Trong phần 4.2, chúng ta đã thực hiện kiểm định lý thuyết trật tự phân hạng đối với các công ty phi tài chính niêm yết trên sàn chứng khoán Hồ Chí Minh. Một kết luận quan trong đƣợc đƣa ra là các công ty có xu hƣớng sử dụng vốn cổ phần mới để tài trợ hơn là gia tăng thêm nợ dài hạn, điều đó cho thấy lý thuyết trật tự phân hạng chƣa thực sự giải thích hiệu quả cho hành vi tài trợ của các doanh nghiệp Việt Nam. Ở phần tiếp theo, chúng ta sẽ tiến hành kiểm định lý thuyết đánh đổi tại thị trƣờng Việt Nam với cùng mẫu các công ty đã chọn và cùng thời kỳ với quá trình kiểm định lý thuyết trật tự phân hạng. Qua đó, chúng ta hy vọng sẽ tìm đƣợc kết quả rõ ràng nhằm giải thích cho hành vi tài trợ của các doanh nghiệp.
Nếu nhƣ lý thuyết đánh đổi trạng thái tĩnh cho rằng các công ty luôn duy trì một đòn bẩy tài chính ổn định theo thời gian mà ở đó giá trị công ty là tối ƣu thì lý thuyết đánh đổi năng động cho rằng trong ngắn hạn mức đòn bẩy thực tế thƣờng bị lệch khỏi mức tối ƣu đó và việc duy trì mức đòn bẩy tối ƣu luôn đòi hỏi một chi phí điều chỉnh (chi phí giao dịch)5 nhất định. Việc phân tích lợi ích – chi phí sẽ giúp các giám đốc tài chính đƣa ra quyết định có điều chỉnh cấu trúc vốn hiện tại về với mức mục tiêu hay không. Bài nghiên cứu này sẽ tập trung làm rõ tỷ lệ điều chỉnh để đƣa đòn bẩy tài chính về mức mục tiêu trong suốt giai đoạn nghiên cứu là bao nhiêu bằng mô hình kiểm định 3.8.
5
Chi phí giao dịch là phí hoa hồng cho nhà môi giới khi phát hành các loại chứng khoán mới và các chi phí khác về pháp luật, thuế, kế toán, phí đăng ký và in ấn. (Rudebusch và Oliner, 1989; 1992)
Trong mô hình này, Shyam-Sunder và Myers (1999) đƣa ra giả thuyết rằng tỷ lệ điều chỉnh sẽ thỏa điều kiện 0 < < 1, thể hiện cơ chế điều chỉnh từng phần theo tỷ lệ mục tiêu. Chúng ta cũng cần lƣu ý rằng độ lớn của sẽ mô tả cho tốc độ điều chỉnh là nhanh hay chậm, hệ số này càng tiến gần về 1 thể hiện các công ty có xu hƣớng điều chỉnh nhanh về tỷ lệ mục tiêu, hệ số này thấp cũng hàm ý một chi phí điều chỉnh cao tại thị trƣờng đang kiểm định khiến cho các công ty không thực hiện sự điều chỉnh đó.
Bằng các phƣơng pháp tiếp cận xử lý dữ liệu bảng nhƣ đã phân tích trong chƣơng 3 và phần 4.1 của chƣơng 4, chúng ta sẽ có kết quả kiểm định mô hình 3.8 nhƣ sau:
Bảng 4.13 Kết quả hồi quy mô hình 3.8 (Phụ lục 5)
Mô hình Biến
Hồi quy gộp
Tác động cố định đối với đơn vị chéo
Tác động cố định tổng hợp Tác động ngẫu nhiên C -0.000350 (0.9270) -0.000300 (0.9406) -0.000297 (0.9412) -0.000350 (0.9306) TRAC 0.692912 (0.0000)* 0.634407 (0.0000)* 0.630860 (0.0000)* 0.692912 (0.0000)* R-squared 0.360704 0.433183 0.440140 0.360704 F-statistic 233.0235 3.047747 2.954878 233.0235 Prob (F-statistic) 0.000000 * 0.000000* 0.000000* 0.000000* Durbin-Watson stat 1.842981 2.188265 2.199542 1.842981
Với các mô hình khác nhau để xử lý dữ liệu bảng, chúng ta đạt đƣợc các kết quả khá ổn định, hệ số của biến giải thích TRAC vào khoảng 0.63 (theo mô hình tác động cố định) với mức ý nghĩa 1% cho thấy các công ty có xu hƣớng duy trì tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu của mình. Tỷ lệ điều chỉnh mục tiêu hằng năm là 0.63 thể hiện rằng 63% độ lệch khỏi mức mục tiêu của năm trƣớc sẽ đƣợc điều chỉnh để loại trừ trong năm sau. Hệ số trục tung không có ý nghĩa thống kê nên chúng ta có thể kết luận = 0 trong mô hình này, điều đó có nghĩa là khi độ lệch giữa đòn bẩy mục tiêu và đòn bẩy thực tế của năm trƣớc bằng không (TRAC = 0) thì sẽ không xảy sự điều chỉnh đòn bẩy. Kết quả này rất phù hợp với dự đoán của lý thuyết đánh đổi.
Tóm lại, kết quả tìm đƣợc trong mô hình trên với hệ số điều chỉnh tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu là 0.63 đƣợc xem là khá hợp lý so với các nghiên cứu trƣớc đó nhƣ của Shyam-Sunder và Myers (1999) tại Mỹ là 0.59, Ozkan (2001) tại Anh là 0.57 và Miguel và Pindado (2001) tại Tây Ban Nha là 0.79. Tỷ lệ điều chỉnh cao ở thị trƣờng Việt Nam cũng hàm ý một chi phí điều chỉnh thấp, điều này có thể giải thích bởi cấu trúc của nợ vay dài hạn của các doanh nghiệp hầu hết là vay nợ ngân hàng, trong khi đó chi phí điều chỉnh (chi phí giao dịch) là các chi phí của việc môi giới, tƣ vấn pháp luật, thuế khi gia tăng nợ bằng phát hành trái phiếu. Hơn nữa, tỷ lệ nợ dài hạn của các doanh nghiệp cũng đƣợc giữ ở mức khá thấp (khoảng 13% - bảng 4.2) nên việc các giám đốc tài chính có thể điều chỉnh mức thay đổi trong nợ để duy trì tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu không gây ra quá nhiều chi phí giao dịch.
Đến đây, khi đem so sánh các kết quả kiểm định từ hai mô hình 3.6 và 3.8, chúng ta đã có thể kết luận rằng lý thuyết đánh đổi có khả năng giải thích tốt hơn lý thuyết trật tự phân hạng trong hành vi tài trợ của các doanh nghiệp tại thị trƣờng Việt Nam. Nếu nhƣ lý thuyết trật tự phân hạng dự đoán các công ty gặp tình trạng thâm hụt tài chính sẽ sử dụng nợ phát hành mới để tài trợ thì kết quả kiểm định mô hình 3.6 cho thấy nợ mới chỉ đảm bảo khoảng 9% mức độ thâm hụt. Trong khi đó, kết quả kiểm định mô hình 3.8 cho thấy các giám đốc tài chính của các doanh nghiệp Việt Nam có
xu hƣớng duy trì một tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu khá ổn định, và khi đòn bẩy thực tế bị lệch khỏi mức mục tiêu thì họ có hành vi điều chỉnh quay trở lại mức mục tiêu đó với tỷ lệ điều chỉnh mỗi năm là 63%. Đây có thể xem là hai kết quả đáng lƣu ý nhất của bài nghiên cứu, đặc biệt đối với các doanh nghiệp đang hoạch định chiến lƣợc và xây dựng cấu trúc vốn cho mình để đạt hiệu quả cao nhất.
Phần mở rộng của mô hình kiểm định lý thuyết đánh đổi sẽ tập trung khảo sát xem quá trình điều chỉnh đòn bẩy tài chính đến mức mục tiêu là đối xứng hay không đối xứng? Tức là tỷ lệ điều chỉnh khi đòn bẩy tài chính ở dƣới mức mục tiêu có đồng nhất với tỷ lệ điều chỉnh khi đòn bẩy đang ở trên mức mục tiêu hay không? Chúng ta sẽ xem xét mô hình 3.9 đã nêu ở chƣơng 3 để giải thích cho các câu hỏi trên. Chú ý rằng hai hệ số và trong mô hình 3.9 sẽ biểu thị cho tỷ lệ điều chỉnh khác nhau khi đòn bẩy của công ty đang thấp hơn hay cao hơn đòn bẩy mục tiêu. Nếu nhƣ chi phí của khi đòn bẩy tài chính vƣợt trên mức mục tiêu là cao hơn so với khi nó ở dƣới mức mục tiêu, thì tốc độ điều chỉnh sẽ lớn hơn . Kết quả kiểm định mô hình 3.9 thể hiện qua bảng sau:
Bảng 4.14 Kết quả hồi quy mô hình 3.9 (Phụ lục 6) Mô hình Biến Hồi quy gộp Tác động cố định đối với đơn vị chéo
Tác động cố định tổng hợp Tác động ngẫu nhiên C 0.000440 (0.9296) 0.011761 (0.0934) 0.009943 (0.1663) 0.000440 (0.9326) PTRAC 0.677683 (0.0000)* 0.399954 (0.0011)* 0.431610 (0.0007)* 0.677683 (0.0000)* NTRAC 0.707101 (0.0000)* 0.849007 (0.0000)* 0.812836 (0.0000)* 0.707101 (0.0000)* R-squared 0.360801 0.440688 0.445193 0.360801 F-statistic 116.2782 3.095360 2.972639 116.2782 Prob (F-statistic) 0.000000 * 0.000000* 0.000000* 0.000000* Durbin-Watson stat 1.840124 2.190313 2.197495 1.840124
(*: có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%, ký hiệu các biến được ghi chú trong bảng 3.1)
Do có sự khác biệt trong hệ số hồi quy của mô hình tác động cố định đối với các đơn vị chéo và mô hình tác động ngẫu nhiên đối với các đơn vị chéo, chúng ta sẽ tiến hành kiểm định Hausman để chọn mô hình thích hợp nhất. Giả thiết H0 là các hệ số ƣớc lƣợng của hai mô hình trên không có sự khác biệt căn bản. Kết quả kiểm định nhƣ sau:
Bảng 4.15 Kiểm định Hausman (Phụ lục 6)
Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: LEV_PTRAC_NTRAC
Test cross-section random effects
Test Summary
Chi-Sq.
Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.
Cross-section random 32.155502 2 0.0000
** WARNING: estimated cross-section random effects variance is zero. Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob.
PTRAC 0.399954 0.677683 0.008461 0.0025
NTRAC 0.849007 0.707101 0.006986 0.0895
Kết quả kiểm định Hausman có ý nghĩa thống kê với mức 1% nên giả thiết H0 bị từ chối, do đó mô hình tác động cố định sẽ phù hợp hơn (Xem thêm ở chƣơng 3 về kiểm định Hausman).
Nhƣ vậy, với các kết quả thể hiện trong bảng 4.14, chúng ta luôn có hệ số trục tung không có ý nghĩa thống kê nên chúng ta kết luận = 0, điều này nhất quán với kết quả của mô hình 3.8. Hệ số tung độ gốc bằng 0 thể hiện khi không có chênh lệch giữa đòn bẩy thực tế năm trƣớc với đòn bẩy mục tiêu thì không có sự điều chỉnh đòn bẩy. Một kết quả quan trọng hơn từ mô hình 3.9 là hệ số tốc độ điều chỉnh luôn lớn hơn , kết quả chọn từ mô hình tác động cố định đối với các đơn vị chéo cho chúng ta kết quả khoảng 40% và khoảng 85%. Điều này phù hợp với dự báo lý thuyết của
Cai và Ghosh (2003) khi cho rằng các công ty tỏ ra rất nhạy cảm khi đòn bẩy tài chính vƣợt trên mức mục tiêu và sẽ nhanh chóng điều chỉnh giảm đòn bẩy.
Tóm lại, mô hình mở rộng 3.9 đã cho chúng ta cái nhìn rõ ràng về cách mà các giám đốc tài chính điều chỉnh đòn bẩy thực tế khi nó đang cao hơn hoặc thấp hơn đòn bẩy mục tiêu. Kết quả cho thấy các công ty tỏ ra rất nhạy cảm khi đòn bẩy thực tế vƣợt mức mục tiêu, và tốc độ điều chỉnh giảm đòn bẩy lớn hơn nhiều so với tốc độ điều chỉnh tăng (85% so với 40%). Điều này cho thấy các lợi ích của việc giảm đòn bẩy (giảm chi phí phá sản và chi phí đại diện) cao hơn so với lợi ích của gia tăng đòn bẩy (tiết kiệm thuế). Đây là một phát hiện rất quan trọng cho các doanh nghiệp đang xây dựng cấu trúc vốn và đang theo đuổi cấu trúc vốn tối ƣu của mình. Hiểu đƣợc cơ chế điều chỉnh không đối xứng khi đòn bẩy đang cao hơn hay thấp hơn mức mục tiêu là một cái nhìn mới mẻ và quan trọng để các giám đốc đƣa ra những quyết định tài trợ hợp lý cho doanh nghiệp mình.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN 5.1 Các kết quả chính
Bài nghiên cứu này sử dụng dữ liệu của 83 công ty phi tài chính niêm yết tại sàn giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh trong giai đoạn 2006 – 2011. Bài nghiên cứu đã tập trung làm rõ ba vấn đề lớn: thứ nhất là tìm hiểu các nhân tố chính ảnh hƣởng đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp nhƣ thế nào. Qua từng nhân tố đó, chúng ta sẽ có đƣợc cái nhìn gián tiếp về lý thuyết trật tự phân hạng và lý thuyết đánh đổi ảnh hƣởng nhƣ thế nào lên hành vi tài trợ của các doanh nghiệp. Vấn đề thứ hai của bài nghiên cứu và cũng là vấn đề quan trọng nhất là hiện nay trên thị trƣờng Việt Nam, hành vi tài trợ của các doanh nghiệp đang đƣợc quyết định bởi lý thuyết đánh đổi hay lý thuyết trật tự phân hạng. Cuối cùng, bài nghiên cứu mở rộng mô hình và kiểm định cách mà các giám đốc tài chính phản ứng lại với tình trạng thâm hụt hay thặng dƣ tài chính, cũng nhƣ cách mà họ điều chỉnh đòn bẩy thực tế khi đòn bẩy này đang cao hơn hoặc thấp hơn đòn bẩy mục tiêu.
Để tìm hiểu các nhân tố ảnh hƣởng đến cấu trúc vốn, bài nghiên cứu sử dụng mô hình hồi quy biến phụ thuộc là đòn bẩy tài chính với các biến giải thích là khả năng sinh lợi, tỷ lệ tài sản hữu hình, kích thƣớc doanh nghiệp, tấm chắn thuế không phải từ nợ và cơ hội tăng trƣởng. Kết quả kiểm định cho thấy rằng khả năng sinh lợi, tỷ lệ tài sản hữu hình và kích thƣớc doanh nghiệp là ba nhân tố có ảnh hƣởng rõ ràng và ổn định nhất đến cấu trúc vốn. Trong đó, các công ty có khả năng sinh lợi cao thƣờng có tỷ lệ đòn bẩy tài chính thấp. Các công ty có kích thƣớc lớn và tỷ lệ tài sản hữu hình cao trong cấu trúc tài sản thì có một mức đòn bẩy tài chính cao hơn. Kết quả này phần nào cho thấy sự thận trọng trong việc vay nợ dài hạn của các công ty trong các hoạt động tài trợ, lợi nhuận giữ lại vẫn là nguồn vốn đƣợc sử dụng ƣa thích hơn. Ngoài ra, những đòi hỏi khắt khe của các chủ nợ về các tiêu chuẩn của tài sản đảm bảo, quy mô doanh nghiệp khiến các công ty vừa và nhỏ hoặc những công ty có ít tài sản hữu hình trong cấu trúc tài sản gặp không ít khó khăn khi muốn tiếp cận nguồn vốn vay. Bài nghiên
cứu không kiểm định đƣợc mối tƣơng quan giữa biến tấm chắn thuế không phải từ nợ (tỷ lệ khấu hao trên tổng tài sản) với đòn bẩy tài chính, trong khi đó mối tƣơng quan giữa các cơ hội tăng trƣởng và đòn bẩy tài chính cũng chƣa thực sự rõ ràng.
Để kiểm định lý thuyết trật tự phân hạng và lý thuyết đánh đổi, bài nghiên cứu sử dụng mô hình của Shyam-Sunder và Myers (1999). Kết quả kiểm định cho thấy, lý thuyết đánh đổi có khả năng giải thích tốt hơn lý thuyết trật tự phân hạng trong hành vi tài trợ của các doanh nghiệp tại thị trƣờng Việt Nam. Mô hình kiểm định lý thuyết trật tự phân hạng cho thấy rằng nợ vay mới chỉ đảm bảo cho khoảng 9% mức độ thâm hụt tài chính. Phát hành vốn cổ phần mới vẫn là nguồn tài trợ quan trọng cho các doanh nghiệp Việt Nam. Trong khi đó, mô hình kiểm định lý thuyết đánh đổi cho thấy các giám đốc tài chính nhanh chóng điều chỉnh đòn bẩy tài chính của mình khi nó bị lệch khỏi mức đòn bẩy mục tiêu. Tỷ lệ điều chỉnh hằng năm vào khoảng 63%.
Ngoài ra, bài nghiên cứu còn phát triển hai mô hình mở rộng cho hai lý thuyết dựa trên ý tƣởng của Zurigat (2009). Mô hình đầu tiên nhằm kiểm định xem cách mà các công ty điều chỉnh tỷ lệ nợ khi gặp tình trạng thâm hụt hay thặng dƣ tài chính có giống nhau hay không. Kết quả cho thấy rằng khi thâm hụt, tỷ lệ điều chỉnh tăng nợ vào khoảng 11% còn khi công ty thặng dƣ thì tỷ lệ điều chỉnh giảm khoảng 7%. Nhƣ vậy, các công ty có phần thận trọng trong việc cắt giảm nợ khi đang ở trong tình trạng thặng dƣ tài chính. Mô hình mở rộng cho lý thuyết đánh đổi cho thấy khi đòn bẩy thực tế vƣợt mức đòn bẩy mục tiêu thì công ty nhanh chóng điều chỉnh giảm xuống với tỷ lệ điều chỉnh lên đến 83%, trong khi đó, nếu đòn bẩy tài chính ở dƣới mức mục tiêu thì tỷ lệ điều chỉnh tăng chỉ khoảng 40%. Điều đó cho thấy những lợi ích của việc giảm đòn bẩy (nhƣ giảm chi phí phá sản, chi phí đại diện) cao hơn so với lợi ích tăng đòn bẩy (tiết kiệm thuế).
Nhƣ vậy, bài nghiên cứu đã giải thích và kiểm định đƣợc rằng, tại thị trƣờng Việt Nam, lý thuyết đánh đổi giải thích tốt hơn lý thuyết trật tự phân hạng trong các quyết định về cấu trúc vốn và hành vi tài trợ của các doanh nghiệp.
Với các kết quả nghiên cứu đã nêu trên, đề tài “Lý thuyết đánh đổi hay lý thuyết
trật tự phân hạng đang quyết định hành vi tài trợ của các doanh nghiệp Việt Nam?” hy
vọng sẽ mang lại lời giải thích thỏa đáng cho chính câu hỏi mà tên đề tài đặt ra.
5.2 Một số đề xuất từ các kết quả nghiên cứu
Trong phần này, tác giả xin trình bày một số đề xuất rút ra từ kết quả của bài nghiên cứu. Những đề xuất này trƣớc tiên là dành cho bản thân của các doanh nghiệp trong quá trình hoạch định cấu trúc vốn và các quyết định tài trợ của mình, ngoài ra một số đề xuất cũng nhằm gửi gắm đến các nhà quản lý để tạo nhiều điều kiện phát