2. Phân loại rủi ro tài chính của doanh nghiệp
4.3.1. Tác động của cấu trúc vốn đến rủi ro tài chính của doanh nghiệp
Cấu trúc vốn trong nghiên cứu này được mô tả bằng 3 biến độc lập là DE, SDR và FAR. Theo kết quả phân tích hồi quy, cả 3 biến đều có ý nghĩa thống kê, trong đó: biến DE và SDR tác động ngược chiều với biến phụ thuộc LNFR và biến FAR có tác động cùng chiều với biến phụ thuộc LNFR. Kết quả này phù hợp với giả thuyết nghiên cứu. Theo đó, cấu trúc vốn tác động đến rủi ro tài chính của doanh nghiệp theo các cách tiếp cận như sau:
4.3.1.1. Tác động của mức độ sử dụng đòn bẩy đến rủi ro tài chính
Theo các lý thuyết về sự tác động của cấu trúc vốn đến rủi ro tài chính như: lý thuyết M&M, lý thuyết đánh đổi, lý thuyết trật tự phân hạng thì mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính càng cao, tức là Hệ số nợ trên vốn chủ s ở hữu càng cao thì rủi ro tài chính càng cao hay giá trị LNFR càng thấp và ngược lại.
Hệ số hồi quy của biến DE là -0,049, mang dấu trừ (-) cho thấy mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp có tác động ngược chiều với biến LNFR, tức là cùng chiều với rủi ro tài chính của doanh nghiệp. Do đó, chẩp nhận giả thuyết nghiên cứu H1: Mức độ sử dụng đòn bẩy đến rủi ro tài chính tác động cùng chiều với rủi ro tài chính trong doanh nghiệp.
Như vậy, trong trường hợp các yếu tố khác không đổi, để giá trị đo lường rủi ro tài chính (LNFR) tăng (hoặc giảm) 1 đơn vị thì phải giảm (hoặc tăng) Hệ số nợ trên vốn chủ s ở hữu -0,049 đơn vị.
Hệ số hồi quy của biến DE khá thấp, nên mức độ tác động của đòn bẩy tài chính đến rủi ro tài chính của các doanh nghiệp tại Việt Nam khá thấp. Mức độ sử dụng nợ bình quân của các doanh nghiệp trong năm 20 1 5 - 2019 khá thấp có thể là lý do cho vấn đề này, khi giá trị trung bình của Hệ số nợ trên vốn chủ s hữu trong giai đoạn này chỉ 1,455 lần, tương đương nợ phải trả chiếm 59,27% trong tổng nguồn vốn của doanh nghiệp.
Kết quả nghiên cứu nêu trên cũng phù hợp với lý thuyết M&M, lý thuyết đánh đổi, lý thuyết trật tự phân hạng và các nghiên cứu thực nghiệm của Fu, Fu và Liu (20 1 2), Sarlija và Harc (20 1 2), Pourali, Samadi và Karkani (20 1 3), Goela, Chadhaa
và Sharmaa (20 1 5), Gunarathna (20 1 6), Salman (20 1 9), Hoàng Tùng (20 1 1 ), Trịnh
Thị Phan Lan (20 1 3), Vũ Thị Hậu (20 1 3), Lê Hoàng Vinh (20 1 5), Vũ Thị Hậu (20 1 7), Nguyễn Việt Dũng (20 1 8), Do và các tác giả (2020), Dang và các tác giả (2020), Võ Minh Long (2020)...
4.3.1.2. Tác động củ a mức độ sử dụng ngu ồn vổn ngắn h ạn đến rủ i ro tài chính
Theo lý thuyết cấu trúc kỳ hạn lãi suất, nợ ngắn hạn có đặc điểm là có chi phí sử dụng vốn thấp, dễ dàng huy động từ các nguồn khác nhau. Sử dụng càng nhiều nợ ngắn hạn, doanh nghiệp sẽ phải đối mặt với nghĩa vụ trả nợ đến hạn lớn trong ngắn hạn và áp lực tài chính sẽ gia tăng. Khi gặp biến động trong hoạt động kinh doanh, dễ xảy ra tình trạng mất khả năng thanh toán dẫn đến rủi ro kiệt quệ tài chính. Vì vậy, mức độ sử dụng nguồn tài trợ ngắn hạn càng cao, tức là Tỷ số nợ ngắn hạn càng cao thì rủi ro tài chính càng cao hay giá trị LNFR càng thấp và ngược lại.
Hệ số hồi quy của biến SDR là -1,214, mang dấu trừ (-) cho thấy mức độ sử d ng nguồn tài trợ ngắn hạn của doanh nghiệp có tác động ngược chiều với biến LNFR, tức là cùng chiều với rủi ro tài chính của doanh nghiệp. Do đó, chấp nhận giả thuyết nghiên cứu H2: Mức độ sử dụng nguồn vổn ngắn hạn có tác động cùng chiều với rủi ro tài chính trong doanh nghiệp.
Như vậy, trong trường hợp các yếu tố khác không đổi, để giá trị đo lường rủi ro tài chính (LNFR) tăng (hoặc giảm) 1 đơn vị thì phải giảm (hoặc tăng) Tỷ số nợ ngắn hạn 1,214 đơn vị.
Hệ số hồi quy của biến SDR khá cao, nên mức độ tác động của việc s d ng nguồn vốn ngắn hạn đến rủi ro tài chính của các doanh nghiệp tại Việt Nam khá cao. Trong thời gian 20 5 - 2019, các khoản vay nợ ngắn hạn tại Việt Nam thường có lãi suất thấp hơn các khoản vay dài hạn. Do đó, trong giai đoạn này, các doanh nghiệp đã tăng cường sử dụng nguồn vốn ngắn hạn để tài trợ cho nhu cầu gia tăng tài sản để tận dụng chi phí sử dụng vốn thấp nhằm gia tăng hiệu quả hoạt động kinh doanh.
Ngoài ra, các doanh nghiệp tại Việt Nam thường huy động vốn ngắn hạn thông qua các khoản vay theo hạn mức tín dụng của các ngân hàng thương mại và
luôn duy trì một số dư nợ vay ngắn hạn cố định để phục vụ cho hoạt động kinh doanh. Bản chất của các khoản vay này là nguồn vốn thường xuyên. Tuy nhiên, theo quy định của pháp luật Việt Nam thì các khoản vay này thuộc nợ ngắn hạn. Do đó, mức độ tác động của việc sử dụng nguồn vốn ngắn hạn đến rủi ro tài chính của các doanh nghiệp tại Việt Nam khá cao cũng có thể được giải thích qua nguyên nhân này.
Kết quả nghiên cứu nêu trên cũng phù hợp với lý thuyết cấu trúc kỳ hạn lãi suất và các nghiên cứu thực nghiệm của Fu, Fu và Liu (20 1 2), Sarlija và Harc (2012), Pourali, Samadi và Karkani (2013), Goela, Chadhaa và Sharmaa (20 1 5), Nguyen và Nguyen (20 1 5), Gunarathna (20 1 6), Salman (20 1 9), Hoàng Tùng (20 1 1 ), Trịnh Thị Phan Lan (20 1 3), Vũ Thị Hậu (20 1 3), Lê Hoàng Vinh (20 1 5), Vũ
Thị Hậu (20 1 7), Nguyễn Việt Dũng (20 1 8), Do và các tác giả (2020), Dang và các tác giả (2020), Võ Minh Long (2020)...
4.3.1.3. Tác động của cẩu trúc tài sản đến rủi ro tài chính
Khi doanh nghiệp không chú trọng đầu tư vào tài sản cố định sẽ khiến hoạt động sản xuất không đáp ứng hoạt động tiêu th . Ngược lại, khi doanh nghiệp m rộng hoạt động sản xuất theo chiều sâu, gia tăng đầu tư vào tài sản cố định, công suất sản xuất và tiêu thụ hàng hóa cũng tăng theo, gia tăng khả năng tạo lợi nhuận và nâng cao hiệu suất hoạt động của doanh nghiệp và giảm nguy cơ xảy ra rủi ro tài chính (Brealey và các tác giả 20 1 4). Vì vậy, mức độ đầu tư tài sản cố định càng cao, tức là T số tài sản cố định càng cao thì rủi ro tài chính càng thấp hay giá trị đo lường rủi ro tài chính (LNFR) càng cao và ngược lại.
Hệ số hồi quy của biến FAR là 0,268, mang dấu cộng (+) cho thấy mức độ đầu tư tài sản cố định của doanh nghiệp có tác động cùng chiều với biến LNFR, tức là ngược chiều với rủi ro tài chính của doanh nghiệp. Do đó, chẩp nhận giả thuyết nghiên cứu H3: Mức độ đầu tư tài sản cổ định có tác động ngược chiều với rủi ro tài chính trong doanh nghiệp.
Như vậy, trong trường hợp các yếu tố khác không đổi, để giá trị đo lường rủi ro tài chính (LNFR) tăng (hoặc giảm) 1 đơn vị thì phải tăng (hoặc giảm) Tỷ số tài sản cố định 0,268 đơn vị.
Hệ số hồi quy của biến FAR tương đối cao, nên mức độ đầu tư tài sản cố định