4.2.1 Phân tích kết quả ước lượng mô hình nợ ngắn hạn trên tổng tài sản
Bảng 4.4 bên dưới sẽ cho thấy kết quả của mối tương quan giữa tỷ số đòn bẩy tài chính ngắn hạn như một biến phụ thuộc và các biến độc lập khác nhau của nghiên cứu.
Kết quả trong bảng cung cấp sơ bộ bằng chứng ảnh hưởng có ý nghĩa của tất cả các biến độc lập đối với biến phụ thuộc.
Bảng 4.4 Ket quả ước lượng mô hình Pooled-OLS, FEM, REM với biến phụ thuộc STDTA
SIZE -0,05*** -0,19*** -0,12*** (-2,76) (-4,45) (-3,84) ROA ________-0,00________ -0,00*** -0,00** (-1,18) (-2,7) (-2,51) GROWTH _________0,02________ 0,01 0,01 (0,46) (0,16) (0,24) LIQUID _______0,03***_______ 0,01*** 0,01*** (8,38) (4,92) (5,45) UNIQ ________-0,13________ -0,24** -0,24** (-1,06) (-2,06) (-2,1) ________Cons_______________0,82***_______ 171*** 1,35*** (5,99) (7,71) (7,65) Số quan sát _____________________________210_________ _______210 210 ________R-sq_________________0,33________ 0,31 *, ♦♦, *** có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, 5% và 10%
Các số trong dấu ngoặc () thể hiện sai số chuẩn của hệ số hồi quy STATA 14.0
Nguồn: Tác giả tổng hợp (phần mềm Stata14)
Ket quả hồi quy cho thấy các biến phụ thuộc giải thích được lần lượt là 29.9% (R2=0.299) và 27.6% (R2 = 0.276) đối với sự thay đổi của tỷ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản hay cấu trúc vốn của công ty.
Khi ước lượng mô hình Pooled OLS, mô hình không phản ánh được đặc trưng từng doanh nghiệp. Do đó, tiếp tục thực hiện kiểm định lựa chọn mô hình FEM hoặc REM làm mô hình phù hợp.
Với mô hình biến phụ thuộc STDTA, kiểm định Hausman (phụ lục 6) thu được p- value = 0,0000 ≤ α = 0,05. Do đó mô hình phù hợp là mô hình FEM. Bên cạnh đó, kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi dựa trên mô hình FEM (phụ lục 7) thu được Prob>Chi2 = 0,0000 ≤ α = 0,05 và kiểm định hiện tượng tự tương quan trên mô hình FEM (phụ lục 8) thu được Prob>F = 0,0000 ≤ α = 0,05. Vậy mô hình này đồng thời có hiện tượng phương sai sai số thay đổi và hiện tượng tự tương quan. Để khắc phục hiện tượng này, nghiên cứu tiến hành ước lượng theo phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát GLS (phụ lục 9).
4.2.2 Phân tích kết quả ước lượng mô hình vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản
Bảng 4.5 bên dưới sẽ cung cấp sơ bộ bằng chứng ảnh hưởng có ý nghĩa của tất cả các biến độc lập đối với biến phụ thuộc. Cho thấy kết quả của mối tương quan giữa tỷ số VCSH và các biến độc lập khác nhau của nghiên cứu.
Bảng 4.5 Kết quả ước lượng mô hình Pooled-OLS, FEM, REM với biến phụ thuộc ETA
Bảng 4.6 Kết quả ước lượng mô hình GLS ___________Biến____________ __________GLS_________________ GLS ______________ __________ETA_________________STDTA ___________TAX_______________________0,03__________________ -0,03 ______________ __________(126)_________________(-1,31) __________SIZE_____________________-0,04**________________ -0,01 ______________ (-2,15)_________________ (-0,35) __________ROA_____________________-0,00***________________0,00***_______ __________(-5,62)_________________(4,46) ________GROWTH__________________0,09***________________-0,09*** (4,1)_________________ (-3,51) _________LIQUID___________________0,02***________________-0,03*** ___________(6,9)_________________(-7,61) __________UNIQ_____________________-0,12_________________ 0,07 ______________ __________(-1,44)_________________(0,78) ___________Cons_____________________0,66***________________0,58***_______ __________(818__________________(4,41) ________Số quan sát____________________210__________________ 210 ______________
Kết quả hồi quy cho thấy các biến phụ thuộc giải thích được lần lượt là 32.9% (R2=0.329) và 31.3% (R2 = 0.313) đối với sự thay đổi của tỷ số vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản hay cấu trúc vốn của công ty.
Khi ước lượng mô hình Pooled OLS, mô hình không phản ánh được đặc trưng từng doanh nghiệp. Do đó, tiếp tục thực hiện kiểm định lựa chọn mô hình FEM hoặc REM làm mô hình phù hợp.
Với mô hình biến phụ thuộc vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (ETA), kiểm định Hausman (phụ lục 15) thu được p-value = 0,0009 ≤ α = 0,05. Do đó mô hình phù hợp là mô hình FEM. Bên cạnh đó, kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi dựa trên mô hình FEM (phụ lục 16) thu được Prob>Chi2 = 0,0000 ≤ α = 0,05 và kiểm định hiện tượng tự tương quan trên mô hình FEM (phụ lục 17) thu được Prob>F = 0,0000 ≤ α = 0,05. Vậy mô hình này đồng thời có hiện tượng phương sai sai số thay đổi và hiện tượng tự tương quan. Để khắc phục hiện tượng này, nghiên cứu tiến hành ước lượng theo phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát GLS (phụ lục 18).
Nguồn: Tác giả tổng hợp (phần mềm Stata14)
Từ kết quả ước lượng của mô hình GLS, mô hình nghiên cứu được viết lại như sau:
ETA = 0.658015 - 0.040492SIZE - 0.0001067ROA + 0.0935022GR0WTH + 0.0222411 LIQUID
STDTA = 0.5792989 + 0.0000901R0A - 0.0900601 GROWTH - 0.0264878
4.2.2.2 Tác động của quy mô doanh nghiệp (SIZE)
Quy mô DN có quan hệ ngược chiều với VCSH với hệ số hồi quy là âm 0,04 ở mức ý nghĩa 5% và không có tác động đến mức sử dụng nợ của DN. Điều này đúng với lý thuyết trật tự phân hạng và phù hợp với kết quả nghiên cứu của (Rajan and Zingales, 1995; Frank and Goyal, 2000).
Về mặt lý thuyết, mối quan hệ giữa quy mô và đòn bẩy là không rõ ràng. Theo mô hình lý thuyết đánh đổi, các doanh nghiệp lớn được dự kiến sẽ có khả năng nợ cao hơn và có thể hướng đến nhiều dự án hơn do nó đa dạng. Do vậy, các doanh nghiệp này ít phải đối mặt với nguy cơ phá sản. Bên cạnh đó, họ cũng có thể giảm chi phí giao dịch liên quan đến việc sử dụng nợ dài hạn.
Tuy nhiên, cũng có một số khả năng khác cho rằng các công ty lớn hơn có thể có quyền sở hữu giảm đi ít hơn so với ban đầu. Vì vậy sẽ có ít quyền kiểm soát hơn đối với các nhà quản lý cá nhân. Thêm vào đó, các nhà quản lý sau đó có thể phát hành nợ để giảm rủi ro mất mát cá nhân do phá sản (Friend và Lang, 1988). Khảo sát của Marsh (1982) về tài liệu kết luận rằng các công ty lớn thường chọn nợ dài hạn hơn trong khi các công ty nhỏ thường chọn nợ ngắn hạn.
Đối với các quốc gia có chi phí khó khăn và phần tài chính thấp, khi quy mô được sử dụng làm đại diện cho xác suất vỡ nợ, thì quy mô sẽ không được liên quan chặt chẽ với đòn bẩy. Theo lý thuyết trật tự phân hạng (Pecking-order theory), sự bất cân xứng về thông tin giữa những cổ đông trong một công ty và thị trường vốn được cho là sẽ thấp hơn đối với những công ty lớn vì vậy những DN này tốt nhất nên chọn cách phát hành nhiều thông tin về vấn đề của DN hơn chẳng hạn như về vốn chủ sở hữu (Kester, 1986). Theo nghiên cứu của Titman và Wessels (1988) cũng tìm thấy bằng chứng ủng hộ giả thuyết phủ định giữa quy mô DN và đòn bẩy. Do đó, nghiên cứu này chấp nhận giả thuyết H1 đã đưa ra.
4.2.2.3 Tác động của thuế (TAX)
Tác động của thuế ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy ngắn hạn và cùng chiều với VCSH cả hai tỷ lệ đều có hệ số hồi quy lớn hơn mức ý nghĩa 5%. Theo Graham (1996) lưu ý rằng thuế hầu hết không ảnh hưởng đến các quyết định tài chính. Kết quả này cũng khác với dấu kỳ vọng ban đầu của nghiên cứu.
Điều này cho thấy, nếu những DN công nghệ viễn thông có được lãi cao thì thuế TNDN đóng góp cũng cao, họ có thể sử dụng tiềm lực sẵn có tài trợ giảm cấu trúc vốn và ngược lại. Bên cạnh đó, những công ty ICT có tầm quan trọng ngày càng cao trong khấu hao tài sản. Nghiên cứu này bác bỏ giả thuyết H4 đã đưa ra. Tuy nhiên tác động này cũng không có ý nghĩa thống kê đến cấu trúc vốn của các DN ICT.
4.2.2.4 Tác động của lợi nhuận (ROA)
Mức lợi nhuận có quan hệ ngược chiều với VCSH với hệ số hồi quy âm 0,00 với mức ý nghĩa 1% và cùng chiều với đòn bẩy với hệ số hồi quy 0,00 ở mức ý nghĩa 1%. Điều này phù hợp với nghiên cứu của Kayhan and Titman (2007) và phù hợp với lý thuyết đánh đổi và quan điểm Brigham and Houston (2012). (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Về mặt trực quan, thể hiện được rõ mối quan hệ tích cực giữa lợi nhuận và nợ trong một số DN ICT Việt Nam, chi phí được tài trợ bởi nợ sẽ có giá trị hơn đối với các DN dựa trên lợi nhuận từ dòng tiền tự do.
Về đòn bẩy, mặc dù các ngân hàng sẵn sàng cung cấp các khoản vay dài hạn cho các doanh nghiệp niêm yết do ảnh hưởng từ chính sách tín dụng được Chính phủ chỉ đạo, nhưng nguồn vốn của các doanh nghiệp này lại bị kéo giãn rất nhiều. Thị trường trái phiếu còn rất kém phát triển. Hơn nữa, các DN ICT niêm yết cũng bị thu hút bởi nguồn vốn chủ sở hữu do nguồn vốn tăng đáng kể trên thị trường thứ cấp.
Ngoài ra, các vấn đề về quản trị DN; vấn đề không thực thi pháp luật và vấn đề các cổ đông cá nhân không được bảo vệ vốn đầy đủ. Đã làm cho vốn cổ phần trở thành một phần nào đó của nguồn tài chính dùng cho chi phí. Do đó, ban lãnh đạo thường thích được tài trợ bằng vốn chủ sở hữu hơn là tài trợ bằng nợ (vì không có bất kì ràng
buộc nào), điều này có liên quan đến lý thuyết trật tự phân hạng và các kết quả nghiên cứu thực nghiệm của Keshar J. Baral (2004), Shumi Akhtar (2005), Guven Sayilgan et al. (2006), Shah & Khan (2007), Gurcharan S (2010), Faris AL- Shubiri, Akinlo et al. (2011), Bilal Sharif và cộng sự (2012).
Tuy nhiên, tác động thuế được dự đoán bởi mô hình đánh đổi vẫn còn khá hạn chế ở Việt Nam. Điều này là do nhà nước vẫn liên quan đến việc kiểm soát của các DN ngành ICT và chủ sở hữu của các ngân hàng cũng như người hưởng lợi từ thuế, điều này phản ánh tình trạng của Việt Nam như một nền kinh tế kế hoạch hóa tập trung (Planned economy), chính nền kinh tế này đã làm thúc đẩy các công ty sử dụng tài chính cổ phần ngày một nhiều hơn. Vì vậy, tài chính dựa trên VCSH được ưu tiên hơn so với nợ.
Nhìn chung, một thứ tự đòn bẩy mới của các DN ICT niêm yết tại Việt Nam xuất hiện — lợi nhuận giữ lại, sau đó là nợ. Vì lợi nhuận giữ lại cũng được xem là nguồn tài chính nhanh nhất và dễ dàng nhất trong hầu hết các DN so với việc phát hành cổ phiếu mới do chi phí giao dịch liên quan đến phát hành cổ phiếu và các hạn chế về hiệu quả hoạt động của các DN khi đăng ký phát hành cổ phiếu mới. Không những vậy, VCSH cũng được phát hành thông qua việc phân bổ cổ phiếu, điều này làm giá cổ phiếu của công ty bị sụt giảm. Do đó, nghiên cứu này chấp nhận giả thuyết H5 đã đưa ra.
4.2.2.5 Tác động của tốc độ tăng trưởng (GROWTH)
Một yếu tố khác được cho là ảnh hưởng đến cơ cấu vốn chính là tiềm năng tăng trưởng. Chúng có tác động ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy với hệ số hồi quy âm 0,09 ở mức ý nghĩa 1% và có tác động cùng chiều với tỷ lệ VCSH với hệ số hồi quy 0,09 ở mức ý nghĩa 1%.
Mối quan hệ tích cực giữa cơ hội tăng trưởng và nợ đã được tìm thấy ở các DN ICT Việt Nam và mối quan hện này cũng được tìm thấy tương tự ở các nước đang phát triển. Theo lý thuyết đánh đổi, các công ty nắm giữ cơ hội tăng trưởng trong tương lai, được xem là một dạng tài sản vô hình, có xu hướng vay ít hơn so với các công ty nắm
giữ nhiều tài sản hữu hình (vì cơ hội tăng trưởng không thể thế chấp). Hơn nữa, quyền sở hữu và đòn bẩy được thể hiện dựa trên các yếu tố quyến định bên trong (Myers, 1977; Jensen, 1986). Bên cạnh đó, các công ty có cơ hội phát triển lớn hơn sẽ linh hoạt hơn trong việc đầu tư dưới mức tối ưu, và cũng có thể chiếm đoạt số lượng lớn cổ phần từ những chủ sở hữu chuyển sang cho các cổ đông để tạo ra hiệu ứng thay thế tài sản (Asset Subtitutioan Effect). Các cơ hội tăng trưởng đang diễn ra bao gồm xung đột giữa lợi ích nợ và cổ phần.
Tuy nhiên, theo lý thuyết đánh đổi thì hầu hết các DN niêm yết đều thuộc lĩnh vực sản xuất và công nghiệp nặng (ngành ICT được xem là sản xuất về phần mềm và công nghiệp xuất bản). Họ sở hữu nhiều tài sản hữu hình hơn và ít tài sản vô hình hơn như R& D, và quảng cáo, và do đó có cơ hội phát triển hạn chế. Đây là sự phản ánh trình độ công nghệ nói chung còn thấp của một số DN ở Việt Nam.
Theo lý thuyết tín hiệu , các công ty có giá trị cao có thể sử dụng nhiều vốn vay hơn bởi vì nợ có chi phí khá cao, điều này làm cho các DN ít giá trị hơn dễ rơi vào tình trạng phá sản (Ross, 1977). điều này đã làm cho thị trường vốn cổ phần và các ngân hàng nhận ra giá trị của việc tăng trưởng DN, chúng được thể hiện trong giá cổ phiếu.
Thêm vào đó, lý thuyết tín hiệu thường dự đoán rằng các DN có thu nhập và triển vọng tăng trưởng tốt nhất sẽ sử dụng nhiều đòn bẩy nhất được nghiên cứu bởi Lang và cộng sự. (1996). Khi đòn bẩy có liên quan tiêu cực đến cơ hội tăng trưởng có thể do cơ hội tăng trưởng của những DN đó không được thị trường công nhận về vốn. Mức vốn hóa thị trường cao ở Việt Nam có thể cho thấy rằng các cơ hội tăng trưởng liên quan đến các DN niêm yết đã được thị trường vốn công nhận. Do đó, các ngân hàng sẵn sàng định giá cao hơn cho các DN có mức vay nợ cao và phát hành thêm nợ dài hạn để tài trợ cho các cơ hội tăng trưởng và mối quan hệ tiêu cực được mong đợi giữa nợ và cơ hội tăng trưởng hình thành. Vì vậy, nghiên cứu này chấp nhận giả thuyết H3 đã đưa ra.
4.2.2.6 Tác động của tính thanh khoản (LIQUID)
Tính thanh khoản có tác động ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy với hệ số hồi quy âm 0,02 ở mức ý nghĩa 1% và cùng chiều với tỷ lệ VCSH với hệ số hồi quy 0,02 ở mức ý nghĩa 1%. Ket quả nghiên cứu này phù hợp với kết luận trong nghiên cứu của (Jumreornvong and Jiraporn, 2011). Điều này cho thấy những doanh nghiệp có khả năng thanh toán hiện hành càng cao, càng sử dụng ít nợ vay (Lipson and Mortal, 2009) và phù hợp với mô hình lý thuyết đánh đổi.
Tuy nhiên, tính thanh khoản mang lại quyền lựa chọn sống còn cho các cổ đông của công ty có vay nợ. Do đó, những cổ đông của các DN sẽ luôn chọn mức thanh khoản tài sản cao hơn mức tối đa hóa giá trị của công ty. Khi làm như vậy, họ có thể làm giảm tỷ suất lợi nhuận trên tài sản và sự tăng trưởng của công ty. Tác động này càng rõ nét hơn khi công ty sử dụng đòn bẩy.
Khi cấu trúc tài chính càng vững chắc và càng tốn kém hơn khi tiếp cận thị trường tài chính bên ngoài. Cụ thể về vấn đề này, ta dựa vào việc so sánh các DN quốc tế về phát triển tài chính như một yếu tố quyết định sự khác biệt về tốc độ tăng trưởng kinh tế. Trong nghiên cứu có mối liên hệ rõ ràng nhất về sự khác biệt trong tăng trưởng doanh nghiệp với các thể chế trong lĩnh vực tài chính là của Rajan và Zingales (1999). Tuy nhiên, rõ ràng nghiên cứu về cấu trúc vốn so sánh các quốc gia với nền kinh tế đã phát triển trước đó của họ (Rajan và Zingales, 1995) đã tạo ra một số kết quả cho thấy rằng biến này có thể quan trọng. Đặc biệt, trong nghiên cứu đó, họ phát hiện ra khi đòn bẩy được đo lường bằng các khoản nợ không vốn chủ sở hữu chia cho tổng tài sản, “các nền kinh tế Anh, Mỹ có đòn bẩy trung bình thấp hơn đáng kể vào năm 1991 (khoảng 0,56) so với các công ty ở Châu Âu và Nhật Bản (0,70).” (Rajan và Zingales (1995). Tuy nhiên, khi loại trừ phần nắm giữ tài sản lưu động khỏi các khoản nợ không có vốn chủ sở hữu, cho thấy rằng mức độ đòn bẩy là tương tự nhau ở các quốc gia. Vì vậy, đòn bẩy cao chỉ có liên quan đến mức tài sản thanh khoản cao. Do đó, nghiên cứu này chấp nhận giả thuyết H2 đã đưa ra.
4.2.2.7 Tác động của đặc điểm của sản phẩm (UNI)
Tác động cùng chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài chính ngắn hạn và ngược chiều với tỷ lệ VCSH cả hai đề có hệ số hồi quy lớn hơn mức ý nghĩa 5%. %. Ket quả nghiên cứu này phù hợp với kết luận trong nghiên cứu của (Titman, 1984; Berger, Ofek, và Yermack, 1977; Kester, 1986). Nhìn chung, rất khó để đánh giá và hiểu rõ hoạt động kinh doanh