KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.3. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN CẤU TRÚC TÀI CHÍNH CỦA CÁC CÔNG TY NHÓM NGÀNH DẦU KHÍ
NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM
3.3.1.Kết quả nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ lệ nợ của các doanh
nghiệp nhóm ngành dầu khắ
Bảng 3.4. Kết quả hồi quy giữa tỷ lệ nợ và các biến độc lập theo phương pháp hồi quy FEM và REM
Tỷ lệ nợ FEM REM
Biến độc lập Coefficient Prob. Coefficient Prob.
C -0.204778 0.6473 -0.038085 0.8484
Hiệu quả sử dụng vốn (ROA) -0.758471 0.0007 -1.194349 0.0000 Cấu trúc tài sản -0.030034 0.4703 -0.032775 0.2787 Quy mô doanh nghiệp 0.004003 0.0357 0.052319 0.0663 Thời gian hoạt động 0.594737 0.0669 0.184923 0.1184 Sự tăng trưởng của DN 0.086254 0.0450 0.118290 0.0457 Rủi ro kinh doanh -0.031487 0.1820 -0.035603 0.1033
R2 0.910561 0.323029
Prob(F_statistic) 0.000000 0.000003
Hausman test (p-value) 0.0011
(Nguồn: Phụ lục 3)
Mô hình hoàn chỉnh
Y1 = -0.758471EFFI +0.004003SIZE + 0,086254GROW
Từ kết quả thu được thể hiện qua bảng 3.4, phương pháp FEM là phương pháp phù hợp để ước lượng cho mô hình tỷ lệ nợ, vì kiểm định Hausman cho kết quả p_value 0.0011< (0.05). Ngoài ra, giá trị p_value của trị thống kê F bằng 0.000000 < (0.05) của mô hình FEM, nên ta bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1, có nghĩa là mô hình tỷ lệ nợ phù hợp với mức ý nghĩa 1%. Chỉ số R2
ảnh hưởng đến tỷ lệ nợ theo phương pháp FEM là phù hợp để đưa ra những giải thắch về quyết định tài trợ của các doanh nghiệp nhóm ngành dầu khắ. - ROA có mối quan hệ nghịch với tỷ lệ nợ (β1 = -0,7581), và là nhân tố tác
động mạnh nhất trong các nhân tố dự đoán có ảnh hưởng đến tỷ lệ nợ của các doanh nghiệp nhóm ngành dầu khắ niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Cụ thể khi ROA tăng 1% thì tỷ lệ nợ sẽ giảm 0,758471% với điều kiện các nhân tố khác không thay đổi và ngược lại. Mối quan hệ này có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1% cho nên chấp nhận giả thuyết H1. Điều này cũng có nghĩa, những doanh nghiệp sử dụng vốn càng hiệu quả sẽ sử dụng nợ ắt hơn trong nguồn tài trợ của mình,chấp nhận giả thuyết H1. Kết quả này đúng như dự đoán từ lý thuyết trật tự phân hạng, lý thuyết đánh đổi và các nghiên cứu thực nghiệm trước đây của Rajan và Zingales (1995), Huang và Song (2002), Buferna và các cộng sự (2005) tại các quốc gia đang phát triển và Đoàn Ngọc Phi Anh (2010). Điều này cũng phản ánh một thực tế của các doanh nghiệp nhóm ngành dầu khắ ở Việt Nam là Ộrất ngại vay nợỢ. Khi có lợi nhuận, các công ty sẽ ưu tiên sử dụng nguồn vốn sẵn có để đầu tư thay vì vay nợ; điều này làm giảm rủi ro tài chắnh cho họ. Một lợi điểm đáng chú ý nữa là khi sử dụng nguồn tài trợ nội bộ, các doanh nghiệp sẽ tránh được sự kiểm soát của trái chủ và các định chế tài chắnh (ở Việt Nam chủ yếu là các định chế tài chắnh), giảm được rủi ro tài chắnh, chi phắ lãi vay. Tuy nhiên lại không tận dụng được lợi ắch của tấm chắn thuế nợ và có thể làm tăng chi phắ đại diện khi doanh nghiệm không được kiểm soát tốt. Một lợi thế nữa được đề cập đến là sử dụng nguồn tài trợ nội bộ sẽ tránh được nguy cơ loãng giá, loãng quyền khi phát hành thêm cổ phiếu mới để huy động vốn.
- Tỷ trọng TSCĐ hữu hình có quan hệ nghịch với tỷ lệ nợ, nghĩa là, những doanh nghiệp có tỷ trọng TSCĐ hữu hình lớn thì có tỷ lệ nợ thấp hơn. Cụ thể, khi các nhân tố khác không đổi, cấu trúc tài sản (tỷ trọng TSCĐhữu hình)
tăng 1% thì tỷ lệ nợ giảm 0.030034%. Điều này cũng có thể giải thắch là do các doanh nghiệp có tỷ trọng tài sản cố định trên tổng tài sản cao thì đã tìm thấy một nguồn tài trợ ổn đinh, có thể là từ bên trong doanh nghiệp, nên họ sử dụng ắt nợ hơn. Ngoài ra, để giảm rủi ro các chủ nợ thường yêu cầu các doanh nghiệp khi sử dụng nợ thường phải có tài sản thế chấp. Trên thực tế, các doanh nghiệp thuộc các nước đang phát triển như Việt Nam, các tổ chức tắn dụng hầu hết cho vay theo hình thức thế chấp, doanh nghiệp càng có nhiều tài sản hữu hình thế chấp thì càng có cơ hội tiếp cận các khoản vay từ tổ chức tắn dụng. Tuy nhiên, mối quan hệ này lại không có ý nghĩa thống kê (sig > α = 0,05), do đó bác bỏ giả thuyết H2.
- Doanh thu của doanh nghiệp có mối quan hệ thuận chiều với tỷ lệ nợ ở mức ý nghĩa 1%, cụ thể khi doanh thu thuần của doanh nghiệp tăng 1% thì tỷ lệ nợ tăng 0.004003% trong điều kiện các nhân tố khác không thay đổi. Điều này trái với lý thuyết trật tự phân hạng và các nghiên cứu trước đây của Bevan and Danbolt (2002).Lý do có thể kể đến là các doanh nghiệp có quy mô lớn thường có tiềm lực tài chắnh mạnh, tài sản lớnẦ là cơ sở để đảm bảo trả nợ nên có khả năng tiếp cận nguồn vốn một cách dễ dàng hơn, có chi phắ kiệt quệ tài chắnh thấp hơn các doanh nghiệp có quy mô nhỏ nên họ có thể tận dụng lợi ắch từ tấm chắn thuế nợ tốt hơn. Điều này cũng phù hợp với lý thuyết đánh đổi. Thêm vào đó, các doanh nghiệp lớn ắt có sự bất cân xứng thông tin hơn so với các doanh nghiệp khác nên họ sử dụng nợ vay ngân hàng nhiều hơn. Đồng thời, các doanh nghiệp này thường có ắt vấn đề thông tin bất cân xứng, vì vậy họ vay nợ hay gia hạn nợ tốt hơn so với các doanh nghiệp nhỏ. Mối quan hệ này lại có ý nghĩa thống kê (sig < α = 0,05), do đó bác bỏ giả thuyết H3 khi cho rằng doanh thu tỷ lệ nghịch với tỷ lệ nợ.
- Thời gian hoạt động của doanh nghiệp nhóm ngành dầu khắ có tương quan thuận đối với tỷ lệ nợ. Mối quan hệ này cho thấy, các doanh nghiệp càng lâu
năm thì sử dụng nợ càng cao, cụ thể khi thời gian hoạt động của doanh nghiệp tăng thêm 1 năm thì mức sử dụng nợ của doanh nghiệp tăng thêm khoảng 0,6 lần khi các yếu tố khác không thay đổi. Điều này cũng phù hợp với lý thuyết thông tin bất cân xứng và kết quả thực nghiệm của Diamond (1984) khi cho rằng doanh nghiệp hoạt động càng lâu năm thì vị thế của doanh nghiệp trong ngành càng được khẳng định và được nhiều khách hàng cũng như các nhà cung cấp vốn biết đến, cho nên sự bất cân xứng thông tin có thể giảm nhẹ. Nghĩa là các doanh nghiệp có thời gian hoạt động càng dài thì càng dễ dàng vay nợ hơn. Tuy nhiên, mối quan hệ này không có ý nghĩa thống kê (sig > α = 0,05), nên bác bỏ giả thuyết H4.
- Tốc độ tăng trưởng của doanh nghiệp nhóm ngành dầu khắ có mối quan hệ thuận với tỷ lệ nợ nghĩa là khi doanh nghiệp tăng trưởng càng nhanh, phát triển càng vững mạnh thì có nhu cầu sử dụng nợ càng nhiều. Cụ thể, khi các nhân tố khác vẫn giữ nguyên, tốc độ tăng trưởng của doanh nghiệp tăng 1% thì tỷ lệ nợ tăng thêm 0,086%. Mối quan hệ này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu về cấu trúc tài chắnh ở Việt Nam như Nguyen và Ramachandran (2006), Biger và các cộng sự (2008), Dzung và các cộng sự (2012). Tuy nhiên. Ngoài ra, điều này cũng cho thấy, trong giai đoạn tăng trưởng của nhóm ngành dầu khắ như hiện nay, lợi nhuận của các doanh nghiệp vẫn không đủ để đáp ứng được sự tăng trưởng mạnh mẽ mà các doanh nghiệp phải sử dụng nợ để bổ sung vào nguồn tài trợ. Tuy nhiên, mỗi quan hệ này cũng tiềm ẩn những rủi ro khi kết quả cho thấy, các doanh nghiệp tăng trưởng càng cao thì càng sử dụng nhiều nợ. Mối quan hệ này có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%, nên chấp nhận giả thuyết H5.
- Rủi ro kinh doanh có mối quan hệ nghịch với tỷ lệ nợ, tuy nhiên, mối quan hệ này không có ý nghĩa thống kê, nên ta bác bỏ giả thuyết H6. Mối quan hệ này cho thấy, các doanh nghiệp nhóm ngành dầu khắ có sự biến động về lợi nhuận
cao thì sử dụng nợ ắt hơn, mối quan hệ này phù hợp với lý thuyết đánh đổi, lý thuyết đại diện và lý thuyết trật tự phân hạng đưa ra. Mặc dù, không có ý nghĩa về mặt thống kê, nhưng kết quả này chỉ ra rằng, các doanh nghiệp nhóm ngành dầu khắ có sự biến động mạnh về lợi nhuận thì cố gắng tiết kiệm và tắch lũy vốn trong những năm có lợi nhuận để sử dụng khi lợi nhuận giảm sút, bởi sự biến động về lợi nhuận, tiềm ẩn những rủi ro phá sản, vì vậy họ sẽ giảm thiểu vay nợ để kìm hãm rủi ro phá sản. Ngoài ra, các ngân hàng thương mại ở Việt Nam thường xem xét mức độ ổn định của lợi nhuận để quyết định cho vay, họ cho rằng, nếu lợi nhuận không ổn định thì các khoản thu nhập hàng kỳ của họ sẽ không được đảm bảo và điều này sẽ ảnh hưởng đến hoạt động kinh doanh của họ.
3.3.2.Kết quả nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ lệ nợ ngắn hạn của các
Bảng 3.5. Kết quả hồi quy giữa tỷ lệ nợ ngắn hạn và các biến độc lập theo phương pháp hồi quy FEM và REM
Tỷ lệ nợ ngắn hạn FEM REM
Biến độc lập Coefficient Prob. Coefficient Prob.
C -0.961606 0.0808 -0.265760 0.2227Hiệu quả sử dụng vốn (ROA) -0.619380 0.0200 -1.228980 0.0000 Hiệu quả sử dụng vốn (ROA) -0.619380 0.0200 -1.228980 0.0000 Cấu trúc tài sản -0.014838 0.7688 -0.059834 0.0015 Quy mô doanh nghiệp 0.023274 0.0498 0.057568 0.0642 Thời gian hoạt động 1.113280 0.0056 0.244724 0.0523 Sự tăng trưởng của DN 0.092968 0.2175 0.135181 0.0575 Rủi ro kinh doanh -0.035624 0.2137 -0.039944 0.1248
R2 0.881079 0.275528
Prob(F_statistic) 0.000000 0.000053 Hausman test (p-value) 0.0001
(Nguồn: Phụ lục 5)
Mô hình hoàn chỉnh
Y2 = -0.619380EFFI + 0,023274SIZE + 1.113280AGE
Từ kết quả thu được thể hiện qua bảng 3.5, phương pháp FEM là phương pháp phù hợp để ước lượng cho mô hình tỷ lệ nợ, vì kiểm định Hausman cho kết quả p_value là 0.0011 < (0.05). Do đó, ta bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1, FEM là phương pháp ước lượng phù hợp. Ngoài ra, giá trị p_value của trị thống kê F bằng 0.0011 < (0.05) của mô hình FEM, nên ta bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1, có nghĩa là mô hình tỷ lệ nợ phù hợp với mức ý nghĩa 1%. Mô hình này có R2 88,1%, chứng tỏ mức độ giải thắch của các biến trong mô hình đối với các quyết định tài trợ ngắn hạn của các doanh nghiệp nhóm ngành dầu khắ tương đối tốt.
- ROA có quan hệ nghịch với tỷ lệ nợ ngắn hạn ở mức ý nghĩa 1%. Cụ thể, khi ROA của công ty tăng thêm 1% thì công ty đó sử dụng nợ ắt đi 0,61938% trong điều kiện các nhân tố khác giữ nguyên không thay đổi. Điều này phù hợp với dự đoán của lý thuyết trật tự phân hạng và các nghiên cứu thực nghiệm trước đây của Rajan và Zingales (1995), Huang và Song (2002),
Buferna và các cộng sự (2005), Bùi Phan Nhã Khanh (2012). Điều này cho thấy các doanh nghiệp nhóm ngành dầu khắ có hiệu quả sử dụng vốn càng cao thì sử dụng nợ ngắn hạn càng ắt. Các tác giả lý giải rằng, với những doanh nghiệp có khả năng sinh lời của vốn cao thì lợi nhuận tạo ra trong kỳ đủ để trả cho các chi phắ hoạt động của doanh nghiệp do đó mà không có nhu cầu vay nợ ngắn hạn. Mô hình này có ý nghĩa thống kê (sig < α = 0,05), nên giả thuyết H1a được chấp nhận.
- Tỷ trọng TSCĐ hữu hình có mối quan hệ nghịch chiều với tỷ lệ nợ ngắn hạn, cụ thể, khi các nhân tố khác không đổi, tỷ trọng tài sản cố định hữu hình tăng 1% sẽ làm cho tỷ lệ nợ ngắn hạn giảm 0,014838%. Kết quả này phù hợp với những lý luận của lý thuyết trật tự phân hạng và giống với những phát hiện của tác giả Huang và Song (2001) ở các doanh nghiệp Trung Quốc và tác giả Pandey (2001) nghiên cứu với các doanh nghiệp Malaysia. Mối quan hệ này có thể được giải thắch là vì tài sản của doanh nghiệp gồm 2 thành phần đó là tài sản ngắn hạn và tài sản dài hạn. Theo nguyên tắc phù hợp trong kế toán thì tài sản dài hạn được tài trợ từ nguồn vốn dài hạn như nợ dài hạn hoặc vốn chủ sở hữu, còn tài sản ngắn hạn được tài trợ từ các khoản nợ ngắn hạn, mà khi tỷ lệ tài sản dài hạn cao tức là tỷ lệ tài sản ngắn hạn sẽ thấp đồng nghĩa với việc tỷ lệ nợ ngắn hạn cũng thấp. Mối quan hệ này không có ý nghĩa thống kê (sig > α = 0,05), nên bác bỏ giả thuyết H2a.
- Doanh thu có mối quan hệ thuận với tỷ lệ nợ ngắn hạn ở mức ý nghĩa 1%, cụ thể khi doanh thu của doanh nghiệp tăng thêm 1%, tỷ lệ nợ ngắn hạn tăng thêm 0,023274%, điều kiện là các nhân tố khác không đổi. Điều này cho thấy, những công ty lớn trong nhóm ngành dầu khắ sử dụng nợ ngắn hạn nhiều hơn, phù hợp với dự đoán của lý thuyết đánh đổi. Nhân tố quy mô được đo lường bằng doanh thu bán hàng. Doanh thu càng lớn cũng đồng nghĩa với việc các khoản phải thu của khách hàng cũng tăng lên. Để có thể đáp ứng được các
hoạt động kinh doanh liên tục thì đồi hỏi doanh nghiệp phải vay ngắn hạn để bổ sung vào nguồn tài trợ nhằm kịp thới đáp ứng các nhu cầu cần thiết cho sự kinh doanh ổn định và phát triển của doanh nghiệp. Mối quan hệ thuận này cũng được tìm thấy bởi các nghiên cứu của Pandey (2001), Nguyên (2006), Dzung và cộng sự (2012) và Bùi Phan Nhã Khanh (2012). Mặt khác, mối quan hệ này có ý nghĩa thống kê (sig = 0,0498 < α = 0,05), nên chấp nhận giả thuyết H3a.
- Thời gian hoạt động của doanh nghiệp tỷ lệ thuận với tỷ lệ nợ ngắn hạn ở mức ý nghĩa 1%, cụ thể khi thời gian hoạt động trong ngành của doanh nghiệp tăng thêm 1% thì tỷ lệ nợ cũng tăng thêm 1,11328%. Mối quan hệ này có ý nghĩa thống kê (sig = 0,0056 < α = 0,05), nên tác giả chấp nhận giả thuyết H4a. Điều này cũng phù hợp với lý thuyết thông tin bất cân xứng và kết quả nghiên cứu của Diamond (1984). Có thể thấy rằng các doanh nghiệp có Ộthâm niênỢ thường là những doanh nghiệp lớn đã đi vào giai đoạn phát triển khá ổn định và có vị thế đáng kể trong ngành nên theo lý thuyết thông tin bất cân xứng, việc vay nợ đối với các doanh nghiệp này càng dễ dàng hơn.
- Tốc độ tăng trưởng có quan hệ thuận với tỷ lệ nợ ngắn hạn. Kết quả này phù hợp với dự đoán của lý thuyết trật tự phân hạng và các nghiên cứu thực nghiệm trước đây của Pandey (2001), Nguyễn Bắch Hậu (2015), Bùi Phan Nhã Khanh (2012). Điều này cho thấy, các doanh nghiệp nhóm ngành dầu khắ có tốc độ tăng trưởng cao thì sử dụng nợ ngắn hạn nhiều. Sự tăng lên trong tổng tài sản qua các năm, trong đó có tài sản ngắn hạn cũng tăng qua các năm, vì vậy mà nợ ngắn hạn cũng sẽ tăng để tài trợ cho sự tăng trưởng này. Hơn thế nữa, việc sử dụng nợ ngắn hạn giúp cho doanh nghiệp có thể thực hiện dễ dàng, thuận lợi so với nợ dài hạn. Bởi vì, thông thường các điều kiện cho vay ngắn hạn mà ngân hàng thương mại và các tổ chức tài chắnh khác đưa ra với doanh nghiệp thường ắt khắt khe hơn. Điều này cũng phù hợp với lý thuyết
trật tự phân hạng khi vấn đề thông tin bất cân xứng dễ xảy ra ở các doanh nghiệp tăng trưởng cao nên các doanh nghiệp sẽ ưu tiên sử dụng nguồn tài trợ mà ắt phải công bố thông tin, do đó nợ ngắn hạn là sự lựa chọn hợp lý. Tuy nhiên, mối quan hệ này lại không có ý nghĩa thống kê (sig = 0,2175 > α = 0,05), nên bác bỏ giả thuyết H5a.
- Rủi ro kinh doanh có tác động nghịch đến tỷ lệ nợ ngắn hạn, cụ thể khi rủi ro kinh doanh của doanh nghiệp tăng thêm 1%, thì mức sử dụng nợ ngắn hạn sẽ