7. Tổng quan tài liệu nghiên cứu
3.2. KIỂM ĐỊNH CÁC GIẢ THIẾT CỦA MÔ HÌNH
3.2.1. Ma trận tƣơng quan và đa cộng tuyến
Bảng 3.2. Ma trận tƣơng quan giữa biến độc lập và biến phụ thuộc
TLNO TLNNH TLNDH TLNO 1.000 TLNNH .909** 1.000 TLNDH .085 -.329** 1.000 EFFI -.602** -.556** -.034 TANGI -.143 -.278** .345** SIZE -.044 -.097 .135 AGE .195 .193 -.022 GROW -.204* -.170 -.050 RISK .131 .153 -.075 (Nguồn: Phụ lục 2)
Bảng 3.3. Ma trận tƣợng quan giữa các biến độc lập trong mô hình
EFFI TANGI SIZE AGE GROW RISK EFFI 1.000 TANGI .144 1.000 SIZE .142* .191** 1.000 AGE .086 .129 .082 1.000 GROW .499** -.014 .166 .028 1.000 RISK -.416** -.087 -.127 -.099 -.176 1.000 **. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
(Nguồn: Phụ lục 2)
r > 0: thể hiện mối quan hệ giữa hai biến là cùng chiều r < 0: thể hiện mối quan hệ giữa hai biến là ngƣợc chiều
|r| <1: thể hiện mức độ mối quan hệ giữa hai biến. Nếu r càng gần 1 thì mối quan hệ càng chặt chẽ, r = 0 thể hiện hai biến không có quan hệ nào.
Phân tắch hệ số tƣơng quan Pearson nhằm kiểm tra mối quan hệ tƣơng quan giữa biến phụ thuộc và biến độc lập, đây cũng là điều kiện cần để phân tắch hồi quy. Thêm vào đó, hệ số tƣơng quan Pearson còn giúp phát hiện hiện tƣơng đa cộng tuyến. Do đó, trƣớc khi đi vào phân tắch kết quả hồi quy, tác giả sẽ thực hiện phân tắch tƣơng quan sơ bộ.
Xét về mối tƣơng quan giữa các biến phụ thuộc và các biến độc lập. Tất cả các hệ số tƣơng quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc đều khác 0 hay các biến độc lập đều có tƣơng quan với biến phụ thuộc nhƣng ở mức độ khác nhau.
Đối với chỉ tiêu tỷ lệ nợ
Bảng 3.2 cho ta kết quả phù hợp với những dự đoán về mặt lý thuyết: ROA tƣơng quan nghịch với tỷ lệ nợ ở mức ý nghĩa 1% và có mối tƣơng quan
khá chặt chẽ (r = -0,602). Ngoài ra, tốc độ tăng trƣởng của doanh nghiệp có quan hệ nghịch với tỷ lệ nợ ở mức ý nghĩa 5% nhƣng quan hệ tuyến tắnh ở mức thấp (r=-0,204), không giống với dự đoán của giả thuyết H5. Tỷ trọng TSCĐ hữu hình và doanh thu của doanh nghiệp có mối quan hệ nghịch với tỷ lệ nợ, giống với giả thuyết H2, H3 nhƣng mối quan hệ này không có ý nghĩa thống kê. Bên cạnh đó, rủi ro kinh doanh tƣơng quan thuận với tỷ lệ nợ, trái với giả thuyết H6 nhƣng mối quan hệ này cũng không có ý nghĩa thống kê.
Đối với chỉ tiêu tỷ lệ nợ ngắn hạn
ROA và biến tỷ trọng TSCĐ hữu hình đều tƣơng quan nghịch với tỷ lệ nợ ngắn hạn ở mức ý nghĩa 1% trong đó, ROA có mối quan hệ chặt chẽ (r=- 0,556) còn tỷ trọng tài sản cố định có mối quan hệ ở mức trung bình (r=- 0,278) đối với tỷ lệ nợ ngắn hạn . Điều này cũng phù hợp với dự đoán của giả thuyết H1a, H2a. Biến doanh thu của doanh nghiệp và thời gian hoạt động lần lƣợt có tác động nghịch và thuận với tỷ lệ nợ ngắn hạn, phù hợp với giả thuyết H3a, H4a nhƣng mối quan hệ này là không có ý nghĩa thống kê. Thêm vào đó, biến tốc độ tăng trƣởng của doanh nghiệp tác động nghịch đến tỷ lệ nợ ngắn hạn trong khi biến độ lệch chuẩn của tỷ suất sinh lời tài sản lại tác động thuận đến tỷ lệ nợ ngắn hạn. Điều này trái với giả thuyết H5a, H6a nhƣng mối quan hệ này cũng không có ý nghĩa thống kê..
Đối với chỉ tiêu tỷ lệ nợ dài hạn
Chỉ tiêu này tƣơng quan thuận với biến tỷ trọng TSCĐ hữu hình ở mức ý nghĩa 1%, phù hợp với giả thuyết H2b. Thời gian hoạt động của doanh nghiệp của doanh nghiệp có tƣơng quan nghịch với tỷ lệ nợ dài hạn, trái với giả thuyết H4b, tuy nhiên mối quan hệ này không có ý nghĩa về mặt thống kê. Ngoài ra, biến ROA, biến tốc độ tăng trƣởng và biến rủi ro kinh doanh tƣơng quan nghịch với tỷ lệ nợ dài hạn, biến doanh thu tƣơng quan thuận với tỷ lệ
nợ dài hạn phù hợp với giả thuyết H1b, H3b, H5b, H6b và mối quan hệ này cũng không có ý nghĩa thống kê.
Nhìn chung kết quả không nhƣ mong đợi khi hầu hết các mối quan hệ giữa từng biến độc lập và từng biến phụ thuộc không có ý nghĩa thống kê. Mức độ giải thắch của từng nhân tố đến cấu trúc tài chắnh của các doanh nghiệp thuộc nhóm ngành dầu khắ sẽ đƣợc tiếp tục phân tắch thông qua việc phân tắch mô hình hồi quy theo phƣơng pháp FEM và REM.
Xem xét mối quan hệ tương quan giữa các biến độc lập với nhau
Qua bảng 3.3, ta thấy các biến độc lập trong mô hình không có mối tƣơng quan mạnh với nhau, tƣơng quan mạnh nhất là giữa 2 biến EFFI, GROW (0,499) và 2 biến là EFFI, RISK (-0,416) cũng là tƣơng quan ở mức trung bình (0,3< r <0,5). Điều này cho thấy mô hình mà tác giả lựa chọn không có hiện tƣợng đa cộng tuyến.
3.2.2. Kiểm tra dữ liệu phân phối chuẩn
Một giả định quan trọng của mô hình hồi quy tuyến tắnh cổ điển là các biến đƣợc đƣa vào mô hình phải có phân phối chuẩn (normal distribution) và tuyến tắnh. Đối với hồi quy bằng phƣơng pháp FEM và REM cũng phải tuân thủ giả định quan trọng này, để các hệ số ƣớc lƣợng là tốt nhất.
Có hai cách để kiểm tra xem một biến có phân phối chuẩn hay không, đó là: Phƣơng pháp biểu đồ và phƣơng pháp dùng kiểm định thống kê. Ở bài viết này, tác giả lựa chọn phƣơng pháp biểu đồ để kiểm tra tắnh phân phối chuẩn của dữ liệu.
Với phần mềm SPSS, bằng lệnh mô tả thống kê theo tần số, cho ra biểu đồ Ộhistogram with curveỢ (kết quả kiểm tra các biến đƣợc trình bày ở phụ lục 1), để xem các biến có dạng hình chuông cân đối không, nếu biến nào không có dạng hình chuông cân thì kết luận biến đó không có phân phối chuẩn.
Kết quả khi kiểm tra bằng phƣơng pháp biểu đồ cho thấy, các biến TLNDH, TANGI, SIZE, AGE, RISK là không có phân phối chuẩn, để chuyển các biến này thành phân phối chuẩn, tác giả đã sử dụng hàm log đối với các biến đó. Sau khi chuyển các biến trên sang dạng log thì biểu đồ cho thấy các biến này có phân phối chuẩn (xem phụ lục 3).
3.3. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN CẤU TRÚC TÀI CHÍNH CỦA CÁC CÔNG TY NHÓM NGÀNH DẦU KHÍ NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM
3.3.1. Kết quả nghiên cứu các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ lệ nợ của các doanh nghiệp nhóm ngành dầu khắ các doanh nghiệp nhóm ngành dầu khắ
Bảng 3.4. Kết quả hồi quy giữa tỷ lệ nợ và các biến độc lập theo phƣơng 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 trƣởng 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)
Từ kết quả thu đƣợc thể hiện qua bảng 3.4, 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 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 là 91,06% cho thấy, độ phù hợp của mô hình là rất cao, mô hình các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ lệ nợ theo phƣơng pháp FEM là phù hợp để đƣa 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 hƣởng đến tỷ lệ nợ của các doanh nghiệp nhóm ngành dầu khắ niêm yết trên thị trƣờng 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 ngƣợc 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 nhƣ dự đoán từ lý thuyết trật tự phân hạng, lý thuyết đánh đổi và các nghiên cứu thực nghiệm trƣớc 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 ƣu tiên sử dụng nguồn vốn sẵn có để đầu tƣ 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 đƣợc sự kiểm soát của trái chủ và các định chế tài chắnh (ở Việt Nam chủ yếu là các định chế tài chắnh), giảm đƣợc rủi ro tài chắnh, chi phắ lãi vay. Tuy nhiên lại không tận dụng đƣợc lợi ắch của tấm chắn thuế nợ và có thể làm tăng chi phắ
đại diện khi doanh nghiệm không đƣợc kiểm soát tốt. Một lợi thế nữa đƣợc đề cập đến là sử dụng nguồn tài trợ nội bộ sẽ tránh đƣợc 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 thƣờng yêu cầu các doanh nghiệp khi sử dụng nợ thƣờng phải có tài sản thế chấp. Trên thực tế, các doanh nghiệp thuộc các nƣớc đang phát triển nhƣ 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 trƣớc đây của Bevan and Danbolt (2002).Lý do có thể kể đến là các doanh nghiệp có quy mô lớn thƣờng 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. Đồng thời, các doanh nghiệp này thƣờng 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 tƣơng 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 đƣợc kh ng định và đƣợc nhiều khách hàng cũng nhƣ 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 trƣởng của doanh nghiệp nhóm ngành dầu khắ có mối quan hệ thuận với tỷ lệ nợ nghĩa là khi doanh nghiệp tăng trƣởng 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 trƣởng 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 nhƣ 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 trƣởng của nhóm ngành dầu khắ nhƣ hiện nay, lợi nhuận của các doanh nghiệp vẫn không đủ để đáp ứng đƣợc sự tăng trƣởng 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 trƣởng 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 đƣa ra. Mặc dù, không có ý nghĩa về mặt thống kê, nhƣng 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 thƣơng mại ở Việt Nam thƣờng 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 đƣợc đảm bảo và điều này sẽ ảnh hƣởng đến hoạt động kinh doanh của họ.
3.3.2. Kết quả nghiên cứu các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ lệ nợ ngắn hạn của các doanh nghiệp nhóm ngành dầu khắ hạn của các doanh nghiệp nhóm ngành dầu khắ
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