7. Tổng quan tài liệu nghiên cứu
3.3.2. Kết quả nghiên cứu các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ lệ nợ ngắn hạn
Bảng 3.5. Kết quả hồi quy giữa tỷ lệ nợ ngắn hạn và các biến độc lập theo phƣơng 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 0.2227
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 trƣởng 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 đƣợc thể hiện qua bảng 3.5, phƣơng pháp FEM là phƣơng pháp phù hợp để ƣớc lƣợng 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 phƣơng pháp ƣớc lƣợng 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 tƣơng 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 trƣớc 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 đƣợc 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 đƣợc 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 đƣợc tài trợ từ nguồn vốn dài hạn nhƣ nợ dài hạn hoặc vốn chủ sở hữu, còn tài sản ngắn hạn đƣợc 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
nhiều hơn, phù hợp với dự đoán của lý thuyết đánh đổi. Nhân tố quy mô đƣợc đo lƣờng 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 đƣợc 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 đƣợc 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 thƣờng 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 trƣởng 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 trƣớc 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 trƣởng 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 trƣởng 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 thƣờng các điều kiện cho vay ngắn hạn mà ngân hàng thƣơng mại và các tổ chức tài chắnh khác đƣa ra với doanh nghiệp thƣờng 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 trƣởng cao nên các doanh nghiệp sẽ ƣu 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 giảm đi 0,035624%. Điều này có thể đƣợc giải thắch là các doanh nghiệp có rủi ro kinh doanh cao thì hạn chế vay nợ ngắn hạn để giảm áp lực thanh toán trong ngắn hạn. Ngoài ra, đối với những doanh nghiệp có sự biến động lợi nhuận cao trong ngắn hạn, có khả năng không hoàn trả nợ cho ngân hàng đúng hạn, vì lợi nhuận có thể giảm dƣới mức dùng để trả nợ. Do đó, họ gặp khó khăn khi vay ngắn hạn. Tuy nhiên, mối quan hệ này không có ý nghĩa thống kê (sig = 0,2137 >α = 0,05), bác bỏ giả thuyết H6a.