333 Cộ ởng (GROW):
4.6.1 Kt qu hồi quy mô hình (1.1):
Mô hình 1.1
Toàn mẫu SMEs LEs
Constant (C) -0.085142 -0.128806 0.031303 0.019200 0.048400 0.511100 LDEBT 0.810085 *** 0.766526*** 0.832507*** 0.000000 0.000000 0.000000 NDTS 0.326205 *** -0.181641 0.697157*** 0.007000 0.459500 0.000000 PROF -0.33132 *** -0.130880 -0.439534*** 0.000000 0.101600 0.000000 GROW 0.066112 *** 0.058309*** 0.111726*** 0.000000 0.000000 0.000000 ITAG -0.089461 0.113097 -0.106253 0.285000 0.319100 0.377300 LN(TA) 0.012585 *** 0.014600*** 0.003563 0.000000 0.004600 0.308700 R2 0.831203 0.780779 0.855296
G : 4.6.1 ồ ộ ê ẩ ổ ( E ) ử ụ (FEM). ê ( ) ặ ồ (*) ó ở ứ ê l t là 10% (**) ó ở ứ ê l t là 5% (***) ó ở ứ ê l t là 1%
Mô hình ƣớc lƣợng iến phụ thuộc tổng nợ (DEBT) (1.1)cho mẫu quan sát lần lƣợt của 220 công ty; 73 công ty vừa và nhỏ; 147 công ty lớn theo phƣơng pháp FEM nhƣ sau:
DEBT = - 0.085142 + 0.810085*LDEBT + 0.326205*NDTS - 0.33132*PROF + 0.066112*GROW - 0.089461*INTG + 0.012585*LN(TA)
DEBT = - 0.128806+ 0.766526*LDEBT - 0.181641*NDTS - 0.130880*PROF + 0.058309*GROW + 0.113097*INTG + 0.014600*LN(TA)
DEBT = 0.031303 + 0.832507*LDEBT + 0.697157*NDTS - 0.439534*PROF + 0.111726*GROW - 0.106253*INTG + 0.003563*LN(TA)
+ Biến độ trễ của nợ (LDEBT): có mối tƣơng quan cùng chiều với đòn ẩy tài chính ở cả 3 mẫu quan sát với mức ý nghĩa thống kê 1%. Hệ số hồi quy của biến này xoay quanh mức 0,8%. Khi các yếu tố khác không đổi thì:
- Với mẫu quan sát là 220 công ty: khi nợ kỳ trƣớc tăng 1% thì làm cho tổng nợ của công ty tăng 81,00%
- Với mẫu quan sát là 73 công ty vừa và nhỏ: khi nợ kỳ trƣớc tăng 1% thì làm cho tổng nợ của công ty tăng 76,65%
- Với mẫu quan sát là 147 công ty lớn: khi nợ kỳ trƣớc tăng 1% thì làm cho tổng nợ của công ty tăng 83,25%
+ Biến tấm chắn thuế phi nợ (NDTS) có tác động cùng chiều với đòn bẩy tài chính và có mức ý nghĩa thống kê 1% đối với mẫu quan sát toàn mẫu và các công ty LEs. Trong khi đó với mẫu các công ty SMEs thì biến NDTS lại có tác động ngƣợc chiều và kết quả này không có ý nghĩa thống kê . Khi các yếu tố khác không đổi thì:
- Với mẫu quan sát là 220 công ty: khi tấm chắn thuế phi nợ tăng 1% thì làm cho tổng nợ của công ty tăng 32,62%
- Với mẫu quan sát là 73 công ty vừa và nhỏ: khi tấm chắn thuế phi nợ tăng 1% thì làm cho tổng nợ của công ty giảm 18,16% (Kết quả hồi quy không có ý nghĩa thống kê)
- Với mẫu quan sát là 147 công ty lớn: khi tấm chắn thuế phi nợ tăng 1% thì làm cho tổng nợ của công ty tăng 69,72%
Theo nghiên cứu của DeAngelo và Masulis (1980) thì tấm chắn thuế phi nợ là sản phẩm thay thế cho các lợi ích về thuế khi các doanh nghiệp không sử dụng tài trợ ằng nợ vay. Một doanh nghiệp có tấm chắn thuế phi nợ lớn đồng nghĩa với việc sử dụng ít nợ. Tuy nhiên, nghiên cứu của Bradley et al (1984) cho rằng tấm chắn thuế phi nợ tƣơng quan thuận chiều với đòn ẩy.
Theo kết quả của phƣơng trình hồi quy thì tác động của tấm chắn thuế phi nợ lên nhóm các công ty LEs cao hơn so với nhóm các công ty SMEs
Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Titman & Wessels (1988) , Samuel G. H. Huang and Frank M. Song (2006) và Degryse, Goeij & Kappert (2009) cho rằng tấm chắn thuế phi nợ có mối tƣơng quan cùng chiều với việc
sử dụng nợ. Tuy nhiên kết quả trên lại trái ngƣợc với lý thuyết TOT và trái ngƣợc với kết quả nghiên cứu của Victor & Francisco (2011), DeAngelo & Masulis (1980), Jean J. Chen (2003) và Nahum Biger, Nam V. Nguyen, Quyen X. Hoang, (2007) cho rằng một công ty có tấm chắn thuế phi nợ lớn đồng nghĩa với việc sử dụng nợ ít hơn.
+ Biến lợi nhuận (PROF) có tác động ngƣợc chiều với tổng nợ trên tổng tài sản của công ty trong cả 3 mẫu quan sát. Tuy nhiên kết quả hồi quy này cùng một mức ý nghĩa thống kê 1% ở mẫu quan sát toàn mẫu và các công ty LEs và không có ý nghĩa thống kê đối với mẫu các công ty SMEs. Điều này có nghĩa là:
- Với mẫu quan sát là 220 công ty: khi công ty tăng 1% lợi nhuận thì tổng nợ của công ty giảm 33,13%
- Với mẫu quan sát là 73 công ty vừa và nhỏ: khi công ty tăng 1% lợi nhuận thì tổng nợ của công ty giảm 13,09% (Kết quả hồi quy không có ý nghĩa thống kê)
- Với mẫu quan sát là 147 công ty lớn: khi công ty tăng 1% lợi nhuận thì tổng nợ của công ty giảm 43,95%
Nhƣ vậy trong các công ty LEs thì ảnh hƣởng của lợi nhuận lên việc sử dụng nợ lại tiếp tục cao hơn so với các công ty SMEs. Nghĩa là trong khi các yếu tố khác không đổi thì ở cùng một mức tăng lợi nhuận 1% thì các công ty lớn sẽ giảm việc sử dụng nợ nhiều hơn các công ty vừa và nhỏ.
Mối tƣơng quan ngƣợc chiều này trái ngƣợc với lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn (TOT) là khi công ty có lợi nhuận càng lớn thì khả năng công ty rơi vào tình trạng kiệt quệ càng thấp nên công ty sẽ gia tăng việc sử dụng nợ nhiều hơn. Tuy nhiên kết quả trên lại phù hợp với dự đoán của lý thuyết trật tự phân hạng (POT) là khi công ty có lợi nhuận càng lớn thì nguồn thu nhập từ lợi nhuận giữ lại càng nhiều đủ để đáp ứng cho việc thực hiện các cơ hội
phát triển của công ty nên công ty không cần phải vay mƣợn bên ngoài. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với tình hình thực tế của các công ty tại Việt Nam là các công ty thích sử dụng nguồn tài trợ từ nguồn nội bộ hơn là vay nợ bên ngoài với suy nghĩ nguồn tài trợ từ nội bộ công ty có chi phí thấp hơn so với nguồn vốn vay bên ngoài và không bị giám sát, ràng buộc bởi các chủ nợ.
Kết quả hồi quy cho mẫu quan sát tại Việt Nam phù hợp với các nghiên cứu trƣớc đây của Titman & Wessels (1988); Victor & Francisco (2011); Rajan và Zingales (1995); Gaud et al. (2005); G.H. Huang & Frank Song (2006); Fama & French (2002), Booth et al (2001); Nahum Biger, Nam V. Nguyen, Quyen X. Hoang, (2007); Dzung Nguyen, Ivan Diaz-Rainey, Ivan Diaz-Rainey (2012).
+ Biến cơ hội tăng trƣởng (GROW): kết quả của mô hình hồi quy (1.1) cho thấy các hệ số hồi quy của biến GROW có mối tƣơng quan cùng chiều với đòn ẩy tài chính với cùng mức ý nghĩa thống kê là 1% cho cả 3 mẫu quan sát. Kết quả này ngụ ý rằng:
- Với mẫu quan sát là 220 công ty: khi công ty có cơ hội tăng trƣởng tăng 1% thì tổng nợ của công ty tăng 6,61%
- Với mẫu quan sát là 73 công ty vừa và nhỏ: khi công ty có cơ hội tăng trƣởng tăng 1% thì tổng nợ của công ty tăng 5,83%
- Với mẫu quan sát là 147 công ty lớn: khi công ty có cơ hội tăng trƣởng tăng 1% thì tổng nợ của công ty tăng 11,17%
Tác động cùng chiều của cơ hội tăng trƣởng và đòn bẩy tài chính phù hợp với dự đoán của lý thuyết POT. Khi công ty có nhiều cơ hội tăng trƣởng hơn, nguồn tài trợ từ nội bộ công ty không đáp ứng đủ nhu cầu vốn cho sự phát triển của công ty, trong khi việc phát hành cổ phiếu có thể tạo cho các nhà đầu tƣ có suy nghĩ không đúng về giá trị thực của cổ phiếu nên công ty sẽ gia tăng nguồn tài trợ bên ngoài từ nợ là thích hợp nhất (Myer, 1984).
Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Jean J. Chen (2003) cho các công ty ở Trung Quốc; Nguyen, Tran Dinh Khoi (2006), Nahum Biger, Nam V. Nguyen, Quyen X. Hoang, (2007) và Dzung Nguyen, Ivan Diaz-Rainey, Ivan Diaz-Rainey (2012) cho các công ty tại Việt Nam; và Degryse, Goeij & Kappert (2009) cho các công ty tại Hà Lan.
+ Biến tài sản vô hình (ITAG) có mối quan hệ ngƣợc chiều với mức độ sử dụng nợ của công ty ở mẫu quan sát toàn bộ các công ty và các công ty LEs. Tuy nhiên, kết quả này lại có mối tƣơng quan cùng chiều với đòn ẩy trong mẫu quan sát các công ty SMEs. Các kết quả hồi quy của biến ITAG đều không có ý nghĩa thống kê cho cả 3 mẫu quan sát.
+ Biến LN(TA:) đều có tác động cùng chiều với tổng nợ của công ty trong cả 3 mẫu quan sát. Kết quả này chỉ có ý nghĩa thống kê với mẫu quan sát toàn bộ các công ty và các công ty SMEs ở mức tin cậy 99%. Kết quả này ngụ ý rằng:
- Với mẫu quan sát là 220 công ty: khi công ty có tổng tài sản tăng 1% thì tổng nợ của công ty tăng 1,26%
- Với mẫu quan sát là 73 công ty vừa và nhỏ khi công ty có tổng tài sản tăng 1% thì tổng nợ của công ty tăng 1,46%
Điều có có nghĩa là khi tổng tài sản của công ty tăng thì việc sử dụng nợ cũng tăng lên. Nhƣ vậy, tài sản của công ty đƣợc tài trợ bằng nợ nhiều hơn là từ nguồn nội bộ và vốn cổ phần.
Mối tƣơng quan cùng chiều này phù hợp với nghiên cứu của Frank & Goyal (2009), Rajan & Zingales (1995), Booth et al. (2001), Gaud et al (2005), Jean J. Chen (2003) nhƣng lại không phù hợp với kết quả nghiên cứu của Titman & Wessels (1988).
4.6.2 Kết quả hồi quy mô hình (1.2):
B ng 4.6.2 K t qu hồi quy c a mô hình 1.2
Mô hình 1.2
Toàn mẫu SMEs LEs
Constant (C) -0.095501 -0.118312 0.020544 0.005300 0.080600 0.659900 LDEBT 0.804983 *** 0.765012*** 0.831685*** 0.000000 0.000000 0.000000 NDTS 0.334905 *** -0.125443 0.696157*** 0.005500 0.621300 0.000000 PROF -0.364647 *** -0.179493** -0.446977*** 0.000000 0.030800 0.000000 GROW 0.067954 *** 0.05907*** 0.111875*** 0.000000 0.000000 0.000000 ITAG -0.137955 * 0.066730 -0.125617 0.096500 0.555800 0.297600 LN(SLS) 0.013960 *** 0.014768*** 0.004459 0.000000 0.010200 0.202100 R2 0.832327 0.779670 0.855444
G : 4.6.2 ồ ộ ê ẩ ổ ( E ) ử ụ (FEM). ê ( ) à ặ ồ . (*) ó ở ứ ê l t là 10% (**) ó ở ứ ê l t là 5% (***) ó ở ứ ê l t là 1%
Mô hình ƣớc lƣợng iến phụ thuộc tổng nợ (DEBT) (1.2) cho mẫu quan sát lần lƣợt của 220 công ty; 73 công ty vừa và nhỏ; 147 công ty lớn theo phƣơng pháp FEM nhƣ sau:
DEBT = - 0.095501 + 0.804983*LDEBT + 0.334905*NDTS - 0.364647*PROF + 0.067954*GROW - 0.137955*INTG + 0.013960*LN(SLS)
DEBT = - 0.118312 + 0.765012*LDEBT - 0.125443*NDTS - 0.179493*PROF + 0.05907*GROW + 0.066730*INTG + 0.014768*LN(SLS)
DEBT = 0.020544 + 0.831685*LDEBT + 0.696157*NDTS - 0.446977*PROF + 0.111875*GROW - 0.125617*INTG + 0.004459*LN(SLS)
+ Biến độ trễ của nợ (LDEBT): tiếp tục có mối tƣơng quan cùng chiều với đòn ẫy tài chính và kết quả hồi quy có ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong cả 3 mẫu quan sát. Đồng thời hệ số hồi quy của biến này cũng tiếp tục xoay quanh mức 0,8 nhƣ trong mô hình 1.1. Theo đó:
- Với mẫu quan sát là 220 công ty: khi nợ kỳ trƣớc tăng 1% thì làm cho tổng nợ của công ty tăng 80,50%
- Với mẫu quan sát là 73 công ty vừa và nhỏ: khi nợ kỳ trƣớc tăng 1% thì làm cho tổng nợ của công ty tăng 76,50%
- Với mẫu quan sát là 147 công ty lớn: khi khi nợ kỳ trƣớc tăng 1% thì làm cho tổng nợ của công ty tăng 83,16%
+ Biến tấm chắn thuế phi nợ (NDTS): Theo kết quả của mô hình hồi quy thì biến tấm chắn thuế phi nợ có tác động cùng chiều và có mức ý nghĩa thống kê 1% với việc sử dụng nợ trong mẫu quan sát 220 công ty và các công ty LEs. Trong khi đó kết quả hồi quy này có mối tƣơng quan ngƣợc chiều và không có ý nghĩa thống kê với mẫu các công ty SMEs. Theo kết quả này thì:
- Với mẫu quan sát là 220 công ty: khi tấm chắn thuế phi nợ tăng 1% thì làm cho tổng nợ của công ty tăng 33,49%
- Với mẫu quan sát là 147 công ty lớn: khi tấm chắn thuế phi nợ tăng 1% thì làm cho tổng nợ của công ty tăng 69,62%
Theo Bradley, Jarell & Kim (1984) thì biến NDTS là một biến đại diện cho tài sản đảm bảo, một công ty có tài sản đảm bảo cao hơn thì dẫn tới tỷ lệ đòn ẩy cao hơn.
+ Biến lợi nhuận (PROF) tiếp tục có mối tƣơng quan ngƣợc chiều với việc sử dụng nợ của công ty trong các mẫu quan sát với độ tin cậy lên tới 99% - Với mẫu quan sát là 220 công ty: khi công ty tăng 1% lợi nhuận thì tổng nợ của công ty giảm 36,46%
- Với mẫu quan sát là 73 công ty vừa và nhỏ: khi công ty tăng 1% lợi nhuận thì tổng nợ của công ty giảm 17,95%
- Với mẫu quan sát là 147 công ty lớn: khi công ty tăng 1% lợi nhuận thì tổng nợ của công ty giảm 44,70%
Myers & Majluf (1984) đã đƣa ra một hƣớng giải thích khác về việc lựa chọn cấu trúc vốn của doanh nghiệp dựa trên bất cân xứng về thông tin của doanh nghiệp. Thông tin bất cân xứng đã đƣa đến một trật tự phân hạng về thứ tự lựa chọn nguồn tài trợ khi công ty có cơ hội đầu tƣ. Theo đó, công ty sẽ ƣu tiên nguồn tài trợ từ lợi nhuận giữ lại truớc khi tìm nguồn tài trợ bên ngoài
bằng việc vay mƣợn nợ. Kết quả này khá phù hợp với tình hình thực tế tại các công ty của Việt Nam, hầu hết các nhà quản trị tài chính đều lo ngại việc vay nợ sẽ làm chi phí của công ty tăng cao do phải trả lãi suất từ việc vay mƣợn nợ. Trong khi việc sử dụng nguồn lợi nhuận giữ lại lại không làm công ty mất đi khoản chi phí nào cả.
Nghiên cứu mới nhất gần đây của Cho-Min Lin & Chien-Ming Huang (2011), Dzung Nguyen, Ivan Diaz-Rainey, Ivan Diaz-Rainey (2012) cũng cho mối tƣơng quan ngƣợc chiều giữa lợi nhuận và sử dụng nợ
+ Biến cơ hội tăng trƣởng (GROW) có mối tƣơng quan cùng chiều với việc vay nợ của công ty trong cả 3 mẫu quan sát. Hệ số hồi quy của biến GROW lên tổng nợ có ý nghĩa thống kê trong cả 3 mẫu quan sát 220 công ty và 147 công ty LEs và 73 công ty SMEs với độ tin cậy lên tới 99%.
- Với mẫu quan sát là 220 công ty: khi công ty có cơ hội tăng trƣởng tăng 1% thì tổng nợ của công ty tăng 6,80%
- Với mẫu quan sát là 73 công ty vừa và nhỏ: khi công ty có cơ hội tăng trƣởng tăng 1% thì tổng nợ của công ty tăng 5,91%
- Với mẫu quan sát là 147 công ty lớn: khi công ty có cơ hội tăng trƣởng tăng 1% thì tổng nợ của công ty tăng 11,19%
Bằng chứng thực nghiệm đã tìm thấy tác động cùng chiều giữa biến GROW và đòn ẩy tài chính là Degryse, Goeij & Kappert (2009).
+ Biến tài sản vô hình (ITAG): có mối tƣơng quan ngƣợc chiều và có ý nghĩa thông kê ở mức 10% ở mẫu quan sát 220 công ty. Nghĩa là, khi tài sản vô hình tăng 1% thì việc sử dụng nợ của công ty giảm 13,80%.
Điều này phù hợp với dự đoán của lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn (TOT). Dựa trên vấn đề về chi phí đại diện giữa cổ đông và chủ nợ, vấn đề về bất cân xứng thông tin thì Harris & Raviv (1990) cho rằng công ty có tài sản vô hình nhiều hơn thì khả năng vay nợ của công ty thấp hơn. Điều này phù
hợp với tình hình thực tế của Việt Nam. Việc sử dụng tài sản hữu hình để làm tài sản đảm bảo cho khoản vay nợ của công ty là một việc hết sức phổ biến tại Việt Nam và là tiêu chí khá quan trọng để chủ nợ có thể ra quyết định tài trợ hay không tài trợ cho các dự án phát triển của công ty.
Kết quả nghiên cứu này không phù hợp với kết quả của Gaud et al (2005), Victor & Francisco (2011).
+ Biến đo lƣờng quy mô công ty (LN(SLS)): có mối quan hệ cùng chiều với tổng nợ ở cả 3 mẫu quan sát, tuy nhiên hệ số hồi quy này chỉ có mức ý nghĩa thống kê 1% ở mẫu quan sát toàn mẫu và các công ty SMEs. Khi các yếu tố khác không đổi thì:
- Với mẫu quan sát là 220 công ty: khi công ty tăng 1% tổng doanh thu