Thực hiện các kiểm định để lựa chọn mô hình phù hợp trong 3 mô hình Pooled OLS, FEM, REM.
Đầu tiên, lựa chọn giữa mô hình Pooled OLS và FEM, tác giả dựa trên kiểm định F. Với giả thiết H0: Tất cả các hệ số tung độ gốc các biến trong mô hình hồi quy đều bằng nhau và bằng một hằng số, hay nói cách khác mô hình Pooled OLS là phù hợp. Kết quả kiểm định F(202, 1956) = 34.05 với Prob > F = 0.0000 (nhỏ hơn 0.05). Nhƣ vậy, với mức ý nghĩa 5%, giả thiết H0 bị bác bỏ hay nói cách khác mô hình FEM phù hợp hơn mô hình Pooled OLS (1)
Sau khi lựa chọn đƣợc mô hình FEM phù hợp hơn Pooled OLS, đề tài sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn giữa mô hình FEM (mô hình hồi quy với các đặc điểm riêng tác động đến các biến độc lập cố định) và REM (mô hình hồi quy
với các đặc điểm riêng tác động đến các biến độc lập ngẫu nhiên). Giả thiết H0 đặt ra trong kiểm định Hausman: Không có sự tƣơng quan giữa sai số ngẫu nhiên của các đơn vị chéo với các biến độc lập trong mô hình. Nói cách khác H0: Mô hình REM phù hợp hơn mô hình FEM. Kết quả kiểm định Hausman ( phụ lục 04) cho thấy trị thống kê Chi bình phƣơng là 328.62 và Prob > F = 0.0000 ( nhỏ hơn 0.05). Nhƣ vậy, với mức ý nghĩa 5%, bác bỏ giả thiết H0 hay mô hình FEM phù hợp hơn mô hình REM (2)
Từ kết luận (1) và (2), đề tài kết luận mô hình tác động cố định FEM là mô hình phù hợp nhất để đánh giá các nhân tố ảnh hƣởng đến cấu trúc vốn thông qua hệ số tổng nợ/tổng tài sản của các DNVN.
4.3.4 Kiểm định phƣơng sai sai số thuần nhất và tự tƣơng quan
Sử dụng kiểm định kiểm tra điều kiện phƣơng sai thay đổi và tự tƣơng quan của mô hình (10), kết quả kiểm định trình bày trong bảng 4.6
Bảng 4.5 : Kết quả kiểm định phƣơng sai và tự tƣơng quan Mẫu
Kết quả kiểm tra phƣơng sai (Phụ lục 5)
Giả thiết kiểm định: Ho: Phương sai thuần nhất
Kết quả kiểm tra tự tƣơng quan (Phụ lục 6)
Giả thiết kiểm định:
Ho: Không có tự tương quan bậc nhất
Toàn mẫu các DN cấu trúc vốn Kết quả kiểm định: chi2 (288) = 36893.33 Prob>chi2 = 0.000 Kết quả kiểm định: F(1, 196) = 69.163 Prob > F = 0.000 Kết luận: Với mức ý nghĩa 5%,
mô hình xảy ra hiện tƣơng phƣơng sai của sai số thay đổi
Kết luận: Với mức ý nghĩa 5%, mô hình có tự tƣơng quan bậc 1.
Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Stata
Nhƣ vậy, sau khi thực hiện kiểm định khuyết tật mô hình thông qua kiểm định Wald để xác định hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi và kiểm định Wooldridge để xác định hiện tƣợng tự tƣơng quan, mô hình tồn tại khuyết tật cần khắc phục.
4.3.5 Mô hình hồi quy sau khi khắc phục khuyết tật
Bảng 4.6: Kết quả hồi quy mô hình FGLS để khắc phục khuyết tật Biến Hệ số hồi quy
(Coef) P-value Kỳ vọng dấu Nghiên cứu trƣớc ROA -0.5324684*** 0.000 -
Wahab và Ramli (2014), Obeid Gharaibeh (2015), Lê Đạt Chí (2013), Đặng Quỳnh Anh, Quách Thị Hải Yến (2014)
SIZE 0.1680815 *** 0.000 +
Wahab và Ramli (2014), Obeid Gharaibeh (2015), Đặng Thị Quỳnh Anh (2014), Phan Thanh Hiệp (2016)
TANG -0.0554236*** 0.001 +/-
Huang và Song (2006), Wahab và Ramli (2014), Obeid Gharaibeh (2015), Harc (2015), Alghusin (2015), Đoàn Ngọc Phi Anh (2010) GROW 0.0136296*** 0.000 +
Obeid Gharaibeh (2015), Trƣơng Đông Lộc và Võ Thị Kiều Trang (2008)
TAX -0.0148057 0.315 -
Huang và Song (2006), Lê Đạt Chí (2013), Đặng Quỳnh Anh, Quách Thị Hải Yến (2014)
GOV 0.0057794 0.428 + Lê Thị Mỹ Phƣơng (2014), Phan Thanh Hiệp (2016)
AGE -0.1606408*** 0.000 +
Diamond (1991), Tian and Estrin (2007), Chen and Strange (2005), Sunitha Vijayakumaran & Ratnam Vijayakumaran (2018)
Wald chi2(7) = 928.01 Prob > chi2 = 0.0000 ***: mức ý nghĩa 1%
Nguồn: Trích xuất từ kết quả hồi quy trên Stata
Để khắc phục khuyết tật của mô hình, tác giả tiến hành thực hiện hồi quy bình phƣơng tối thiểu tổng quát khả thi FGLS, thêm lựa chọn các lựa chọn để khắc phục hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi và tự tƣơng quan trong mô hình FEM. Kết quả mô hình hồi quy theo FGLS ( Phụ lục 7) với các lựa chọn nhằm khắc phục khuyết tật trong mô hình FEM nhƣ sau:
Kết quả hồi quy từ mô hình FGLS ở bảng 4.6 cho thấy các nhân tố ROA, TANG, AGE có ảnh hƣởng ngƣợc chiều đến cơ cấu vốn của DN và các nhân tố SIZE, GROW có ảnh hƣởng thuận chiều đến tỷ lệ nợ trên tổng tài sản của DN. Thuế suất thuế thu nhập DN (TAX), hình thức sở hữu của DN (GOV) không có ý nghĩa thống kê hay nói cách khác không ảnh hƣởng đến cơ cấu vốn của DN.
Mô hình hồi quy cụ thể đƣợc viết lại nhƣ sau:
LEV = -0.2782587 – 0.5324684 ROA + 0.1680815 SIZE -0.0554236 TANG + 0.0136296 GROW - 0.1606408 AGE
4.4 THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Những phân tích trong phần đặc điểm các DNVN cũng nhƣ kết quả hồi quy thu đƣợc từ mô hình ƣớc lƣợng FGLS cho thấy cơ cấu vốn của các DNVN trong giai đoạn nghiên cứu chịu sự tác động của các nhân tố sau:
4.4.1 Khả năng sinh lời của DN
Kết quả hồi quy từ mô hình FGLS ở bảng 4.6 cho thấy khả năng sinh lời với biến đại diện là ROA tồn tại mối quan hệ nghịch chiều với cơ cấu vốn của DNVN với độ tin cậy cao 99%. Hệ số hồi quy của biến ROA = – 0.5324684 cho thấy khi các yếu tố khác không đổi, ROA của DN tăng lên 1% thì tỷ lệ nợ/tổng tài sản của DN giảm 0.5324684% và ngƣợc lại. Đây cũng là nhân tố có ảnh hƣởng mạnh nhất đến cấu trúc vốn của DN. Mối quan hệ nghịch chiều giữa khả năng sinh lời và tỷ lệ nợ có thể giải thích dựa trên lý thuyết trật tự phân hạng. Khi DN hoạt động có hiệu
quả, sẽ ƣu tiên cho nguồn vốn nội bộ từ lợi nhuận giữ lại thay vì đi vay nợ để tài trợ cho hoạt động đầu tƣ, phục vụ sản xuất kinh doanh. Nói cách khác, thứ tự nguồn vốn DN ƣu tiên sử dụng sẽ là lợi nhuận giữ lại, nợ vay và sau cùng là phát hành cổ phiếu mới.
Trong giai đoạn 2008 – 2018, với bối cảnh hoạt động của hệ thống ngân hàng có nhiều biến động, lãi suất cho vay ở mức cao trong giai đoạn tái cơ cấu hệ thống ngân hàng, các DN sẽ chủ động nguồn vốn hoạt động đầu tƣ dựa trên lợi nhuận giữ lại. Bên cạnh đó, việc phát hành trái phiếu để huy động vốn trên thị trƣờng tài chính còn nhiều khó khăn khi thị trƣờng trái phiếu doanh nghiệp chƣa thu hút đƣợc các nhà đầu tƣ. Vì vậy, khi DN hoạt động có hiệu quả, để chủ động trong hoạt động đầu tƣ và sản xuất kinh doanh, DN sẽ ƣu tiên nguồn lợi nhuận giữ lại trƣớc khi sử dụng nợ vay và phát hành cổ phiếu. Điều này cũng tƣơng đồng với kết quả nghiên cứu của Đặng Thị Quỳnh Anh, Quách Thị Hải Yến (2014), Phan Thanh Hiệp (2016).
4.4.2 Quy mô của DN
Một trong những nhân tố có ảnh hƣởng thuận chiều đến cấu trúc vốn của DNVN trong giai đoạn nghiên cứu là quy mô DN, đƣợc đo lƣờng bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản. Kết quả nghiên cứu cho thấy khi các yếu tố khác không đổi, quy mô của DN tăng lên 1% thì tỷ lệ nợ/tổng tài sản của DN tăng lên 0.1680815% và ngƣợc lại. Kết quả này phù hợp với lý thuyết đánh đổi và lý thuyết về chi phí đại diện liên quan đến cấu trúc vốn của DN, cũng nhƣ phù hợp với các nghiên cứu trong và ngoài nƣớc nhƣ Wahab và Ramli (2014), Obeid Gharaibeh (2015), Đặng Thị Quỳnh Anh (2014), Phan Thanh Hiệp (2016)… Các DN có quy mô lớn thƣờng dễ tiếp cận nguồn vốn vay hơn so với các DN có quy mô nhỏ hơn. Điều này là do những DN có quy mô lớn thƣờng có năng lực hoạt động kinh doanh tốt, khả năng trả nợ cao hơn, có uy tín với nhà cung cấp, chủ nợ hơn so với những DN nghiệp nhỏ. Đồng thời, dựa theo lý thuyết về chi phí đại diện, những DN có quy mô lớn thƣờng có nhiều thông tin trên thị trƣờng hơn là các công ty có quy mô nhỏ. Điều này sẽ làm giảm đi hiện tƣợng thông tin bất cân xứng nên việc tiếp cận vốn vay dễ dàng hơn. Hơn nữa, những DN có quy mô lớn có thể sử dụng nợ vay nhƣ là một cơ
chế giám sát hành vi của nhà quản trị để làm giảm đi chi phí đại diện giữa nhà quản lý và các cổ đông. Khi những DN này sử dụng nợ, chủ nợ sẽ là chủ thể giám sát hoạt động của DN, từ đó giúp chủ sở hữu giám sát hành vi của các nhà quản trị tốt hơn.
4.4.3 Tài sản cố định của DN
Với độ tin cậy lên đến 99%, biến tài sản cố định TANG có ảnh hƣởng ngƣợc chiều đến cấu trúc vốn của DN. Cụ thể, nếu tỷ lệ tài sản cố định của DN tăng lên 1% thì tỷ lệ nợ/tổng tài sản của DN sẽ giảm 0.0554236% khi các yếu tố khác không đổi. Kết quả này cho thấy lý thuyết đánh đổi, lý thuyết chi phí đại diện không phù hợp trong việc xác định mối quan hệ giữa tài sản cố định và cấu trúc vốn của DN. Nếu theo lý thuyết đánh đổi, các DN có nhiều tài sản cố định sẽ dễ dàng vay mƣợn hơn do sử dụng tài sản cố định nhƣ là tài sản đảm bảo. Điều này sẽ giúp các chủ nợ đánh giá rủi ro của DN thấp hơn và cho vay với chi phí phù hợp hơn là không có tài sản đảm bảo. Do đó, khi có nhiều tài sản cố định thì DN cũng có nhiều cơ hội sử dụng nợ vay hơn. Tuy nhiên, thực tế giai đoạn 2008 – 2018 cho thấy, việc tiếp cận vốn từ các chủ nợ khá khó khăn, các DN chủ yếu sử dụng nguồn nợ ngắn hạn, trong đó có các khoản chiếm dụng vốn từ nhà cung cấp, ngƣời bán, bạn hàng không cần đến tài sản bảo đảm. Đặc biệt tỷ trọng nợ dài hạn trên tổng tài sản của DN còn giảm xuống trong giai đoạn 2011 – 2013 cho thấy việc tăng tài sản cố định chủ yếu đƣợc tài trợ bởi vốn chủ sở hữu từ lợi nhuận giữ lại thay vì đi vay với lãi suất cao tại ngân hàng. Do đó, tài sản cố định có mối tƣơng quan ngƣợc chiều với cấu trúc vốn của DNVN trong giai đoạn nghiên cứu. Nghiên cứu của Phan Thanh Hiệp (2016) cũng có cùng kết quả về mối quan hệ nghịch chiều giữa tài sản cố định và cấu trúc vốn của DN.
4.4.4 Tốc độ tăng trƣởng của DN
Mối quan hệ giữa tốc độ tăng trƣởng của DN với cấu trúc vốn của các DNVN trong giai đoạn nghiên cứu là mối quan hệ thuận chiều với mức ý nghĩa thống kê cao. Hệ số hồi quy của biến tốc độ tăng trƣởng cho thấy, nếu DN có tốc độ tăng trƣởng doanh thu tăng lên 1% thì tỷ lệ nợ/tổng tài sản sẽ tăng lên tƣơng ứng
các kết quả nghiên cứu thực nghiệm Obeid Gharaibeh (2015), Trƣơng Đông Lộc và Võ Thị Kiều Trang (2008) cũng nhƣ lý thuyết trật tự phân hạng. Khi DN có nhiều cơ hội tăng trƣởng mà nguồn vốn nội bộ từ lợi nhuận giữ lại không đủ để đáp ứng nhu cầu vốn, DN sẽ ƣu tiên sử dụng nợ vay thay vì phát hành cổ phiếu mới. Do đó, khi tốc độ tăng trƣởng của DN càng cao thì tỷ lệ nợ của DN cũng sẽ càng cao. Điều này cũng phù hợp với thực tế DNVN khi phần lớn nguồn vốn để tài trợ cho hoạt động phụ thuộc vào vốn vay từ các tổ chức tín dụng thay vì tìm kiếm nguồn vốn trên thị trƣờng vốn.
4.4.5 Thuế suất thuế thu nhập DN
Trong phạm vi nghiên cứu, thuế suất thuế thu nhập DN là nhân tố mặc dù có tác động ngƣợc chiều đến cấu trúc vốn nhƣng không có ý nghĩa thống kê. Nguyên nhân lý giải là do trong thực tế thuế suất thuế thu nhập DN danh nghĩa là 25% và sau đó đƣợc giảm xuống còn 22% và hiện nay chỉ còn lại 20%. Trong khi đó mức thuế suất thuế thu nhập DN hiệu lực bình quân chỉ có 19.42%. Điều này làm cho lợi ích từ lá chắn thuế từ nợ vay không đủ để ảnh hƣởng đến cấu trúc vốn của DN.
4.4.6 Hình thức sở hữu của DN
Mô hình nghiên cứu các nhân tố ảnh hƣởng cấu trúc vốn DN với biến phụ thuộc là tổng nợ trên tổng tài sản theo phƣơng pháp ƣớc lƣợng FGLS cho thấy hình thức sở hữu DN không ảnh hƣởng đến cấu trúc vốn do không có ý nghĩa thống kê. Điều này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Obeid Gharaibeh (2015), Vũ Thị Ngọc Lan và Nguyễn Tiến Dũng (2013) khi yếu tố sở hữu nhà nƣớc không ảnh hƣởng đến cấu trúc vốn của DN. Nguyên nhân là Nhà nƣớc đang thực hiện cổ phần hóa các DN Nhà nƣớc. Bên cạnh đó, các chủ nợ, chủ yếu là các tổ chức tín dụng, các ngân hàng trong quá trình tái cấu trúc cũng chú trọng hơn yếu tố an toàn trong quá trình cấp tín dụng, thẩm định kỹ uy tín và khả năng trả nợ của khách hàng thay vì ƣu tiên cho các DN Nhà nƣớc nhƣ trƣớc đây. Điều này giải thích cho lý do tại sao hình thức sở hữu DN không phải là nhân tố ảnh hƣởng đến cấu trúc vốn của DN.
4.4.7 Số năm hoạt động của DN
hồi quy của biến AGE cho thấy nếu số năm hoạt động của DN tăng lên 1% thì tỷ lệ nợ/tổng tài sản của DN sẽ giảm 0.1606408% khi các yếu tố khác không đổi. Điều này hoàn toàn không phù hợp với giả thiết nghiên cứu của đề tài khi xây dựng giả thiết dựa trên lý thuyết chi phí đại diện. Mối quan hệ nghịch chiều giữa số năm hoạt động và tỷ lệ nợ/tổng tài sản của DN đƣợc giải thích dựa trên lý thuyết trật tự phân hạng. Khi các DN hoạt động càng lâu năm, lợi nhuận tích lũy của các DN càng lớn. Lúc này, các DN sẽ ƣu tiên sử dụng nguồn lợi nhuận giữ lại thay vì đi vay để tiết kiệm chi phí sử dụng vốn.
Kết luận chƣơng 4
Trong chƣơng 4, đề tài đã thực hiện việc phân tích thực trạng các yếu tố vĩ mô và đặc điểm vi mô của DN có thể ảnh hƣởng đến cấu trúc vốn thông qua thống kê mô tả. Sau đó, dựa trên mô hình nghiên cứu đƣợc xác định, phƣơng pháp ƣớc lƣợng mô hình đã trình bày trong chƣơng 3, tác giả đã thực hiện hồi quy mô hình và kiểm định lựa chọn mô hình phù hợp. Kết quả cho thấy, mô hình hồi quy theo phƣơng pháp ƣớc lƣợng FGLS có thể giải quyết đƣợc các khuyết tật của mô hình FEM. Dựa vào kiểm định lựa chọn mô hình, kết quả hồi quy cho thấy khả năng sinh lời, tỷ lệ tài sản cố định/tổng tài sản và số năm hoạt động có ảnh hƣởng nghịch chiều đến cấu trúc vốn. Ngƣợc lại, quy mô và tốc độ tăng trƣởng là hai nhân tố có ảnh hƣởng thuận chiều đến cấu trúc vốn của DN. Khác với một số nghiên cứu trƣớc đây, thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp và hình thức sở hữu không ảnh hƣởng đến quyết định cấu trúc vốn của các DN.
Nhƣ vậy, chƣơng 4 đã trả lời đƣợc các câu hỏi nghiên cứu đã đặt ra, bao gồm thực trạng cấu trúc vốn của các DNVN, dựa trên mô hình hồi quy để xác định các nhân tố cũng nhƣ mức độ ảnh hƣởng của các nhân tố đến cấu trúc vốn của DN. Kết quả của nghiên cứu này là một bằng chứng thực nghiệm về các nhân tố ảnh hƣởng đến cấu trúc vốn của các DNVN. Dựa trên kết quả nghiên cứu này, trong chƣơng 5, tác giả sẽ trình bày một số kiến nghị, đề xuất cho các nhà quản trị cũng nhƣ chỉ ra hƣớng nghiên cứu tiếp theo.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT
5.1 KẾT LUẬN VỀ CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN CẤU TRÚC VỐN CỦA DNVN CỦA DNVN
Đề tài đƣợc thực hiện nhằm mục đích đánh giá các nhân tố thuộc về đặc