MLEVi,t = β0 + β1MLEVi,t-1 + β2GO1 + β3GO12 + β4GO13 + β5GO2 + β6GO22 + β7GO23 + β8PRO + β9SIZE + β10TANG + εt
Bảng 4. 8: Kết quả hồi quy mô hình 6 Mô hình 6
MLEV Pooled Regression Fixed effect Random Effect Biến độc lập
MLEVi,t-1 0.58773*** 0.242*** 0.58773*** (0.00000) (0.00000) (0.00000) GO1 -1.45E-05*** -1.62E-05*** -1.45E-05***
(0.00000) (0.00000) (0.00000) GO12 1.05E-08*** 1.03E-08*** 1.05E-08***
(0.00000) (0.00000) (0.00000) GO13 -1.83E-12*** -1.71E-12*** -1.83E-12***
(0.00000) (0.00000) (0.00000)
GO2 -1.43E-06 7.51E-06 -1.43E-06
GO22 -1.23E-08 -7.16E-08 -1.23E-08 (0.97570) (0.85680) (0.97090)
GO23 6.94E-11 1.77E-10 6.94E-11
(0.94070) (0.84750) (0.92890) PRO -0.00055 0.003614 -0.00055 (0.58520) (0.12990) (0.51280) SIZE 0.000509** 0.004287*** 0.000509*** (0.01530) (0.00020) (0.00370) TANG 0.000299 -0.00033 0.000299 (0.61120) (0.84130) (0.54220) Hệ số tự do 0.001774 -0.01921*** 0.001774** (0.16950) (0.00590) (0.09970) Likelihood ratio Test 0.0000
Hausman Test 0.0000
Thực hiện đánh giá chọn lựa giữa phương pháp Pooled Regression và Fixed effect ta dùng Likelihood ratio Test để quyết định chọn phương pháp phù hợp để ước lượng mô hình 6, kết quả như sau:
Test cross-section fixed effects
Effects Test Statistic d.f. Prob.
Cross-section F 2.722075 (104,305) 0.0000
Cross-section Chi-square 275.762776 104 0.0000
Với giả thuyết:
Ho: Phương pháp Pooled Regression là phù hợp H1: Phương pháp Fixed effect là phù hợp
Với p-value =0 < α = 0.5 bác bỏ giả thuyết H0, suy ra phương pháp FEM là phù hợp
Tiến hành tương tự ta thực hiện đánh giá chọn lựa giữa phương pháp Random effect và Fixed effect ta dùng Hausman Test để quyết định chọn phương pháp phù hợp để ước lượng mô hình 6, kết quả như sau:
Test cross-section random effects
Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.
Cross-section random 223.386411 10 0.0000
Với giả thuyết:
Ho: Phương pháp Random effect là phù hợp H1: Phương pháp Fixed effect là phù hợp
Với p-value =0 < α = 0.5 bác bỏ giả thuyết H0, suy ra phương pháp FEM là phù hợp
Từ kết quả trên ta áp dụng phương pháp Fixed Effect cho mô hình 6 là phù hợp
Kiểm tra hiện tượng tự tương quan cho mô hình 6 như sau:
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.019210 0.006928 -2.772714 0.0059
MLEVi,t-1 0.242000 0.045492 5.319625 0.0000
GO1 -1.62E-05 1.77E-06 -9.163318 0.0000
GO1^2 1.03E-08 1.37E-09 7.526865 0.0000
GO1^3 -1.71E-12 2.55E-13 -6.689826 0.0000
GO2 7.51E-06 3.38E-05 0.221950 0.8245
GO2^2 -7.16E-08 3.97E-07 -0.180564 0.8568
GO2^3 1.77E-10 9.22E-10 0.192496 0.8475
PRO 0.003614 0.002380 1.518678 0.1299
SIZE 0.004287 0.001144 3.745877 0.0002
TANG -0.000330 0.001648 -0.200423 0.8413
Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables)
R-squared 0.846551 Mean dependent var 0.003251
Adjusted R-squared 0.789196 S.D. dependent var 0.004109
S.E. of regression 0.001887 Akaike info criterion -9.480327
Sum squared resid 0.001086 Schwarz criterion -8.374067
Log likelihood 2105.869 Hannan-Quinn criter. -9.043082
F-statistic 14.75989 Durbin-Watson stat 2.392014
Prob(F-statistic) 0.000000
Giả thuyết cho rằng hệ số 1 < Durbin – Watson < 3 cho ta thấy mô hình 6 không có hiện tượng tự tương quan bậc 1
Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến cho mô hình 1 bằng nhân tử phòng đại phương sai VIF:
Biến VIF MLEVi,t-1 1.04 GO1 14.03 GO12 96.85 GO13 51.67 GO2 62.46 GO22 863.61 GO23 516.45 PRO 1.18 SIZE 1.14 TANG 1.17 Mean VIF 160.96
Từ giá trị VIF trung bình là 160.96 cho ta thấy được mô hình có hiện tượng đa cộng tuyến
Kiểm tra phương sai thay đổi:
Chay hồi quy phụ bao gồm biến phụ thuộc là phần dư của mô hình 6, ta có kết quả như sau:
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 6.36E-06 3.18E-05 0.199793 0.8418
MLEVi,t-1 -0.000667 0.000209 -3.193172 0.0016
GO1 -8.14E-09 8.14E-09 -1.000726 0.3178
GO1^2 7.46E-12 6.29E-12 1.185530 0.2367
GO1^3 -1.39E-15 1.17E-15 -1.182069 0.2381
GO2 -1.19E-07 1.55E-07 -0.762797 0.4462
GO2^2 9.43E-10 1.82E-09 0.517982 0.6048
GO2^3 -1.79E-12 4.23E-12 -0.422481 0.6730
PRO 2.94E-06 1.09E-05 0.268883 0.7882
SIZE -1.53E-07 5.26E-06 -0.029073 0.9768
R-squared 0.489984 Mean dependent var 2.58E-06
Adjusted R-squared 0.299355 S.D. dependent var 1.04E-05
S.E. of regression 8.66E-06 Akaike info criterion -20.24703
Sum squared resid 2.29E-08 Schwarz criterion -19.14077
Log likelihood 4366.877 Hannan-Quinn criter. -19.80979
F-statistic 2.570353 Durbin-Watson stat 2.777190
Prob(F-statistic) 0.000000
Với giả thuyết
Ho: α2 = α3 = α4 = α5 = α6 = α7 = α8 = α9 = α10 = α11 =0 (không có hiện tượng phương sai thay đổi)
H1: có ít nhất 1 α trên khác không (có hiện tượng phương sai thay đổi) Ta có LM6 = n* R-squared = 0.489 * 420 = 205.38
Thống kê Chisao = 12.017
Kết quả kiểm định ta thấy LM6> Chisao, suy ra bác bỏ giả thuyết H0 Kết luận mô hình 6 có hiện tượng phương sai thay đổi
Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi, tác giả sử dụng mô hình FGLS cho mô hình 6 MLEV Coef C -0.00658*** (0.00230) MLEVi,t-1 0.081326 (0.38680) GO1 -1.20E-05*** (0.00000) GO12 7.96E-09*** (0.00000) GO13 -1.34E-12*** (0.00000) GO2 1.47E-05***
(0.00000) GO22 -1.61E-07*** (0.00000) GO23 3.95E-10*** (0.00000) PRO 0.001386*** (0.00000) SIZE 0.002083*** (0.00000) TANG -0.0001 (0.80280)
Cross sectional times series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic
Correlation: no autocorrelation
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.006579 0.002140 -3.074812 0.0023
MLEVi,t-1 0.081326 0.093841 0.866629 0.3868
GO1 -1.20E-05 3.34E-07 -35.93327 0.0000
GO1^2 7.96E-09 4.57E-10 17.42188 0.0000
GO1^3 -1.34E-12 1.03E-13 -13.07694 0.0000
GO2 1.47E-05 2.82E-06 5.197617 0.0000
GO2^2 -1.61E-07 1.79E-08 -9.018697 0.0000
GO2^3 3.95E-10 3.77E-11 10.47875 0.0000
PRO 0.001386 0.000284 4.881731 0.0000
SIZE 0.002083 0.000406 5.127487 0.0000
TANG -0.000101 0.000403 -0.249979 0.8028
Từ kết quả trên cho ta thấy tài sản cố định (TANG) không có ý nghĩa thống kê, điều này phù hợp với nghiên cứu của Serasquiro và Macas Nunes. Lợi nhuận (PRO) và quy mô doanh nghiệp (SIZE) có ý nghĩa thống kê và có tác động cùng chiều đến giá trị thị trường của nợ. Cơ hội tăng trưởng (GO1) có ý nghĩa thống kê và tác động ngược chiều đến giá trị thị trường của nợ khi doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao và thấp; và có tác động cùng chiều đến giá trị thị trường của nợ khi doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng ở mức trung bình, cơ hội tăng trưởng (GO2) cũng có ý nghĩa thống kê và tác động cùng chiều đến giá trị thị trường của nợ khi doanh
nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao và thấp; và có tác động ngược chiều đến giá trị thị trường của nợ khi doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng ở mức trung bình, kết quả cũng cho ta thấy được đối với các doanh nghiệp Việt Nam việc sử dụng công cụ nợ và lợi ích từ tấm chắn thuế là rất hạn chế, đặc biệt là các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao, doanh nghiêp thường có khuynh hướng sử dụng phát hành cổ phiếu để huy động nguồn vốn tài trợ cho các dự án nhiều hơn và sử dụng công cụ nợ
4.4 Thảo luận kết quả nghiên cứu:
Bảng 4. 9: Mối quan hệ bậc 1 giữa cơ hội tăng trưởng và nợ Thực nghiệm Kỳ vọng BLEV MLEV GO1 + GO2 + un-sig + PRO un-sig SIZE + + +
TANG un-sig un-sig +
Kết quả từ bảng trên ta thấy cơ hội tăng trưởng mà đại diện là giá trị của doanh nghiệp có tương quan ngược chiều với đòn bẩy nợ, cho thấy doanh nghiệp Việt Nam có xu hướng càng tăng trưởng thì càng ít sử dụng nợ, nhưng cơ hội tăng trưởng mà đại diện là tỷ lệ chênh lệch tài sản cố định vô hình có tác động cùng chiều đến giá trị sổ sách của nợ, cho thấy xu hướng doanh nghiệp càng có uy tín, thương hiệu hoặc sở hữu công nghệ càng lớn thì càng sử dụng nợ nhiều, điều này phù hợp với nhận định của Serasquiro và Macas Nunes, bên cạnh đó lợi nhuận có tác động ngược chiều với giá trị sổ sách của nợ, cho thấy doanh nghiệp càng có nhiều lợi nhuận thì càng ít sử dụng nợ, điều này phù hợp với lý thuyết trật tự phân
hạng khi doanh nghiệp thực hiện tài trợ vốn bằng nguồn lợi nhuận giữ lại từ kết quả hoạt động kinh doanh. Quy mô doanh nghiệp cho thấy có tác động cùng chiều với đòn bẩy nợ, cho thấy doanh nghiệp Việt Nam có quy mô càng lớn thì xu hướng sử dụng nợ càng nhiều. Giá trị tài sản cố định không có ảnh hưởng đến giá trị sử dụng nợ của doanh nghiệp
Bảng 4. 10:Mối quan hệ bậc 2 giữa cơ hội tăng trưởng và nợ Thực nghiệm Kỳ vọng BLEV MLEV GO1 Phi tuyến GO12 + + GO2 + un-sig Phi tuyến GO22 un-sig PRO un-sig SIZE + + +
TANG un-sig un-sig +
Kết quả từ bảng 4.10 ta thấy cơ hội tăng trưởng đại diện là giá trị doanh nghiệp có mối quan hệ phi tuyến với đòn bẩy nợ, có tác động cùng chiều với nợ khi doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng ở mức cao và ngược chiều khi doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng ở mức thấp, cho ta thấy được doanh nghiệp Việt Nam có xu hướng e ngại rủi ro khi tài trợ cho các dự án bằng cách ưu tiên sử dụng lợi nhuận giữ lại và vố chủ sở hữu phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng, và cơ hội tăng trưởng ở mức cao khi mà lợi nhuận giữ lại và vốn chủ sở hữu không đủ cung cấp cho các hoạt động đầu tư, dự án thì doanh nghiệp bắt đầu tăng sử dụng nợ nếu muốn tận dụng cơ hội đầu tư tăng trưởng. Tuy nhiên cơ hội tăng trưởng mà đại diện là tỷ lệ chênh lệch tài sản cố định vô hình có tác động cùng chiều với giá trị sổ sách của nợ khi doanh
nghiệp có cơ hội tăng trưởng ở mức thấp và có tác động ngược chiều khi doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng ở mức cao, điều này cho thấy quan hệ giữa cơ hội tăng trưởng và nợ của các doanh nghiệp ở Việt Nam rất phức tạp và có một mối quan hệ phi tuyến với nhau. Quy mô doanh nghiệp có tác động cùng chiều với đòn bẩy nợ, điều này cho thấy doanh nghiệp có quy mô càng lớn thì xu hướng sử dụng nợ càng nhiều, lợi nhuận doanh nghiệp có tác động ngược chiều nợ và tài sản cố định thì không có tác động đến đòn bẩy nợ điều này phù hợp với nghiên cứu của Serasquiro và Macas Nunes và lý thuyết trật tự phân hạng.
Bảng 4. 11: Mối quan hệ bậc 3 giữa cơ hội tăng trưởng và nợ Thực nghiệm Kỳ vọng BLEV MLEV GO1 + GO12 + + GO13 + GO2 un-sig + + GO22 un-sig GO23 un-sig + + PRO + SIZE + + +
TANG un-sig un-sig +
Kết quả thực nghiệm từ bảng 4.11 cho thấy cơ hội tăng trưởng đại diện là giá trị doanh nghiệp và nợ có mối quan hệ phi tuyến, ngược hoàn toàn với các nghiên cứu trước đây, kết quả này cho thấy cơ hội tăng trưởng và nợ có tác động ngược chiều
khi doanh nghiệp tăng trưởng ở mức cao và thấp, và có tác động cùng chiều khi doanh nghiệp tăng trưởng ở mức trung bình. Cơ hội tăng trưởng đại diện là tỷ lệ chênh lệch giá trị tài sản vô hình thì có tác động đến giá trị thị trường của nợ, tác động này cùng chiều với giá trị thị trường của nợ khi doanh nghiệp có mức tăng trưởng cao và thấp, và có tác động ngược chiều với nợ khi doanh nghiệp tăng trưởng ở mức trung bình, bằng chứng thực nghiệm này phù hợp với kỳ vọng chứng tỏ tại thị trường Việt Nam các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao và thấp mà đại diện là giá trị tài sản vô hình ưa chuộng sử dụng nợ như là nguồn tài trợ cho các dự án đầu tư hay nguồn vốn hoạt động, điều này cũng có thể hiểu rằng doanh nghiệp tăng trưởng cao ở Việt Nam ưu chuộng tài trợ vốn bằng cách phát hành cổ phiếu hơn là phát hành nợ, đối với các doanh nghiệp nhỏ có mức tăng trưởng thấp thì ít khả năng vay nợ hơn hoặc sẽ chịu áp lực khi đối diện với chi phí kiệt quệ tài chính và chi phí phá sản nếu vay nợ nhiều. Quy mô doanh nghiệp thì có tác động cùng chiều với nợ phù hợp kỳ vọng và giả thuyết đặt ra, tuy nhiên tài sản cố định lại không có tác động đến nợ, chứng tỏ tại thị trường Việt Nam việc sử dụng giá trị tài sản của doanh nghiệp là cơ hội để tăng khả năng vay nợ là rất hạn chế trong khi kì vọng là có tương quan cùng chiều với nợ. Lợi nhuận doanh nghiệp thì có tương quan ngược chiều với nợ phù hợp với kì vọng và lý thuyết trật tự phân hạng và chứng minh được doanh nghiệp càng gia tăng lợi nhuận thì khả năng vay nợ sẽ giảm do doanh nghiệp sử dụng lợi nhuận giữ lại để tái đầu tư hoặc tài trợ nguồn vốn cho các dự án đầu tư
Vậy từ bằng chứng thực nghiệm ta thấy mối quan hệ giữa cơ hội tăng trưởng và nợ là mối quan hệ phi tuyến, cơ hội tăng trưởng có tác động ngược chiều với nợ khi doanh nghiệp có mức tăng trưởng cao và thấp, và có tác động cùng chiều với nợ khi doanh nghiệp có mức tăng trưởng trung bình. Lợi nhuận doanh nghiệp phản ánh mối quan hệ ngược chiều với nợ, điều này phù họp với giả thuyết và lý thuyết trật tự phân hạng. Quy mô doanh nghiệp phản ánh mối quan hệ cùng chiều đến đòn bẩy nợ phù hợp với giả thuyết, tuy nhiên bằng chứng thực nghiệm cũng cho thấy tài sản cố định không có tác động đến đòn bẩy nợ phù hợp với nghiên cứu của Serasquiro và Macas Nunes
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN
Dựa vào mẫu nghiên cứu bao gồm 105 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam với thời kỳ 2009 - 2013, và áp dụng các ước lượng dữ liệu bảng khác nhau, nghiên cứu này đã tạo ra một vài đóng góp vào lý thuyết thực nghiệm về quyết định cấu trúc vốn của doanh nghiệp. Những kết quả chỉ ra rằng có một mối quan hệ bậc 3 giữa cơ hội tăng trưởng của các doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam và nợ. Những ước lượng được sử dụng hay thước đo nợ và cơ hội tăng trưởng, sự tương quan giữa cơ hội tăng trưởng và nợ là ngược chiều đối với những doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam với cơ hội tăng trưởng ở mức thấp và cao, và cùng chiều khi các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng trung bình. Điều này cho thấy sự tương quan giữa cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp và nợ bị ảnh hưởng bởi những vấn đề phức hợp trong quyết định cấu trúc vốn của doanh nghiệp.
Tương quan ngược chiều giữa cơ hội tăng trưởng và nợ trong các doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam có cơ hội tăng trưởng thấp cho thấy nợ được dùng như một cách để tiết chế và kiểm soát những hành động của nhà quản lý, gia tăng khả năng nguy cơ phá sản, như một hệ quả của việc tăng nợ.
Khi cơ hội tăng trưởng là trung bình, một tương quan cùng chiều tồn tại giữa cơ hội tăng trưởng và nợ. Điều này cho thấy khả năng liên quan đến vấn đề đại diện giữa chủ nợ và nhà quản lý/cổ đông, liên quan đến vấn đề đầu tư dưới mức.
Tuy nhiên, khi các doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam có cơ hội tăng trưởng cao, một sự tương quan ngược chiều tồn tại giữa cơ hội tăng trưởng và nợ. Dường như trong trường hợp này các doanh nghiệp tài trợ cho những nhu cầu của họ không thông qua nợ. Chứng tỏ doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam tài trợ cho các dự án, cơ hội đầu tư thông qua việc phát hành cổ phiếu, hoặc ưu tiên trong việc sử dụng lợi nhuận giữ lại
Đặc trưng của các doanh nghiệp Việt Nam nói chung và các doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán nói riêng là rất hạn chế sử dụng lợi ích tấm chắn
thuế và lợi ích của vay nợ. Bằng chứng thực nghiệm cho thấy doanh nghiệp có cơ