4. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm và kiểm ñị nh giả thuyế t
4.1.Thực tiễn xu hướng tài trợ thiếu hụt tài chính của các công ty niêm yết trên thị
trường chứng khoán Việt Nam giai ñoạn 2006 - 2011
- 200 400 600 800 1.000 1.200 2006 2007 2008 2009 2010 2011 Năm Tỷñồng ∆D - Nợ vay tăng thêm ∆V - Vốn cổ phần tăng thêm DEF - thiếu hụt tài chính
Hình 4.1 - Xu hướng tài trợ thiếu hụt tài chính giai ñoạn năm 2006 -2011 (các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam)
Hình 4.1 cho thấy xu hướng vốn dùng ñể tài trợ thiếu hụt tài chính ñối với 198 quan sát thuộc 50 công ty chọn mẫu thì giai ñoạn trước năm 2008 các công ty phần lớn phát hành vốn cổ phần nhiều hơn so với sử dụng nợ vay tăng thêm tài trợ cho thiếu hụt tài chính. Ngược lại, nợ vay ñược sử dụng nhiều hơn ñể tài trợ cho thiếu hụt tài chính trong
giai ñoạn khoảng giữa năm 2008 ñến nay. Điều này có thể xuất phát từ sự phát triển của thị trường chứng khoán Việt Nam giai ñoạn năm 2006 - 2011. Năm 2006 là năm bắt ñầu bùng nổ của thị trường chứng khoán. Từ thực hiện việc cắt giảm, ưu ñãi thuế thu nhập cho doanh nghiệp niêm yết kể từ ngày 1/1/2007 ñã tạo ra một làn sóng lên sàn ồ ạt của các công ty cổ phần. Năm 2007 tiếp nối thành công của năm 2006, hầu hết các công ty IPO ñều rất thành công, nhiều công ty phát hành cổ phiếu với giá cao ngất ngưỡng so với giá khởi ñiểm. Năm 2008, lượng cung tiếp tục ñược bổ sung ñáng kể thông qua việc Chính Phủñẩy mạnh cổ phần hoá doanh nghiệp Nhà nước, và có rất nhiều kế hoạch IPO lớn ñược dự kiến từ năm 2007 dẫn ñến tình trạng thị trường chứng khoán thừa "hàng" và cuộc khủng hoảng tài chính thế giới bắt nguồn từ Mỹ diễn ra bất ngờ ñã ảnh hưởng ñáng kể ñến thị trường Việt Nam. Và năm 2008, sự giảm mạnh của thị trường chứng khoán Việt Nam là quy luật tất yếu sau khi phát triển nóng trong gần 2 năm trước ñó. Thị
trường chứng khoán ñi xuống, nhiều mã cổ phiếu rơi xuống dưới mệnh giá, tính thanh khoản kém. Nếu như trong năm 2006 và 2007, các doanh nghiệp khi phát hành cổ phiếu chỉ chú trọng làm thế nào ñể bán với giá cao nhất, còn nhà ñầu tư chỉ cần mua là có lợi nhuận thì bắt ñầu từ năm 2008, doanh nghiệp phải chứng minh ñược tiềm năng tăng trưởng cao, năng lực quản trị doanh nghiệp tốt, minh bạch thông tin,... và mức giá khởi
ñiểm hợp lý ñể phát hành cổ phiếu thành công. Từ ñó cho thấy khoảng giữa năm 2008
ñến nay việc phát hành cổ phiếu tài trợ cho thiếu hụt tài chính không còn thuận lợi như 2 năm trước ñó (cổ phiếu ñược bán với giá cao, cung không ñủ cầu,...) và nguồn vốn cổ
phần ñã chiếm tỷ trọng ñáng kể cũng ñã góp phần cho các doanh nghiệp có xu hướng lựa chọn nợ vay tài trợ cho thiếu hụt tài chính ở giai ñoạn sau này.
Phần tiếp theo tác giả sẽ trình bày các kết quả kiểm ñịnh mô hình hồi quy 4.1 với hệ số dốc là hằng số, sau ñó sẽ chạy mô hình hồi quy với hệ số dốc thay ñổi cho các công ty và qua thời gian.
4.2. Kiểm ñịnh lý thuyết trật tự phân hạng dựa theo mô hình hồi quy ñơn giản của Shyam-Sunder và Myers (1999)
Mô hình tổng quát : ∆Dit = α+ βPO DEFit + εit (4.1)
Đây là mô hình hồi quy ñơn giản chỉ gồm một biến giải thích là thiếu hụt tài chính hiện tại (DEF) ảnh hưởng ñến biến phụ thuộc là nợ vay tăng thêm (∆D). Bằng phương pháp ñưa vào một lượt (enter) ñể xây dựng mô hình hồi quy.
Kết quả sau khi thực hiện thủ tục chọn biến như sau:
Bảng 4.1. Kết quả mô hình hồi quy ñơn giản với hệ số dốc không ñổi ( từ năm 2005
ñến năm 2011)
Variables Entered/Removed(b)
Model Variables Entered Variables Removed Method
1 DEF(a) . Enter
a All requested variables entered. b Dependent Variable: ∆D Model Summary(b) Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 ,700(a) ,490 ,488 ,09093 1,644
a Predictors: (Constant), DEF b Dependent Variable: ∆D
ANOVA(b)
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 1,558 1 1,558 188,455 ,000(a)
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
Residual 1,621 196 ,008
Total 3,179 197
a Predictors: (Constant), DEF b Dependent Variable: ∆D Coefficients(a) Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) -,001 ,008 -,093 ,926 DEF ,528 ,038 ,700 13,728 ,000
- Theo kết quả ở bảng tóm tắt các thông số thống kê (Model Summary) thì hệ số xác
ñịnh R2 rất thấp (0,49) thể hiện mô hình hồi quy tuyến tình xây dựng phù hợp với tập dữ liệu mẫu chỉ 49% . Ngoài ra, hệ số Durbin-Watson bằng 1,644 trong khi giá trị d tra bảng Durbin - Watson với 1 biến ñộc lập và 198 quan sát là (dL = 1,75; dU = 1,77), giá trị d tính ñược rơi vào miền có tự tương quan thuận chiều. Như vậy, mô hình hồi quy dạng tuyến có thể không phù hợp hay bỏ sót biến quan trọng nào ñó,... có thể làm mô hình ước lượng không còn phù hợp, việc kiểm ñịnh giả thuyết mất hiệu lực gây
ñánh giá nhầm về chất lượng của mô hình hồi quy tuyến tính này. Do ñó, tác giả
không có kết luận gì ñối với hệ số hồi quy hay kết luận lý thuyết cấu trúc vốn nào chiếm ưu thế trong lựa chọn tài trợ thiếu hụt tài chính. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Theo minh họa ở hình 4.1, xuất phát từ những thuận lợi vượt bật trong việc huy
ñộng vốn cổ phần như sự bùng nổ của thị trường chứng khoán từ năm 2006 (giá cổ
cho những công ty niêm yết ñầu năm 2007,... ñã khiến các công ty niêm yết ña phần phát hành vốn cổ phần tài trợ cho thiếu hụt tài chính ở giai ñoạn năm 2006 ñến cuối năm 2007. Ngược lại ñiều này, nợ vay ñược sử dụng tài trợ thiếu hụt tài chính nhiều hơn từ khoảng ñầu năm 2008 (giai ñoạn nền kinh tế tế suy thoái, thị trường chứng khoán bắt ñầu ñi xuống) ñến nay. Loại trừ những tác ñộng của Chính Phủ ñể phát triển thị trường chứng khoán (khiến huy ñộng bằng vốn cổ phần chiếm ưu thế), tác giả tiến hành kiểm ñịnh lý thuyết trật tự phân hạng dựa theo mô hình hồi quy ñơn giản của Shyam-Sunder và Myers (1999) từ năm 2008 ñến năm 2011 xem có phù hợp như minh họa ở hình 4.1 không.
Bảng 4.2. Kết quả mô hình hồi quy ñơn giản với hệ số dốc không ñổi (từ năm 2008
ñến năm 2011)
Variables Entered/Removed(b)
Model Variables Entered Variables Removed Method
1 DEF(a) . Enter
a All requested variables entered. b Dependent Variable: ∆D
Model Summary(b)
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 ,800(a) ,639 ,637 ,07503 1,943 a Predictors: (Constant), DEF
ANOVA(b)
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 1,656 1 1,656 294,218 ,000(a)
Residual ,935 166 ,006
Total 2,591 167
a Predictors: (Constant), DEF b Dependent Variable: ∆D Coefficients(a) Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) ,000 ,007 ,037 ,970 DEF ,640 ,037 ,800 17,153 ,000 a Dependent Variable: ∆D
- Theo kết quả dựa vào mô hình hồi quy ñơn giản của Shyam - Sunder và Myers (1999) với mẫu nghiên cứu chỉ lấy từ năm 2008 ñến năm 2011 (gồm 168 quan sát) thì hệ số xác ñịnh R2 = 0,639, cải thiện hơn so với toàn bộ mẫu nghiên cứu (R2= 0,49 ñối với giai ñoạn mẫu nghiên cứu từ năm 2005 ñến năm 2011). Lúc này, mô hình hồi quy tuyến tính xây dựng phù hợp với dữ liệu khoảng 63,9%.
- Hệ số Durbin-Watson bằng 1,943 (gần bằng 2), giá trị d tra bảng Durbin - Watson với 1 biến ñộc lập và 168 quan sát là (dL = 1,758; dU = 1,778), giá trị d tính ñược rơi vào miền chấp nhận giả thiết không có tương quan chuỗi bậc nhất.
- Bảng phân tích phương sai - Anova thể hiện giá trị F tương ứng với mức ý nghĩa quan sát ñược là 0,000 nên ta an toàn bác bỏ giả thiết H0 cho rằng R2 của tổng thể
các biến hiện có trong mô hình có thể giải thích ñược thay ñổi trong việc gia tăng sử
dụng nợ vay).
- Bảng hệ số hồi quy (Coefficients) của mô hình ñưa ra kết quả kiểm ñịnh giả thiết về
ý nghĩa của hệ số ñộ dốc của mô hình tổng thể cho thấy trị thống kê t và mức ý nghĩa quan sát ñược ñối với hệ số dốc trong mô hình có giá trị của sig. nhỏ hơn α
bằng 0,05 chứng tỏ rằng giả thiết ñộ dốc của mô hình tổng thể bằng 0 có thể bị bác bỏ với ñộ tin cậy rất cao (99%) hay giả thiết nợ vay tăng thêm và thiếu hụt tài chính không có liên hệ tuyến tính bị bác bỏ.
Hệ số chặn bằng không và hệ số dốc dương khá cao (0,64) thể hiện thiếu hụt tài chính hiện tại có mối quan hệ cùng hướng với nợ vay tăng thêm, cho thấy thiếu hụt tài chính ñược tài trợ phần lớn là nợ vay. Như vậy mô hình 3.1 với hệ số dốc là hằng số ñể
kiểm ñịnh lý thuyết trật tự phân hạng trong lựa chọn tài trợ vốn cho thấy các công ty (giai ñoạn từ năm 2008 ñến năm 2011) trước tiên sử dụng nguồn tài trợ nội bộ kếñến là
ưu tiên sử dụng nợ vay tài trợ cho thiếu hụt tài chính và sau ñó là phát hành vốn cổ phần.
4.3. Kết quả chạy mô hình hồi quy dựa theo nghiên cứu của Shyam-Sunder & Myers (1999) có bổ sung khả năng vay nợ của Michael L.Lemmon & Zaime F.Zender (2002)
Mô hình tổng quát:
∆Dit = α+ βit1 *DEFit + βit2EDEFit*DEFit + βit3PPEit*DEFit + βit4MTBit*DEFit + βit5IPO*DEFit (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
+βit6FAit*DEFit+ εit (3.3)
Ngược lại với mô hình hồi quy 3.1 có hệ số dốc là hằng số như ñã trình bày, phần này sẽ trình bày hàm hồi quy có hệ số dốc thay ñổi theo ñặc tính của công ty liên quan
Bảng 4.3. Kết quả chạy mô hình hồi quy dựa theo nghiên cứu của Shyam-Sunder & Myers (1999) có bổ sung khả năng vay nợ của Michael L.Lemmon & Zaime F.Zender (2002) Variables Entered/Removed(a) Model Variables Entered Variables Removed Method
1 DEF . Stepwise (Criteria: Probability-of-F-to-enter <= ,050, Probability-of-F-to- remove >= ,100).
2 DEF*IPO . Stepwise (Criteria: Probability-of-F-to-enter <= ,050, Probability-of-F-to- remove >= ,100).
3 DEF*FA .
Stepwise (Criteria: Probability-of-F-to- enter <= ,050, Probability-of-F-to- remove >= ,100).
4 DEF*PPE .
Stepwise (Criteria: Probability-of-F-to- enter <= ,050, Probability-of-F-to- remove >= ,100).
a Dependent Variable: ∆D
Model Summary(e)
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate 4 ,809(d) ,655 ,648 ,075376522897121 a Predictors: (Constant), DEF
b Predictors: (Constant), DEF, DEF*IPO
c Predictors: (Constant), DEF, DEF*IPO, DEF*FA
d Predictors: (Constant), DEF, DEF*IPO, DEF*FA, DEF*PPE e Dependent Variable: ∆D
ANOVA(e)
Model Squares Sum of df Square Mean F Sig. 4 Regression 2,083 4 ,521 91,634 ,000(d)
Residual 1,097 193 ,006
Total 3,179 197
a Predictors: (Constant), DEF
b Predictors: (Constant), DEF, DEF*IPO
c Predictors: (Constant), DEF, DEF*IPO, DEF*FA
d Predictors: (Constant), DEF, DEF*IPO, DEF*FA, DEF*PPE e Dependent Variable: ∆D
Coefficients(a)
Unstandardized
Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics Model
B Error Std. Beta Tolerance VIF 4 (Constant) -,011 ,007 -1,576 ,117 DEF ,732 ,078 ,971 9,415 ,000 ,168 5,948 DEF*IPO -,539 ,078 -,450 -6,934 ,000 ,424 2,356 DEF*FA -,044 ,014 -,225 -3,194 ,002 ,361 2,774 DEF*PPE ,407 ,158 ,174 2,575 ,011 ,393 2,546 a Dependent Variable: ∆D
Mô hình hồi quy ñược chạy bằng phương pháp hồi quy từng bước sau khi bổ sung các yếu tố liên quan ñến khả năng vay nợ và trong số kết quả các mô hình ñược chọn thì mô hình thứ 4 thể hiện tốt nhất. Trong ñó, hai yếu tố liên quan ñến khả năng vay nợ là thiếu hụt tài chính tương lai, hệ số giá thị trường trên giá trị sổ sách bị loại trừ ra khỏi mô hình cho thấy hai yếu tố này không tác ñộng ñến việc lựa chọn tài trợ cho thiếu hụt tài chính. Kết quả chạy mô hình hồi quy cụ thể như sau:
- Theo kết quả thể hiện ở bảng Model Summary thì hệ số xác ñịnh R2 ñiều chỉnh bằng 64,8% cho thấy mô hình hồi quy tuyến tình xây dựng phù hợp với tập dữ
liệu mẫu khoảng 64,8%, cải thiện hơn so với mô hình hồi quy theo nghiên cứu của Shyam - Sunder & Myers (1999) (R2 ñiều chỉnh = 0,637 ñối với giai ñoạn mẫu từ năm 2008 ñến năm 2011, R2 ñiều chỉnh =0,488 ñối với toàn bộ giai ñoạn mẫu). Điều này thể hiện việc bổ sung các biến liên quan các ñặc tính về khả năng vay nợ trong mô hình ñã cải thiện mức ý nghĩa khả năng giải thích của mô hình. Và hệ số Durbin-Watson bằng 2,028 (gần bằng 2), giá trị d tra bảng Durbin - Watson với 4 biến ñộc lập và 198 quan sát là (dL = 1,728; dU = 1,81), giá trị d tính (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
ñược rơi vào miền chấp nhận giả thuyết không có tương quan chuỗi bậc nhất hay có thể nói các biến ảnh hưởng ñã ñược ñưa hết vào mô hình và mối liên hệ tuyến tính giữa các biến thể hiện khá phù hợp.
- Bảng phân tích phương sai - Anova thể hiện giá trị F tương ứng với mức ý nghĩa quan sát ñược là 0,000 nên ta an toàn bác bỏ giả thiết H0 cho rằng R2 của tổng thể
bằng 0 và kết luận mô hình hồi quy tuyến tính xây dựng phù hợp với tổng thể
(hay các biến hiện có trong mô hình có thể giải thích ñược thay ñổi trong việc gia tăng sử dụng nợ vay).
- Bảng hệ số hồi quy (Coefficients) của mô hình ñưa ra kết quả kiểm ñịnh giả
thuyết về ý nghĩa của hệ sốñộ dốc của mô hình tổng thể cho thấy trị thống kê t và mức ý nghĩa quan sát ñược ñối với các hệ số dốc trong mô hình có giá trị sig. nhỏ
hơn α bằng 0,05; chứng tỏ rằng giả thuyết ñộ dốc của mô hình tổng thể bằng 0 có thể bị bác bỏ với ñộ tin cậy rất cao (thấp nhất khoảng 98,9%). Ngoài ra, công cụ ño lường ña cộng tuyến (Collinearity Diagnostics) cho thấy các biến ñộc lập trong mô hình không gây ra hiện tượng cộng tuyến với nhau hay không có tương quan chặt chẽ với nhau (các hệ số phóng ñại phương sai VIF rất thấp hơn 10). Theo kết quả thể hiện trên, ta thấy các yếu tố liên quan ñến khả năng vay nợ dựa theo mô hình thực nghiệm của Michael L.Lemmon & Zaime F.Zender (2002) có liên quan ñến lựa chọn tài trợ cho thiếu hụt tài chính của các công ty niêm yết trên thị
trường chứng khoán Việt Nam (loại trừ nhân tố hệ số giá trị thị trường trên giá trị sổ
sách). Các yếu tố liên quan ñến khả năng vay nợ thể hiện mối quan hệ có ý nghĩa thống kê với tài trợ nợ vay tăng thêm cho thiếu hụt tài chính. Cụ thể:
Hệ số chặn phủ ñịnh (-0,011) có thể thấy một số công ty phát hành vốn cổ phần trước khi nghiên cứu khả năng vay nợ. Lý do các công ty nghĩ ñến phát hành vốn cổ phần trước có thể xuất phát từ chính sách kinh tế theo hướng có lợi cho việc gia tăng vốn cổ phần như cắt giảm thuế thu nhập doanh nghiệp ñối với các tổ chức niêm yết và giao dịch chứng khoán; giai ñoạn biến ñộng thuận lợi của giá cổ
phiếu; những biến ñộng mạnh của thị trường tài chính - tiền tệ (lãi suất vay tăng cao,...) và/hoặc các công ty ñể dành khả năng vay nợ nhằm tăng khả năng linh