hausman test [0,245] Kiểm định phương sai thay đổi [0,000] Kiểm định tự tương quan [0,00] Wald test [0,000] AR (2) [0,364] Sargan test [0,756] Hansen test [0,511] *,**,*** có các mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 10%, 5%, 1%; [ ] là giá trị p-value Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm STATA 44 4.3. Kết quả ước lượng tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ hướng về ngưỡng cấu trúc vốn và cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu của các doanh nghiệp đầu tư xây dựng, kinh doanh bất động sản tại Việt Nam 4.3.1 Tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn của các doanh nghiệp đầu tư xây dựng, kinh doanh bất động sản tại Việt Nam CTV của các DN ĐT XD KD BĐS Việt Nam là cấu trúc vốn động có tốc độ điều chỉnh là 24,87%. 4.3.2 Tốc độ điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ của các doanh nghiệp đầu tư xây dựng, kinh doanh bất động sản tại Việt Nam Cấu trúc kỳ hạn nợ của các DN ĐT XD KD BĐS Việt Nam là cấu trúc kỳ hạn