Tác động của đặc điểm công ty đến cấu trúc kỳ hạn nợ của các công ty bất động sản tại Việt Nam: Nghiên cứu từ mô hình tĩnh đến mô hình động

12
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 54, 12/2019
TÁC ĐỘNG CỦA ĐẶC ĐIỂM CÔNG TY ĐẾN 
CẤU TRÚC KỲ HẠN NỢ CỦA CÁC CÔNG TY BẤT ĐỘNG SẢN 
TẠI VIỆT NAM: NGHIÊN CỨU TỪ MÔ HÌNH TĨNH 
ĐẾN MÔ HÌNH ĐỘNG 
IMPACT OF COMPANY CHARACTERISTICS ON DEBT 
MATURITY STRUCTURE OF REAL ESTATES COMPANIES 
IN VIETNAM: COMPARISON BETWEEN A STATIC MODEL 
AND A DYNAMIC MODEL
Nguyễn Thanh Nhã1
Ngày nhận bài: 27/5/2019 Ngày chấp nhận đăng: 21/6/2019 Ngày đăng: 05/12/2019
Tóm tắt
Dựa trên nền tảng những lý thuyết có liên quan đến cấu trúc kỳ hạn nợ như lý thuyết chi phí đại 
diện, lý thuyết tín hiệu, lý thuyết sự phù hợp và lý thuyết thuế, vận dụng mô hình tĩnh và mô hình 
động, bài viết đã nghiên cứu những đặc điểm công ty có tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ của các 
công ty bất động sản niêm yết trên Sàn Giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh trong giai 
đoạn 2008-2018. Kết quả nghiên cứu theo phương pháp GMM hệ thống (Sys-GMM) cho thấy 
những công ty bất động sản này không thực hiện điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ và quyết định về kỳ 
hạn nợ chịu tác động của quy mô công ty, cơ hội tăng trưởng và khả năng thanh khoản. 
Từ khóa: Cấu trúc kỳ hạn nợ, đặc điểm công ty, mô hình tĩnh, mô hình động, Sys-GMM.
Abstract
In this paper, we report on a study to investigate impacts of company characteristics on debt 
maturity structure of real estate companies listed on Ho Chi Minh Stock Exchange in the duration 
from 2008 to 2018. The study was developed based the theories related to debt maturity structure 
such as the agency cost theory, the signaling theory, the matching theory and the tax-based theory. 
Using the Sys-GMM method and comparing outcomes from a static model with a dynamic model, 
the study showed the real-estate companies did not make adjustment to the debt maturity structure. 
The firm size, growth opportunity and liquidity were found to decisively affect the debt structure 
of the companies
Key words: Debt maturity structure, company characteristics, static model, dynamic model, Sys-
GMM.
_______________________________________________________________________
1 Trường Đại học Tài chính - Marketing
13
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 54, 12/2019
tiêu cũng như đánh giá tốc độ điều chỉnh cấu 
trúc kỳ hạn nợ của những công ty này. 
2. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm
Cấu trúc kỳ hạn nợ thể hiện mối tương 
quan giữa nợ dài hạn so với tổng nợ và được 
xác định bởi tỷ lệ vay nợ dài hạn trên tổng 
vay nợ. Nó chịu sự tác động đan xen của các 
lý thuyết chi phí đại diện (Barnea, Haugen, & 
Senbet, 1980; Myers, 1977), lý thuyết tín hiệu 
(Diamond, 1991; Flannery, 1986), lý thuyết sự 
phù hợp (Morris, 1976) và lý thuyết thuế (Brick 
& Ravid, 1985, 1991). Những lập luận dựa trên 
khung lý thuyết này đều cho thấy cấu trúc kỳ 
hạn nợ của công ty là kết quả của việc công ty 
cố gắng đánh đổi giữa chi phí và lợi ích từ việc 
nắm giữ những kỳ hạn nợ khác nhau. 
Từ khung lý thuyết trên, những nghiên cứu 
thực nghiệm trên thế giới đã chứng tỏ đặc điểm 
của công ty có tác động đến quyết định về cấu 
trúc kỳ hạn nợ của công ty. Kết quả nghiên 
cứu của Barclay và Smith (1995) tại Mỹ phù 
hợp với Myers (1977), ủng hộ mạnh mẽ cho lý 
thuyết chi phí đại diện khi cho rằng giảm kỳ 
hạn nợ sẽ giúp công ty kiểm soát vấn đề đầu tư 
dưới mức. Công ty lớn sẽ phát hành nhiều nợ 
dài hạn và công ty có nhiều thông tin bất cân 
xứng sẽ sử dụng nhiều nợ ngắn hạn. Lý thuyết 
thuế không có ý nghĩa trong quyết định kỳ hạn 
nợ của công ty. Terra (2011) đã cung cấp bằng 
chứng chứng tỏ các nhân tố tác động đến cấu 
trúc kỳ hạn nợ của các công ty tại Mỹ và các 
nước thuộc Mỹ Latinh là tương tự nhau mặc dù 
có sự khác biệt về môi trường tài chính và môi 
trường kinh doanh giữa các quốc gia trong mẫu 
khảo sát. Cụ thể các nhân tố quy mô công ty, lợi 
nhuận, tài sản hữu hình không ảnh hưởng đến 
kỳ hạn nợ; tỷ lệ nợ, kỳ hạn tài sản, tính thanh 
khoản có tác động dương đến kỳ hạn nợ; thuế và 
1. Giới thiệu
Cấu trúc kỳ hạn nợ là vấn đề luôn được 
các nhà quản trị tài chính quan tâm khi đưa ra 
những quyết định liên quan đến việc tài trợ nợ 
cho công ty vì nó vừa có ảnh hưởng đến quyết 
định đầu tư, vừa có ảnh hưởng đến quyết định 
cổ tức. Vấn đề này đã được nghiên cứu rộng 
trên thế giới, từ các nước có nền kinh tế đã 
phát triển đến các nước có nền kinh tế đang 
phát triển và nền kinh tế mới nổi. Các nghiên 
cứu này không chỉ vận dụng mô hình tĩnh xem 
xét tác động của các nhân tố thể hiện đặc điểm 
của công ty đến cấu trúc kỳ hạn nợ (Barclay 
và Smith, 1995; Teruel và Salano, 2007; Costa 
và cộng sự, 2014) mà còn đánh giá tốc độ điều 
chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ thông qua mô hình 
động (Ozkan, 2000; Terra, 2011; Matuers và 
Terra, 2013). 
Trong khi đó, các công ty niêm yết tại Việt 
Nam đa phần là sử dụng nợ ngắn hạn (Nguyễn 
và cộng sự, 2012; Phạm và Nguyễn, 2015; Lưu 
và Nguyễn, 2016). Điều này khiến công ty tại 
Việt Nam gặp nhiều rủi ro trong thanh khoản, 
rủi ro trong tái tài trợ và tái đầu tư, đặc biệt là 
đối với các công ty bất động sản, những công 
ty cần nguồn vốn lớn với kỳ hạn dài. Với vai 
trò quan trọng của cấu trúc kỳ hạn nợ đối với 
hoạt động của công ty, việc giải quyết vấn đề 
này là rất cần thiết nhằm tìm ra những giải pháp 
phù hợp, qua đó giúp công ty hoạt động tốt hơn 
trong môi trường kinh doanh hiện nay. Xuất 
phát từ thực trạng trên, bài viết sẽ nghiên cứu 
tác động của đặc điểm công ty đến cấu trúc kỳ 
hạn nợ của công ty bất động sản tại Việt Nam 
thông qua mô hình tĩnh, từ đó chỉ ra những đặc 
điểm mà công ty cần lưu tâm khi đưa ra quyết 
định liên quan đến cấu trúc kỳ hạn nợ. Đồng 
thời bài viết cũng vận dụng mô hình động để 
kiểm định sự tồn tại của cấu trúc kỳ hạn nợ mục 
14
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 54, 12/2019
chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) 
trong giai đoạn từ năm 2008-2018 (đã loại bỏ 
16 công ty mới niêm yết). Dữ liệu nghiên cứu 
được thu thập từ báo cáo tài chính đã được 
kiểm toán của các công ty trên từ cơ sở dữ liệu 
điện tử của Vietstock và Công ty Chứng khoán 
Bảo Việt. Dữ liệu nghiên cứu được sử dụng là 
dữ liệu bảng (Panel data) nên nghiên cứu sẽ 
thực hiện hồi quy bằng những phương pháp 
chuyên biệt. 
3.2. Biến nghiên cứu 
Mô hình nghiên cứu về cấu trúc kỳ hạn nợ 
của công ty được xây dựng dựa trên lý thuyết 
chi phí đại diện, lý thuyết tín hiệu, lý thuyết sự 
phù hợp và lý thuyết thuế. Cấu trúc kỳ hạn nợ 
của công ty được đại diện bởi biến kỳ hạn nợ, 
đóng vai trò là biến phụ thuộc trong mô hình, 
được xác định bởi tỷ lệ giữa vay nợ dài hạn 
trên tổng vay nợ theo giá trị sổ sách (Barclay 
và Smith, 1995; Teruel và Salano, 2007; Costa 
và cộng sự, 2014; Ozkan, 2000; Terra, 2011; 
Matuers và Terra, 2013). Đặc điểm của công ty 
được thể hiện thông qua các biến nghiên cứu 
được trình bày ở Bảng 1. Ngoài ra, biến trễ bậc 
1 của biến kỳ hạn nợ cũng được đưa vào mô 
hình động nhằm nghiên cứu sự tồn tại của cấu 
trúc kỳ hạn nợ động (Ozkan, 2000; Terra, 2011; 
Mateurs và Terra, 2013).
cơ hội tăng trưởng có tác động âm đến kỳ hạn 
nợ. Nghiên cứu của Costa và cộng sự (2014) 
đối với các doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Bồ 
Đào Nha chứng tỏ công ty có quy mô nhỏ, tính 
thanh khoản thấp có xu hướng sử dụng nhiều nợ 
ngắn hạn. Tỷ lệ thuế có tác động dương rất nhỏ 
đến kỳ hạn của tài sản. Chi phí vốn có tác động 
dương mạnh mẽ đến nợ dài hạn. Chi phí vốn 
là một đại diện ngược của cơ hội tăng trưởng, 
công ty càng có nhiều tài sản vật chất thường 
sẽ kém tăng trưởng và có xu hướng sử dụng 
nó làm tài sản thế chấp cho ngân hàng để vay 
nợ dài hạn hơn. Điều này phù hợp với Myers 
(1977) khi ông cho rằng công ty có nhiều cơ 
hội tăng trưởng nên sử dụng nhiều nợ ngắn hạn. 
Bên cạnh đó, nghiên cứu của Ozkan (2000), 
Terra (2011), Matuers và Terra (2013) đã chứng 
tỏ các công ty thuộc Anh, Mỹ, các nước Đông 
Âu và Mỹ Latinh đều có thực hiện điều chỉnh 
cấu trúc kỳ hạn nợ hướng về cấu trúc kỳ hạn nợ 
mục tiêu. 
3. Phương pháp nghiên cứu
3.1. Dữ liệu nghiên cứu
Mẫu nghiên cứu gồm 30 công ty thuộc 
ngành bất động sản theo quan điểm phân ngành 
của GICS, được niêm yết trên Sở Giao dịch 
Bảng 1. Các biến trong mô hình nghiên cứu
Tên biến
Ký 
hiệu
Cách xác định
Kỳ 
vọng
Cơ sở khoa học 
(Cở sở lý thuyết 
và nghiên cứu 
thực nghiệm)
Kỳ hạn 
nợ
MR
Nợ vay dài hạn 
Nợ vay dài hạn + Nợ vay ngắn hạn
Barclay và Smith (1995), 
Teruel và Salano (2007), 
Costa và cộng sự (2014), 
Ozkan (2000), Terra (2011), 
Matuers và Terra (2013)
15
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 54, 12/2019
Tên biến
Ký 
hiệu
Cách xác định
Kỳ 
vọng
Cơ sở khoa học 
(Cở sở lý thuyết 
và nghiên cứu 
thực nghiệm)
Tỷ lệ nợ LEV
Tổng nợ
Tổng tài sản
+
Lý thuyết tín hiệu; Barclay 
và Smith (1995), Teruel và 
Salano (2007), Costa và 
cộng sự (2014) 
Quy mô SIZ Log(tổng tài sản theo sổ sách) +
Lý thuyết chi phí đại diện; 
Barclay và Smith (1995), 
Ozkan (2000), Costa và 
cộng sự (2014)
Cơ hội 
tăng 
trưởng
GRO
Nợ phải trả + Giá thị trường của vốn
Tổng tài sản
+
Lý thuyết chi phí đại diện; 
Barclay và Smith (1995), 
Ozkan (2000), Teruel và 
Solano (2007)
Lợi 
nhuận
PRO
EBIT
Tổng tài sản
-
Lý thuyết tín hiệu; Mateurs 
và Terra (2013), Ozkan 
(2000)
Biến 
động thu 
nhập
VOL
|
EBIT
t
 – EBIT
t–1 |
EBIT
t–1
– trung bình của (
EBIT
t
 – EBIT
t–1 )
EBIT
t–1
+
Lý thuyết tín hiệu; Lemma 
và Negash (2012), Mateurs 
và Terra (2013)
Tính 
thanh 
khoản
LIQ
Tài sản ngắn hạn
Nợ phải trả ngắn hạn
+
Lý thuyết tín hiệu; Mateurs 
và Terra (2013), Teruel và 
Solano (2007
Tài sản 
hữu hình
TAN
Tài sản cố định ròng
Tổng tài sản
+
Lý thuyết sự phù hợp; 
Costa và cộng sự (2014), 
Mateurs và Terra (2013)
Kỳ hạn 
tài sản
AM
(
Tài sản lưu động
*
Tài sản lưu động
) +
TSLĐ + TSCĐ ròng GVHB
(
TSCĐ ròng
*
TSCĐ ròng
)
TSLĐ + TSCĐ ròng Khấu hao
+
Lý thuyết sự phù hợp; 
Ozkan (2000)
Thuế TAX
Thuế TNDN
Thu nhập trước thuế
-
Lý thuyết thuế; Mateurs và 
Terra (2013), Terra (2011). 
Biến trễ 
bậc 1 của 
biến MR
MR
t-1
Độ trễ bậc 1 của biến kỳ hạn nợ
Ozkan (2000), Terra 
(2011), Mateurs và Terra 
(2013)
Nguồn: Tổng hợp của tác giả
16
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 54, 12/2019
tại Việt Nam, bài viết vận dụng mô hình tĩnh 
theo Barclay và Smith (1995), Teruel và Salano 
(2007), Costa và cộng sự (2014) để nghiên cứu, 
cụ thể mô hình nghiên cứu như sau: 
3.3. Mô hình nghiên cứu
Đầu tiên, để nghiên cứu đặc điểm nào của 
công ty có tác động và tác động như thế nào 
đến cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty bất động 
sản 
MR
i,t
 = β
0 
+ β
1
LEV
i,t
 + β
2
SIZ
i,t
 + β
3
GRO
i,t
 + β
4
VOL
i,t
 + β
5
LIQ
i,t
 + β
6
PRO
i,t
 + β
7
TANi,t + 
β
8
AM
i,t 
+ β
9
TAX
i,t
 + ε
i,t
(1)
Tiếp theo, bài viết vận dụng mô hình động theo Ozkan (2000), Terra (2011), Matuers và Terra 
(2013) nhằm xem xét các công ty bất động sản tại Việt Nam có điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ hay 
không, và nếu có thì tốc độ điều chỉnh như thế nào. Giả định cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu là một 
phương trình gồm k biến giải thích như sau:
Y*
i,t
 = ∑ ω
k
X
k,i,t
 + 
i,t
k=1 (2a)
Trong đó: 
 Y*
i,t 
: Cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu của công ty i tại năm hiện tại (t)
k: Số biến giải thích của mô hình
i,t
: Sai số
Và sự tồn tại của cấu trúc kỳ hạn nợ mục 
tiêu được xem xét bằng cách giả định các công 
ty tiến hành điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ hiện 
tại với hệ số điều chỉnh ρ để đạt được cấu trúc 
kỳ hạn nợ mục tiêu.
Y
i,t
 – Y
i,t–1
 = ρ(Y*
i,t 
– Y
i,t–1
) (2b)
Trong đó: 
Y
i,t
: Cấu trúc kỳ hạn nợ thực tế của công ty 
i tại năm hiện tại (t)
Y
i,t-1
: Cấu trúc kỳ hạn nợ thực tế của công 
ty i tại năm (t-1)
Y*
i,t
: Cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu của công 
ty i tại năm hiện tại (t)
Y
i,t
 – Y
i,t–1 
: Thay đổi cấu trúc kỳ hạn nợ thực 
tế
Y*
i,t 
– Y
i,t–1
: Thay đổi cấu trúc kỳ hạn nợ mục 
tiêu
Kết hợp phương trình (2a) và phương trình 
(2b) có được phương trình cấu trúc kỳ hạn nợ 
điều chỉnh từng phần. 
Y
i,t
 = (1– ρ) Y
i,t–1
 + ∑ ρω
k
X
k,i,t
 + ρ 
i,t
k=1 (2c)
Từ phương trình (2c) suy ra 0 < ρ ≤ 1. 
17
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 54, 12/2019
Nếu chi phí phát sinh do việc sai lệch mục 
tiêu cao hơn chi phí điều chỉnh thì hệ số điều 
chỉnh được kỳ vọng là cao hơn. Hệ số điều 
chỉnh (ρ) = 1 – hệ số ước lượng của biến trễ của 
biến phụ thuộc.
 Kết hợp các biến nghiên cứu (Bảng 1) 
vào phương trình (2c) ta được phương trình 
điều chỉnh từng phần nghiên cứu tác động của 
đặc điểm công ty đến cấu trúc kỳ hạn nợ của các 
công ty bất động sản tại Việt Nam như sau: 
Nếu ρ = 1: Thay đổi cấu trúc kỳ hạn nợ thực 
tế bằng với thay đổi cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu
Nếu ρ = 0: Không có sự điều chỉnh cấu trúc 
kỳ hạn nợ thực tế. Điều này có thể do cấu trúc 
kỳ hạn nợ thực tế năm (t) bằng cấu trúc kỳ hạn 
nợ thực tế năm trước đó. Hoặc có thể do chi 
phí điều chỉnh cao hơn chi phí do chệch hướng 
gây nên. 
Nếu 0 < ρ < 1: Có sự điều chỉnh từng phần 
cấu trúc kỳ hạn nợ.
MR
i,t
 = β
0 
+ β
1
Mr
i,t-1 
+ β
2
LEV
i,t
 + β
3
SIZ
i,t
 + β
4
GRO
i,t
 + β
5
VOL
i,t 
+ β
6
LIQ
i,t
 + β
7
PRO
i,t
 + 
β
8
TAN
i,t
+ β
9
AM
i,t
 + β
10
TAX
i,t
+ ε
i,t
(2d)
3.4. Phương pháp nghiên cứu
Đối với mô hình tĩnh, nghiên cứu tác động 
của đặc điểm công ty đến cấu trúc kỳ hạn nợ, 
tác giả thực hiện hồi quy (1) theo mô hình ảnh 
hưởng cố định (FEM) và ảnh hưởng ngẫu nhiên 
(REM), để lựa chọn được mô hình nghiên cứu 
phù hợp, kiểm định Hausman và hoặc là kiểm 
định Breusch-Pargan (LM) hoặc là kiểm định 
Likelihood Ratio được thực hiện. Tuy có thể 
giúp tránh dẫn đến việc đưa ra kết quả hồi quy 
bị sai lệch khi hồi quy theo FEM và REM nhưng 
vẫn tồn tại khả năng có hiện tượng phương sai 
thay đổi và hiện tượng tự tương quan. Điều 
này khiến cho kết quả hồi quy sẽ không hiệu 
quả. Do đó, nghiên cứu tiếp tục dùng kiểm 
định Wald để kiểm định hiện tượng phương 
sai thay đổi và kiểm định Wooldridge để kiểm 
định hiện tượng tự tương quan. Nếu kết quả 
hồi quy không có hiện tượng phương sai thay 
đổi và hiện tượng tự tương quan, phương pháp 
ước lượng tốt nhất cho mô hình là phương pháp 
được chọn lựa giữa FEM và REM. Nếu kết quả 
hồi quy có hiện tượng phương sai thay đổi hoặc 
có hiện tượng tự tương quan hoặc có cả hai hiện 
tượng này, phương pháp bình phương nhỏ nhất 
tổng quát (GLS) sẽ được sử dụng để hồi quy 
mô hình (1) nhằm khắc phục những khuyết tật 
trên. Và để giải quyết vấn đề nội sinh do mối 
quan hệ đồng thời giữa biến phụ thuộc và biến 
độc lập trong mô hình nghiên cứu (Awartani và 
cộng sự, 2016), phương pháp GMM hệ thống 
được thực hiện nhằm giúp kết quả ước lượng 
đạt được là đáng tin cậy.
Đối với mô hình động, do biến trễ của biến 
phụ thuộc đóng vai trò là biến độc lập nên biến 
trễ có thể có tương quan với các biến độc lập 
còn lại của mô hình nghiên cứu nên kết quả 
ước lượng thu được có khả năng không vững. 
Những phương pháp hồi quy phù hợp với dữ 
liệu bảng như Pooled OLS, FEM, REM, GLS 
không thể khắc phục được vấn đề nội sinh như 
phương pháp GMM hệ thống (Antoniou và 
cộng sự, 2006; Awartani và cộng sự, 2016). Vì 
vậy, phương pháp GMM hệ thống và kiểm định 
Sargan và Arellano-Bond được sử dụng để hồi 
quy mô hình (2d). 
18
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 54, 12/2019
4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
4.1. Phân tích kết quả thống kê
Bảng 2. Kết quả thống kê mô tả các biến
Biến Số quan sát Giá trị trung bình Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Độ lệch chuẩn
MR 308 0.48532 0.00000 1.00000 0.29655
LEV 329 0.53349 0.00913 0.94807 0.16999
SIZ 329 14.39206 8.05801 19.47838 1.32594
GRO 329 0.80592 0.00913 3.08103 0.39630
VOL 326 0.79061 -23.53624 227.28060 13.53297
LIQ 329 3.09089 0.22677 109.04620 6.95383
PRO 329 0.05766 -0.77293 0.60901 0.07948
TAN 329 0.09400 0.00000 0.74004 0.13459
AM 326 25.53720 -18.33192 615.00320 72.76717
TAX 329 0.13821 -23.82661 3.43278 1.35475
Nguồn: Tác giả xử lý số liệu từ phần mềm Stata
Kết quả thống kê trong Bảng 2 cho thấy, tỷ 
lệ vay nợ dài hạn trên tổng vay nợ (MR) trung 
bình của các công ty đạt 48.53%, điều này 
chứng tỏ trong điều kiện thị trường nợ chưa 
phát triển như hiện nay, các công ty bất động 
sản niêm yết trên HOSE trong giai đoạn 2008-
2018 chủ yếu sử dụng nợ ngắn hạn.
4.2. Phân tích mối tương quan giữa các 
biến và kiểm định đa cộng tuyến
Bảng 3. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến
MR LEV SIZ GRO VOL LIQ PRO TAN AM TAX
MR 1.0000
LEV 0.1688 1.0000
SIZ 0.3116 0.1984 1.0000
GRO 0.1950 0.3601 0.1711 1.0000
VOL 0.0068 -0.0181 -0.0311 -0.0295 1.0000
LIQ 0.2334 -0.2296 0.0190 -0.1136 0.0153 1.0000
PRO -0.0271 -0.0346 0.0657 0.3610 -0.0187 0.0143 1.0000
TAN 0.0816 -0.1198 -0.0204 0.1675 0.0391 -0.1478 -0.1243 1.0000
AM 0.0971 -0.0128 0.0345 0.2607 0.1929 -0.0345 -0.0228 0.4374 1.0000
TAX 0.0038 0.0779 -0.0077 0.0351 0.0022 -0.0279 0.0362 0.0203 0.0045 1.0000
Nguồn: Tác giả xử lý số liệu từ phần mềm Stata
19
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 54, 12/2019
TAN và AM với hệ số tương quan là 43.74%. 
Kết quả phân tích cho thấy khả năng xảy ra hiện 
tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong 
mô hình là không cao. 
4.3. Phân tích kết quả hồi quy
4.3.1. Tác động của đặc điểm công ty đến 
cấu trúc kỳ hạn nợ
Theo kết quả ở Bảng 3, MR có mối tương 
quan cao nhất với SIZ với hệ số tương quan là 
31.16% và có tương quan thấp dưới 1% với 
VOL và TAX. Tương quan về dấu của biến phụ 
thuộc và các biến độc lập đều phù hợp với lý 
thuyết, ngoại trừ TAX.
Xét về mối tương quan giữa các biến độc lập 
trong mô hình, cao nhất là mối tương quan giữa 
Bảng 4. Kết quả hồi quy 
Biến
MÔ HÌNH TĨNH MÔ HÌNH ĐỘNG
FEM REM GLS Sys-GMM Sys-GMM
MR_1 0.2791
(0.1120)
LEV 0.2750* 0.2620** 0.3125*** -0.4872 -0.1341
(0.0660) (0.0420) (0.0050) (0.4840) (0.6660)
SIZ 0.0986*** 0.0732*** 0.0506*** 0.0738** 0.0471**
(0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0330) (0.0310)
GRO 0.1450*** 0.1200** 0.0933** 0.2428* 0.1176*
(0.0040) (0.0100) (0.0200) (0.0540) (0.0650)
VOL 0.0000 0.0000 -0.0003 0.0003 -0.0001
(0.9740) (0.9790) (0.6960) (0.4080) (0.7810)
LIQ 0.0257*** 0.0266*** 0.0308*** 0.0223** 0.0432**
(0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0350) (0.0360)
PRO -0.0251 -0.0916 -0.0631 -0.6460 -0.4279
(0.9070) (0.6570) (0.7480) (0.2670) (0.2670)
TAN 0.4236** 0.3278** 0.2401 0.0268 0.1113
(0.0230) (0.0360) (0.1130) (0.8980) (0.4840)
AM 0.0001 0.0001 -0.0001 0.0000 0.0001
(0.8100) (0.7030) (0.6590) (0.9080) (0.6810)
TAX 0.0063 0.0045 0.0062 0.0058 0.0059*
(0.5430) (0.6580) (0.4790) (0.3870) (0.0930)
Số quan sát 305 305 305 305 297
Prob>F 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000
R2 0.1398 0.1353
20
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 54, 12/2019
trong phần phương pháp nghiên cứu thì đây 
cũng là phương pháp phù hợp nhất để ước 
lượng (1), phương pháp này sẽ giúp loại bỏ các 
vấn đề như phương sai thay đổi, tự tương quan 
hay nội sinh nên kết quả ước lượng sẽ hiệu quả 
và vững. 
Xét về tương quan thì tác động của đặc điểm 
công ty đến cấu trúc nợ của công ty bất động sản 
tại Việt Nam phù hợp với những dự đoán dựa 
trên cơ sở lý thuyết khoa học và các bằng chứng 
thực nghiệm. Các công ty bất động sản tại Việt 
Nam sẽ vay nợ với kỳ hạn dài hơn khi quy mô 
tăng lên, có nhiều cơ hội tăng trưởng hơn và 
tính thanh khoản tốt hơn. Kết quả nghiên cứu đã 
phần nào phản ảnh thực trạng về tình hình vay 
nợ của các công ty bất động sản tại Việt Nam 
hiện nay, các công ty này thường ở vào tình 
trạng đầu tư thái quá và không quan tâm đến sự 
phù hợp giữa kỳ hạn của nợ và kỳ hạn của tài 
sản để đưa ra quyết định về kỳ hạn vay nợ. 
Kết quả hồi quy mô hình tĩnh (Bảng 4), 
nghiên cứu tác động của đặc điểm công ty đến 
cấu trúc kỳ hạn nợ của các công ty bất động sản 
theo phương pháp FEM, REM, GLS và Sys-
GMM. Kiểm định Hausman cho kết quả 
P
value
 > 0.05, điều này cho thấy ước lượng mô 
hình (1) theo REM là phù hợp hơn FEM. Và 
kiểm định LM cho kết quả REM phù hợp hơn 
Pooled OLS. Như vậy, giữa phương pháp FEM 
và REM thì REM là phương pháp phù hợp nhất 
để ước lượng mô hình (1). Tuy nhiên, kiểm 
định Wald và Wooldridge cho thấy có tồn tại 
hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự 
tương quan trong REM, điều này khiến cho kết 
quả hồi quy (1) theo REM sẽ không hiệu quả. 
Và tác giả đã sử dụng phương pháp GLS để 
khắc phục nhược điểm của REM, nhưng vẫn 
chưa khắc phục được hiện tượng nội sinh có thể 
có do mối quan hệ đồng thời giữa MR và LEV 
nên phương pháp Sys-GMM tiếp tục được sử 
dụng để ước lượng mô hình (1) và theo lập luận 
Biến
MÔ HÌNH TĨNH MÔ HÌNH ĐỘNG
FEM REM GLS Sys-GMM Sys-GMM
Hausman test
Prob>chi 2 0.1561
LM test
Prob>chi 2 0.0000
Wald test
Prob>chi 2 0.0000
Wooldridge 
test
Prob>chi 2 0.0022
Sargan test
Prob>chi 2 0.0250 0.0100
Arellano-Bond test
Prob>chi 2 0.0570 0.3210
Nguồn: Tác giả xử lý số liệu từ phần mềm Stata
Ghi chú: *, **, *** lần lượt đại diện cho ý nghĩa thống kê tại mức 10%, 5%, 1%.
21
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 54, 12/2019
2018 có vay nợ ngắn hạn và nợ dài hạn để tài 
trợ cho hoạt động kinh doanh nhưng đa phần 
là nợ ngắn hạn. Và các công ty này không thực 
hiện điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ. Vậy nên, 
nếu xảy ra sự sai lệch trong quyết định về cấu 
trúc kỳ hạn nợ sẽ gây ra những thiệt hại nhất 
định cho công ty. Do đó, nhà quản trị tài chính 
công ty cần xem xét đặc điểm của công ty để 
xây dựng và thực hiện chính sách kỳ hạn nợ 
hợp lý nhất. Quy mô công ty, cơ hội tăng trưởng 
và khả năng thanh khoản là những đặc điểm mà 
nhà quản trị tài chính cần quan tâm, trong đó cơ 
hội tăng trưởng trong tương lai là đặc điểm có 
tác động mạnh nhất đến quyết định vay nợ dài 
hạn của công ty bất động sản tại Việt Nam.
Với việc chỉ nghiên cứu những đặc điểm 
công ty có tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ của 
các công ty bất động sản niêm yết trên sàn 
HOSE bằng việc vận dụng mô hình tĩnh và mô 
hình động, nghiên cứu này sẽ tạo tiền đề cho 
các nghiên cứu tiếp theo về vấn đề này tại Việt 
Nam với mẫu nghiên cứu rộng hơn để có nhận 
định bao quát hơn.
4.3.2. Kết quả nghiên cứu sự tồn tại của cấu 
trúc kỳ hạn nợ động
Kết quả hồi quy mô hình động tại Bảng 4 
cho thấy MR_1 không có ý nghĩa thống kê, 
nghĩa là các công ty bất động sản tại Việt Nam 
không thực hiện điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ. 
Điều này có thể do việc điều chỉnh cấu trúc kỳ 
hạn nợ hướng về cấu trúc kỳ hạn nợ mục tiêu 
gây tốn kém chi phí hơn việc không điều chỉnh 
hoặc cũng có thể do các công ty bất động sản 
không có khả năng điều chỉnh. Kết quả hồi quy 
mô hình động (2d) ở Bảng 4 cho thấy công ty 
chỉ có thể điều chỉnh cấu trúc kỳ hạn nợ, tăng 
tỷ lệ vay nợ dài hạn khi quy mô công ty tăng 
lên, công ty có nhiều cơ hội tăng trưởng hơn và 
tính thanh khoản tăng lên. Đối chiếu với kết quả 
nghiên cứu ở mô hình tĩnh thì đó cũng chính là 
những đặc điểm làm cơ sở cho công ty đưa ra 
quyết định về kỳ hạn vay nợ. 
5. Kết luận
Kết quả nghiên cứu cho thấy các công ty bất 
động sản tại Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 
Tài liệu trích dẫn
Barclay, M. J., & Smith, C. W. (1995). The Maturity Structure of Corporate Debt. The Journal of 
Finance, 50(2), 609-631. doi: 10.1111/j.1540-6261.1995.tb04797.x.
Barnea, A., Haugen, R. A., & Senbet, L. W. (1980). A Rationale for Debt Maturity Structure and 
Call Provisions in the Agency Theoretic Framework. The Journal of Finance, 35(5), 1223-
1234. doi: 10.2307/2327095.
Brick, I. E., & Ravid, S. A. (1985). On the Relevance of Debt Maturity Structure. The Journal of 
Finance, 40(5), 1423-1437. doi: 10.2307/2328122.
Brick, I. E., & Ravid, S. A. (1991). Interest Rate Uncertainty and the Optimal Debt Maturity Structure. 
The Journal of Financial and Quantitative Analysis, 26(1), 63-81. doi: 10.2307/2331243.
Cai, K., Fairchild, R., & Guney, Y. (2008). Debt maturity structure of Chinese companies. Pacific-
Basin Finance Journal, 16(3), 268-297. doi: 
Deesomsak, R., Paudyal, K., & Pescetto, G. (2009). Debt maturity structure and the 1997 Asian 
financial crisis. Journal of Multinational Financial Management, 19(1), 26-42. doi: http://
dx.doi.org/10.1016/j.mulfin.2008.03.001
22
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 54, 12/2019
Diamond, D. W. (1991). Debt Maturity Structure and Liquidity Risk. The Quarterly Journal of 
Economics, 106(3), 709-737. doi: 10.2307/2937924.
Flannery, M. J. (1986). Asymmetric information and risky debt maturity choice. Journal of Finance, 
41, 19-37. 
Morris, J. (1976). On corporate debt maturity strategies. Journal of Finance, 31(1), 29-37. 
Myers, S. C. (1977). Determinants of corporate borrowing. Journal of Financial Economics, 5, 
146-176. 
Nguyen, D., Diaz-Rainey, I., & Gregoriou, A. (2012). Financial Development and the Determinants 
of Capital Structure in Vietnam. Electronic copy available at:  
Ozkan, A. (2000). An empirical analysis of corporate debt maturity structure. European Financial 
Management, 6(2), 197-212. 
Phạm, T. M., & Nguyễn, T. D. (2015). Các nhân tố ảnh hưởng cấu trúc vốn từ mô hình tĩnh đến mô 
hình động: Nghiên cứu trong ngành Bất động sản Việt Nam. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(6), 
58-74. 
Terra, P. R. S. (2011). Determinants of Corporate Debt Maturity in Latin America. European 
Business Review, 23(1), 45-70. 
Teruel, P. J. G., & Solano, P. M. (2007). Short-term debt in Spanish SMEs. International Small 
Business Journal, 25(6), 579-602. 
Wang, Y., Sun, Y., & Lv, Q. (2010). Empirical study on the debt maturity structure based on 
macroeconomic variables. International Journal of Business and Management, 5(12), 135 - 
140.