Tổng quan lý thuyết về cấu trúc kỳ hạn nợ

Lý thuyết cân bằng

Theo quan điểm của lý thuyết cân bằng, việc lựa chọn kỳ hạn nợ tối ưu thì doanh nghiệp phải xem xét đến sự cân bằng giữa lợi ích từ lá chắn thuế và chi phí phát hành, chi phí phá sản, chi phí trả nợ vay ngắn hạn do đi vay với lãi suất cao hơn nợ dài dạn để tái đầu tư. Bên cạnh đó, các doanh nghiệp sẽ lựa chọn nợ ngắn hạn thay vì nợ dài hạn do các doanh nghiệp này bị đánh giá tình hình sức khỏe tài chính dựa trên thông tin bất cân xứng (Brick & Ravid, 1985; Brick & Ravid, 1991)

Lý thuyết chi phí đại diện

Chi phí đại diện của vốn chủ sở hữu phát sinh do bất cân xứng thông tin giữa người quản lý công ty và chủ sở hữu doanh nghiệp, giữa các cổ đông và người điều hành công ty, giữa cổ đông lớn và cổ đông thiểu số. Theo lý thuyết chi phí đại diện, các doanh nghiệp lựa chọn kỳ hạn nợ nhằm giảm thiểu chi phí đại diện. Vấn đề đại diện của vốn chủ sở hữu xảy ra hai trường hợp làm cho chi phí đại diện ngày càng tăng do “đầu tư dưới mức” hoặc “đầu tư quá mức”.

Barnea & ctg (1980) cho rằng, doanh nghiệp lựa chọn sử dụng kỳ hạn nợ ngắn hạn hay kỳ hạn nợ dài hạn cho các dự án đầu tư, nếu sử dụng kỳ hạn nợ hợp lý sẽ giảm thiểu xung đột và mâu thuẫn giữa cổ đông và trái chủ.  Terra (2011) cho rằng, các công ty có quy mô nhỏ thường gia tăng sử dụng nợ ngắn hạn cho các khoản đầu tư vì vậy các doanh nghiệp này phải gánh chịu chi phí đại diện cao hơn do đầu tư dưới mức, do đó làm gia tăng mâu thuẫn giữa người quản lý và cổ đông.

Lý thuyết tín hiệu

Cấu trúc kỳ hạn nợ được xem là công cụ để giải quyết mâu thuẫn đại diện, các doanh nghiệp phải đưa ra tín hiệu về tình hình tài chính hiện tại nhằm đảm bảo khả năng trả nợ. Những tín hiệu từ thông tin bất cân xứng hàm ý các doanh nghiệp lựa chọn kỳ hạn nợ như là việc phát tín hiệu cho thị trường và người quản lý luôn có thông tin tốt hơn so với các nhà đầu tư bên ngoài về tình hình sức khỏe tài chính của doanh nghiệp (Diamond, 1991; Flannery, 1986; Stohs và Mauer, 1996).

Lý thuyết về thuế

Thuế có mối quan hệ trong việc lựa chọn giữa nợ ngắn hạn và nợ dài hạn, các doanh nghiệp cấu trúc kỳ hạn nợ tối ưu là sự đánh đổi giữa lợi ích từ lá chắn thuế cho các khoản nợ của doanh nghiệp và những bất lợi từ chi phí đại diện. Cấu trúc kỳ hạn của lãi suất giảm thì các công ty sẽ quyết định lựa chọn nợ dài hạn (Brick và Ravid, 1985; Brick và Ravid, 1991; Stephan và cộng sự, 2011).

Phương pháp nghiên cứu

Dữ liệu nghiên cứu

Dữ liệu nghiên cứu là dữ liệu dạng bảng (Data Panel) với các chỉ số tài chính của 47 doanh nghiệp bất động sản niêm yết trên sở chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) từ 2010 - 2016, tương ứng với 329 quan sát. Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ các báo cáo tài chính có kiểm toán được niêm yết tại trang web ww.vietstock.vn.

Các biến và mô hình nghiên cứu

Trong nghiên cứu này sử dụng mô hình kỳ hạn nợ của Stephan & ctg (2011) để tìm các nhân tố ảnh hưởng cấu trúc kỳ hạn nợ của các doanh nghiệp kinh doanh bất động sản niêm yết trên sàn chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh.

Các biến đưa vào mô hình gồm: cấu trúc kỳ hạn nợ (DM) là biến phụ thuộc, các biến độc lập gồm: đòn bẩy tài chính (LEV), quy mô doanh nghiệp (SIZE), cơ cấu tài sản (TAN), kỳ hạn tài sản (AM), cơ hội tăng trưởng (GRO), Tính thanh khoản (LIQ), thuế thu nhập doanh nghiệp (TAX), khả năng sinh lời (PROF).

Mô hình nghiên cứu:

DMi,t = β0 + β1LEVit + β2SIZEit + β3TANit + β4AMit + β5GROit + β6LIQit

            +β7TAXit + β8PROFit + αi + ui,t      (1)

Trong đó:

- DMi,t là biến phụ thuộc đại diện cho cấu trúc kỳ hạn nợ;

- LEVi,t là biến đòn bẩy tài chính, đo lường tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản của doanh nghiệp thứ i tại thời điểm t;

- SIZEi,t là biến quy mô doanh nghiệp, đo lường bằng các lấy logarit giá trị tổng tài sản theo sổ sách kế toán của doanh nghiệp thứ i tại thời điểm t;

- TANi,t là biến cơ cấu tài sản, đo lường tỷ số tài sản cố định ròng trên tổng tài sản của doanh nghiệp tứ i tại thời điểm t;

- AMi,t là biến kỳ hạn tài sản, đo lường tỷ số tài sản cố định ròng trên giá trị khấu hao của doanh nghiệp tứ i tại thời điểm t;

- GROi,t là biến cơ hội tăng trưởng, đo lường tỷ lệ phần trăm tăng trưởng doanh thu trên phần trăm tăng trưởng tổng tài của doanh nghiệp tứ i tại thời điểm t;

- LIQi,t là biến tính thanh khoản, đo lường tỷ số tài sản ngắn hạn trên nợ phản trả ngắn hạn của doanh nghiệp tứ i tại thời điểm t;

- TAXi,t là biến thuế thu nhập doanh nghiệp, đo lường tỷ số của tổng số tiền thuế phải nộp chia cho tổng thu nhập chịu thuế của doanh nghiệp tứ i tại thời điểm t;

- PROFi,t là biến khả năng sinh lời, đo lường bằng cách lấy logarit của độ lệch chuẩn thay đổi thu nhập giữ lại trên tổng tài sản của doanh nghiệp tứ i tại thời điểm t;

- αi là tác động riêng lẻ của doanh nghiệp thứ i; ui,t là sai số; i là số doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu; t là số năm nghiên cứu.

Phương pháp nghiên cứu

Nghiên cứu sẽ thực hiện hồi quy mô hình (1) theo mô hình Pooled OLS, mô hình ảnh hưởng cố định (FEM) và mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM), sau đó dùng kiểm định Hausman để đánh giá mô hình FEM và REM là phù hợp.

Nghiên cứu sử dụng các kiểm định để phát hiện các khuyết tật trong mô hình FEM hay REM thông qua kiểm định Wooldright để phát hiện tự tương quan và kiểm định Breusch – Pagan phát hiện phương sai thay đổi. Cuối cùng, sử dụng phương pháp Sys-GM để khắc phục hiện tượng tự tương quan, phương sai thay đổi và hiện tượng nội sinh trong việc lựa chọn mô hình FEM và REM.

Kết quả nghiên cứu

Bảng 1 cho thấy, hệ số tương quan của biến cấu trúc kỳ hạn nợ có tương quan thấp với các biến. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến (VIF) giữa các biến độc lập trong mô hình đều có giá trị nhỏ hơn 10, như vậy không có xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến.

Kết quả hồi quy các yếu tố tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ của 47 doanh nghiệp kinh doanh bất động sản tại TP. Hồ Chí Minh được trình bày trong Bảng 2 với các phương pháp ước lượng Pooled OLS, FEM, REM và sys-GMM hai bước. 

Kết quả thực hiện ước lượng bằng phương pháp Sys-GMM hai bước cho thấy, mô hình có ý nghĩa thống kê, các kết quả kiểm định phương sai thay đổi, tự tương quan đều được khắc phục, giá trị p-value của AR2 = 0,463>0,05. Kiểm định Sargan cho thấy mô hình Sys-GMM hai bước phù hợp thể hiện giá trị p-value = 0,314> 0,05. 

Như vậy, kết quả nghiên cứu thực nghiệm cấu trúc kỳ hạn nợ của 47 doanh nghiệp kinh doanh bất động sản niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh bằng phương pháp Sys-GMM cho thấy, quy mô doanh nghiệp, cơ cấu tài sản hữu hình, cơ hội tăng trưởng, biến động lợi nhuận, thuế thu nhập doanh nghiệp có tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ của doanh nghiệp. Riêng biến kỳ hạn tài sản có quan hệ nghịch chiều với cấu trúc kỳ hạn nợ và không không có ý nghĩa thống kê.    

1. Barclay, M.J., & Smith. C. W. (1995). The maturity structure of corporate debt. The Journal of Finance, 50(2), 609-631;

2. Barnea, A, Haugen, R.A., Senbet, L.W., (1980). A rationale for debt maturity structure and call provisions in the agency theoretic framework. Journal of Finance 35, 1223-1234;

3. Brick, I.E., & Ravid, S.A. (1985). On the Relevance of Debt Maturity Structure. Journal of Finance, Vol. 40, No. 5, 1423-1437;

4. Brick, I.E., & Ravid, S.A. (1991). Interest Rate Uncertainty and the Optimal Debt Maturity Structure.  Journal of Financial and Quantitative Analysis, Vol. 26, No. 1, 63-81;

5. Flannery, M.J., (1986). Asymmetric information and risky debt maturity choice. Journal of Finance, 41, 19-37;

6. Myers, S.C., (1977). Determinants of corporate borrowing. Journal of Financial Economics 5, 146-176;

7. Stephan, A., O. Talavera, and A. Tsapin (2011). Corporate Debt Maturity Choice in Emerging Financial Markets. Quarterly Review of Economics and Finance, 51, 141-151;

8. Terra, P.R.S. (2011). Determinants of corporate debt maturity in Latin America. European Business Review, 23(1), 45-70.