7. Tổng quan tài liệu nghiên cứu
3.3. KIỂM ĐỊNH CÁC GIẢ ĐỊNH CỦA MÔ HÌNH
3.3.1. Ma trận tương quan và đa cộng tuyến
Bảng 3.2: Ma trận tương quan giữa các biến trong mô hình
TDTA SDTA LDTA TDTA 1.000 SDTA .929** 1.000 LDTA .201** -.177** 1.000 GROW .060 -.047 .282** SIZE -.064 -.078 .035 PROF -.468** -.464** -.017 RISK -.240** -.243** .006 TANG -.033 -.189** .409** NDTS -.264** -.235** -.084
GROW SIZE PROF RISK TANG NDTS GROW 1.000 SIZE .122 1.000 PROF .142* .191** 1.000 RISK .080 -.125 .348** 1.000 TANG -.140* .009 -.038 .015 1.000 NDTS -.164* -.118 .232** .198** .274** 1.000 **. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
67
Phân tích hệ số tương quan Pearson thực chất là điều kiện cần trước khi phân tích mô hình hồi quy, vì yêu cầu để đưa vào mô hình hồi quy là giữa biến độc lập và biến phụ thuộc phải có mối quan hệ với nhau. Ngoài ra, hệ số tương quan Pearson sẽ là điều kiện để phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến. Do
đó, trước khi đi vào phân tích kết quả hồi quy thì tác giả sẽ thực hiện phân
tích tương quan sơ bộ.
- Tỷ lệ nợ: Bảng 3.2 cho ta kết quả phù hợp với những dự đoán về mặt lý thuyết: Khả năng sinh lời, rủi ro kinh doanh và tấm chắn thuế phi nợ tương quan nghịch với tỷ lệ nợ ở mức ý nghĩa 1%. Ngoài ra, tốc độ tăng trưởng có quan hệ nghịch không giống với dự đoán của giả thuyết H1, tuy nhiên mối quan hệ này không có ý nghĩa thống kê. Quy mô doanh nghiệp và tỷ lệ tài sản
cố định hữu hình có mối quan hệ nghịch với tỷ lệ nợ, trái với giả thuyết H2,
H5 và mối quan hệ này cũng không có ý nghĩa thống kê.
- Tỷ lệ nợ ngắn hạn: Dường như các biến mà tác giả lựa chọn để xác
định các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc tài chính của các doanh nghiệp sản
xuất thực phẩm và đồ uống, đều cho mối quan hệ nghịch, cụ thể, khả năng sinh lời, rủi ro kinh doanh, tỷ lệ tài sản cố định hữu hình, tấm chắn thuế phi nợ đều tương quan nghịch với tỷ lệ nợ ngắn hạn ở mức ý nghĩa 1%. Tốc độ tăng trưởng và quy mô doanh nghiệp có mối tương quan nghịch trái với giả thuyết H1, H2 nhưng mối quan hệ này là không có ý nghĩa thống kê.
- Tỷ lệ nợ dài hạn: Chỉ tiêu này tương quan thuận với tốc độ tăng trưởng
và tỷ lệ tài sản cố định hữu hình ở mức ý nghĩa 1%, phù hợp với giả thuyết H1, H5. Quy mô doanh nghiệp tương quan thuận trong khi biến khả năng sinh lời, tấm chắn thuế phi nợ tương quan nghịch với tỷ lệ nợ dài hạn, phù hợp với giả thuyết H2, H3, H6, tuy nhiên những mối quan hệ này không có ý nghĩa về mặt thống kê. Ngoài ra, biến rủi ro kinh doanh tương quan thuận với tỷ lệ nợ
68
dài hạn, trái với giả thuyết H4 và mối quan hệ này cũng không có ý nghĩa thống kê.
Bên cạnh đó, ta thấy các biến độc lập trong mô hình không có mối tương quan mạnh với nhau, tương quan mạnh nhất giữa 2 biến RISK và PROF là 0.348 nhỏ hơn 0.4 và nhỏ hơn 0.8 rất nhiều, điều này cho thấy mô hình mà tác giả lựa chọn không có hiện tượng đa cộng tuyến.
3.3.2. Kiểm tra dữ liệu phân phối chuẩn
Một giả định quan trọng của mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển là các biến được đưa vào mô hình phải có phân phối chuẩn (normal distribution) và tuyến tính. Đối với hồi quy bằng phương pháp FEM và REM cũng phải tuân thủ giả định quan trọng này, để các hệ số ước lượng là tốt nhất.
Có hai cách để kiểm tra xem một biến có phân phối chuẩn hay không, đó là: Phương pháp biểu đồ và phương pháp dùng kiểm định thống kê. Tác giả sẽ sử dụng phương pháp biểu đồ, bởi vì, bằng trực quan và kinh nghiệm ta có thể nhận biết được biến có phân phối chuẩn hay không, còn đối với phương pháp dùng kiểm định thống kê thì rất nhạy và bảo thủ. Nhạy ở đây được hiểu theo nghĩa là phương pháp này thường cho ra kết quả biến không tuân theo luật phân phối chuẩn, nhưng trên thực tế thì biến số đó tuân theo luật phân phối chuẩn. [45]
Với phần mềm SPSS, bằng lệnh mô tả thống kê theo tần số, cho ra biểu đồ “histogram with curve” (kết quả kiểm tra các biến được 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 phương pháp biểu đồ cho thấy, các biến LDTA, SIZE, RISK, NDTS 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.
69
3.4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.4.1. Kết quả nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ lệ nợ của các doanh nghiệp sản xuất thực phẩm và đồ uống
Bảng 3.3: Kết quả hồi quy giữa tỷ lệ nợ và các biến độc lập bằng 2 phương pháp hồi quy FEM và REM
Tỷ lệ nợ FEM REM
Biến độc lập Coefficient Prob. Coefficient Prob. C -0.487872 0.0197 -0.487872 0.2308
Tốc độ tăng trưởng 0.045047 0.0078 0.038803 0.0178
Quy mô doanh nghiệp 0.147797 0.0000 0.099579 0.0003
Khả năng sinh lời -0.459495 0.0000 -0.486172 0.0000 Rủi ro kinh doanh -0.010191 0.4738 -0.013528 0.3347 Tỷ lệ tài sản cốđịnh 0.065347 0.2877 0.049465 0.4012 Tấm chắn thuế phi nợ -0.066312 0.0103 -0.070057 0.0049 R2 0.916172 0.253639 Prob(F_statistic) 0.000000 0.000000
Hausman test (p-value) 0.0010
Nguồn: Tổng hợp từ Eviews 8.0
Dựa vào thông tin của bảng 3.3, tác giả đưa ra kết luận, 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 0.0010 < (0.05). Do đó, ta bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1, FEM là phương pháp ước lượng phù hợp. 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 đối thuyết H1, có nghĩa là mô hình tỷ lệ nợ phù hợp với mức ý nghĩa 1%.
- Tốc độ tăng trưởng có mối quan hệ thuận với tỷ lệ nợ, có ý nghĩa thống
70
nhiều 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 Huang và Song (2001); Pandey (2001); Biger và cộng sự (2008), Dzung và cộng sự (2012); Như (2013); Huy (2013). Như những gì mà lý thuyết đánh đổi đã nêu ra, các doanh nghiệp trong ngành sử dụng nợ để duy trì một cấu trúc vốn mục tiêu đảm bảo cho sự tăng trưởng của doanh nghiệp. Ngoài ra, mối quan hệ thuận này cũng cho thấy trong giai đoạn tăng trưởng của ngành như hiện nay, lợi nhuận giữ lại của các doanh nghiệp ngành sản xuất thực phẩm, đồ uống là không đủ để trang trải cho sự tăng trưởng mạnh mẽ, họ phải sử dụng nợ để bổ sung vào nguồn tài trợ giống như lập luận của lý thuyết trật tự phân hạng. Kết quả của mối quan hệ này tiết lộ những điểm mạnh và điểm yếu nhất định về cấu trúc tài chính của các doanh nghiệp sản xuất thực phẩm và đồ uống, vì kết quả cho thấy, các doanh nghiệp càng tăng trưởng thì càng sử dụng nhiều nợ, điều này tiềm ẩn những rủi ro do sự tăng trưởng này liệu có đi đôi với hiệu quả kinh doanh hay không và cụ thể, loại nợ ngắn hạn hay nợ dài hạn được dùng để tài trợ cho sự tăng trưởng này.
- Quy mô doanh nghiệp có quan hệ tỷ lệ thuận với tỷ lệ nợ, nghĩa là, những doanh nghiệp có quy mô lớn thì có tỷ lệ nợ cao hơn, cụ thể, khi các nhân tố khác không đổi, quy mô doanh nghiệp (doanh thu thuần) tăng 100% thì tỷ lệ nợ tăng 14.7%. Các doanh nghiệp có quy mô lớn có chi phí đại diện của việc ủy quyền giám sát cho ngân hàng, chi phí kiểm soát thấp, ít chênh lệch thông tin hơn so với các doanh nghiệp khác nên họ sử dụng nợ vay ngân hàng nhiều hơn. Bên cạnh đó, các doanh nghiệp có quy mô lớn thường có ít vấn đề thông tin bất cân xứng, vì vậy họ vay nợ hay gia hạn nợ tốt hơn so với các doanh nghiệp nhỏ. Ngoài ra, các doanh nghiệp lớn có chi phí sử dụng nợ và phát hành vốn chủ sở hữu cũng thấp hơn so với các doanh nghiệp nhỏ, kết
71
quả này ủng hộ giả thuyết H2. Điều này cũng chỉ ra rằng, các doanh nghiệp lớn trong ngành sản xuất thực phẩm, đồ uống chịu chi phí phá sản trên tổng giá trị doanh nghiệp thấp, do đó, họ tận dụng lợi thế của mình để sử dụng nguồn tài trợ từ nợ và hưởng được những lợi ích của tấm chắn thuế từ nợ vay. - Khả năng sinh lời có quan hệ nghịch với tỷ lệ nợ ở mức ý nghĩa 1% 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 sản xuất thực phẩm, đồ uống. Cụ thể, các nhân tố khác không đổi, khi RE tăng 1 làm tỷ lệ nợ giảm 0.46. Kết quả này phù hợp với dự đoán của giả thuyết H3, tức là các doanh nghiệp có khả năng sinh lời cao thì sử dụng ít nợ. Nghiên cứu này chỉ ra rằng, các doanh nghiệp ngành sản xuất thực phẩm, đồ uống tại Việt Nam sử dụng lợi nhuận giữ lại để tài trợ cho các hoạt động của mình, sau đó mới đến nguồn tài trợ từ bên ngoài như là nợ. - 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 H4. Mối quan hệ này cho thấy, các doanh nghiệp sản xuất thực phẩm, đồ uống có sự biến động về lợi nhuận cao thì sử dụng nợ ít 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 sản xuất thực phẩm, đồ uống có sự biến động mạnh về lợi nhuận thì cố gắng tiết kiệm và tích 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
72
- Tỷ lệ tài sản cố định hữu hình có quan hệ nghịch với tỷ lệ nợ, có thể giải thích kết quả này là do các doanh nghiệp mà có tỷ lệ tài sản cố định hữu hình trên tổng tài sản cao thì đã tìm thấy một nguồn tài trợ ổn định, có thể là từ bên trong doanh nghiệp, nên họ sử dụng ít nợ. Mặc dù, mối quan hệ này không có ý nghĩa về mặt thống kê, ta mong chờ kết quả sẽ khác đối với tỷ lệ nợ ngắn hạn và tỷ lệ nợ dài hạn. Vì vậy, ta bác bỏ giả thuyết H5.
-Tấm chắn thuế phi nợ tác động nghịch đến tỷ lệ nợ ở mức ý nghĩa 5%, phù hợp với giả thuyết H6, khi cho rằng, các doanh nghiệp có tấm chắn thuế phi nợ lớn thì có ít nợ hơn trong cấu trúc tài chính. Kết quả này ủng hộ quan điểm là có sự tồn tại của tấm chắn thuế phi nợ như khấu hao làm giảm tầm quan trọng về lợi thế tài chính của các khoản nợ và do đó, làm giảm sự cần thiết phải tăng nợ khi cân nhắc về thuế.
Chỉ số R2 là 91,62% cho thấy, độ phù hợp của mô hình là rất cao, mô hình các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ lệ nợ theo phương pháp FEM là phù hợp để đưa ra những giải thích về quyết định tài trợ của các doanh nghiệp sản xuất thực phẩm, đồ uống. Ngoài ra, dựa vào phụ lục 5.1 - biểu diễn tác động cố định thực (gốc) (Net fixed effects) của các doanh nghiệp trong ngành sản xuất thực phẩm, đồ uống, các doanh nghiệp trong ngành từ đó sẽ rút ra được mô hình các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ lệ nợ của doanh nghiệp mình.
73
3.4.2. Kết quả nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ lệ nợ ngắn hạn của các doanh nghiệp sản xuất thực phẩm và đồ uống
Bảng 3.4. Kết quả hồi quy giữa tỷ lệ nợ ngắn hạn và các biến độc lập theo 2 phương pháp FEM và REM
Tỷ lệ nợ ngắn hạn FEM REM
Biến độc lập Coefficient Prob. Coefficient Prob. C -0.794085 0.0005 -0.298565 0.0917 Tốc độ tăng trưởng 0.041193 0.0240 0.025703 0.1422 Quy mô doanh nghiệp 0.212461 0.0000 0.129916 0.0000 Khả năng sinh lời -0.470254 0.0000 -0.502833 0.0000 Rủi ro kinh doanh -0.014511 0.3455 -0.017279 0.2525 Tỷ lệ tài sản cố định -0.135062 0.0428 -0.171664 0.0068 Tấm chắn thuế phi nợ -0.020163 0.4667 -0.024282 0.3578
R2 0.900753 0.256199
Prob(F_statistic) 0.000000 0.000000 Hausman test (p-value) 0.0004
Nguồn: Tổng hợp từ Eviews 8.0
Bảng 3.4 cho ta kết quả kiểm định Hausman với giá trị p_value là 0.0004 < 0.05. Do đó ta bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1, đưa ra kết luận, phương pháp hồi quy theo FEM là phương pháp ước lượng phù hợp để
xác định các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ lệ nợ ngắn hạn. 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 đối thuyết H1, có nghĩa là mô hình tỷ lệ nợ ngắn hạn phù hợp với mức ý nghĩa 1%.
- Tốc độ tăng trưởng có quan hệ thuận với tỷ lệ nợ ngắn hạn ở mức ý nghĩa 5%. 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), Như (2013), Huy
74
(2013), chấp nhận giả thuyết H1a. Điều này cho thấy, các doanh nghiệp sản xuất thực phẩm, đồ uống 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. Như những lập luận của lý thuyết trật tự phân hạng, các doanh nghiệp tăng trưởng cao thì có vấn đề thông tin bất cân xứng cũng cao, kết quả là những doanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng khá cao sẽ có xu hướng sử dụng nguồn tài trợ mà ít phải công bố thông tin, và nợ ngắn hạn là một lựa chọn thích đáng.
- Quy mô doanh nghiệp có quan hệ thuận với tỷ lệ nợ ngắn hạn ở mức ý nghĩa 1%, cụ thể, khi các nhân tố khác không đổi, quy mô doanh nghiệp tăng 100% thì tỷ lệ nợ ngắn hạn tăng 21.25%, chấp nhận giả thuyết H2a. Điều này cho thấy, những công ty lớn trong ngành sản xuất thực phẩm, đồ uống 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, nên doanh nghiệp có doanh thu bán hàng càng cao, tương đương với tỷ lệ khoản phải thu khách hàng cũng tăng lên, để có một nguồn tài trợ nhằm sản xuất sản phẩm đáp ứng nhu cầu liên tục mạnh mẽ của thị trường thì đòi hỏi doanh nghiệp phải vay ngắn hạn để bổ sung vốn lưu động, mua nguyên vật liệu, trả lương cho nhân