Biến phụ thuộc LNFR
Mô hình
SGMM Mô hình 2SLS Ghi chú Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy
DE -0,049*** -0,042*** Tương đồng với mô hình
SGMM
SDR -1 172*** -1,281*** Tương đồng với mô hình
SGMM
Theo Bảng 4.4, kết quả phân tích hồi quy theo mô hình SGMM với biến nội sinh là DE và CR cho thấy, tất cả các hệ số hồi quy tương ứng với các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa tối đa 1 0%, trong đó: hệ số hồi quy tương ứng với biến ART có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1 0%, hệ số hồi quy tương ứng với biến IT và TAT có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% và hệ số hồi quy tương ứng với các biến còn lại có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1 %.
4.2.3. Kết quả kiểm định sự phù hợp của mô hình SGMM
Kết quả kiểm định Arellano - Bond (2) của mô hình SGMM cho kết quả P- value bằng 0,1 76 > 5%, do đó, chấp nhận giả thuyết H0: Không có hiện tượng tự tương quan bậc hai. Kết quả này có thể kết luận mô hình không có sự tự tương quan xảy ra ở tất cả các bậc.
Kết quả kiểm định Hansen của mô hình SGMM cho kết quả P-value bằng 0, 1 03> 5%, do đó, chấp nhận giả thuyết H0: Không tồn tại sự tương quan giữa biến công cụ và phần dư. Kết quả này có thể kế luận các biến công cụ được đưa vào mô hình SGMM là phù hợp. Ngoài ra, số biến công cụ trong mô hình nhỏ hơn số nhóm nghiên cứu nên càng đảm bảo tính vững của biến công cụ của mô hình SGMM.
4.2.4. Kết quả kiểm định tính vững của mô hình SGMM
Để kiểm định tính vững của mô hình SGMM, tác giả đã thực hiện phân tích hồi quy theo mô hình 2SLS với kết quả chi tiết theo Phụ lục 3 và so sánh kết quả hồi quy của 2 phương pháp phân tích hồi quy theo Bảng 4.5.
Theo Bảng 4.5, biến độc lập IT có hệ số hồi quy thay đổi dấu nhưng không có ý nghĩa thống kê khi thay đổi phương pháp phân tích hồi quy. Tuy nhiên, hệ số hồi quy của biến IT trong cả 2 mô hình SGMM và 2SLS đều rất nhỏ. Các biến còn lại có dấu đồng nhất trong cả 2 mô hình SGMM và 2SLS, trong đó: các biến ROS, TAT và ART không ý nghĩa thống kê trong mô hình 2SLS và các biến DE, SDR, FAR, CR, ROA, FAT có ý nghĩa thống kê cao trong cả 2 mô hình.
CR * 0,035** 0,039*** Tương đồng với mô hình SGMM
ROS * 0,366** 0,013 Cùng dấu, không ý nghĩa
thống kê
ROA * 0,321** 0,669*** Tương đồng với mô hình
SGMM
IT 0,000000093** -
0,000000071
Ngược dấu, không ý nghĩa thống kê
FAT * 0,003** 0,004*** Tương đồng với mô hình
SGMM
TAT 0,018** 0,002 Cùng dấu, không ý nghĩa
thống kê
ART 0,000319* 0,00007 Cùng dấu, không ý nghĩa
thống kê
Hệ số chặn 0,708**
*
0,746** *
Kết quả nêu trên cho thấy sự tác động của các các biến độc lập chính đến biến phụ thuộc trong mô hình SGMM mang tính nhất quán (tính vững), ổn định và kết quả ước lượng về chiều hướng tác động của các biến độc lập đến biến phụ thuộc là đáng tin cậy (tính hiệu quả). Vì vậy, tác giả sẽ sử dụng kết phân tích hồi quy theo mô hình SGMM để thảo luận kết quả nghiên cứu.
4.3. Thảo luận kết quả nghiên cứu
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 của doanh nghiệp tác động đến rủi ro tài chính của các doanh nghiệp tại Việt Nam tương đối cao. Trong thời gian 20 1 5 - 2019, các doanh nghiệp tại Việt Nam có cơ cấu tài sản chủ yếu là tài sản ngắn hạn và nguồn vốn tài trợ cũng chủ yếu là nợ ngắn hạn khá phù hợp với nguyên tắc cân đối giữa cấu trúc tài sản và cấu trúc vốn, tài sản dài hạn phải được tài trợ bằng nguồn vốn dài hạn.
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 (2015), Gunarathna (2016), 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)...
4.3.2. Tác động của khả năng thanh toán đến rủi ro tài chính của doanhnghiệp nghiệp
Khả năng thanh toán phản ánh khả năng hoàn trả được các khoản nợ đến hạn tại mọi thời điểm của doanh nghiệp. Khi khả năng thanh toán của doanh nghiệp không được đảm bảo, doanh nghiệp có khả năng không thực hiện hoặc thực hiện một cách khó khăn đối với những cam kết thanh toán đối với chủ nợ khi các khoản nợ đến hạn, làm nảy sinh tình trạng kiệt quệ tài chính (Brealey và các tác giả 20 1 4). Vì vậy, khả năng thanh toán càng cao thì giá trị tài sản đảm bảo cho các khoản nợ càng nhiều, thể hiện doanh nghiệp có nguồn lực tài chính dồi dào và rủi ro tài chính càng giảm và ngược lại.
Khả năng thanh toán trong nghiên cứu này được thể hiện qua 3 biến độc lập gồm CR, QR và ALR. Tuy nhiên, do hiện tượng đa cộng tuyến, chỉ có biến CR được đưa vào mô hình hồi quy. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy hệ số hồi quy của biến CR là 0,035, mang dấu cộng ( ) cho thấy khả năng thanh toán của doanh nghiệp có tác động cùng chiều với biến LNFR, tức là ngược chiều với rủi ro tài chính của 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) đơn vị thì phải tăng
(hoặc giảm) Hệ số khả năng thanh toán hiện hành 0,035 đơn vị.
Kết quả nghiên cứu nêu trên cũng phù hợp với giả thuyết nghiên cứu và kết quả các nghiên cứu thực nghiệm của Fu, Fu và Liu (20 1 2), Simantinee và Kumar (20 1 5), Vũ Thị Hậu (20 1 7), Lê Thị Mai Chi (2020), Do và các tác giả (2020), Dang và các tác giả (2020), Võ Minh Long (2020).
4.3.3. Tác động của khả năng sinh lời đến rủi ro tài chính của doanh nghiệp
Khả năng sinh lời phản ánh hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp, là khả năng tạo ra lợi nhuận trên một đơn vị nguồn lực phục vụ hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp. Khi khả năng sinh lời của doanh nghiệp cao, cơ hội gia tăng lợi nhuận tích luỹ và vốn chủ s ở hữu lớn. Khi đó, tỷ trọng nợ vay trong của doanh nghiệp giảm, tạo điều kiện gia tăng khả năng thanh toán và giảm nguy cơ rủi ro tài chính trong doanh nghiệp. Vì vậy, khả năng sinh lời càng lớn thì rủi ro tài chính của doanh nghiệp càng giảm và ngược lại.
Trong nghiên cứu này, khả năng sinh lời được đo lường qua 2 biến độc lập là ROS và ROA. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy hệ số hồi quy của biến ROS và ROA lượt là 0,366 và 0,321, mang dấu cộng (+) cho thấy khả năng sinh lời của doanh nghiệp có tác động cùng chiều với biến LNFR, tức là ngược chiều với rủi ro tài chính của 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) T suất sinh lời trên doanh thu 0,366 đơn vị hoặc phải tăng (hoặc giảm) T suất sinh lời trên tổng tài sản 0,32 đơn vị.
Kết quả nghiên cứu nêu trên cũng phù hợp với giả thuyết nghiên cứu và kết quả các nghiên cứu thực nghiệm của Fu, Fu và Liu (20 2), Simantinee và Kumar (20 5), Vũ Thị Hậu (20 7), Lê Thị Mai Chi (2020), Do và các tác giả (2020), Dang và các tác giả (2020), Võ Minh Long (2020).
4.3.4. Tác động của hiệu suất hoạt động đến rủi ro tài chính của doanh nghiệp
Hiệu suất hoạt động phản ánh kết quả hoạt động và thể hiện năng lực s d ng tài sản hay các nguồn lực ph c v hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp. Vì vậy, hiệu suất hoạt động càng cao thì thể hiện doanh nghiệp hấp th các nguồn lực càng cao, nhu cầu vốn càng thấp và rủi ro tài chính càng giảm và ngược lại.
Trong nghiên cứu này, hiệu suất hoạt động được đo lường bằng các biến IT, FAT, TAT và ART. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy hệ số hồi quy của biến IT, FAT, TAT và ART mang dấu cộng (+) cho thấy hiệu suất hoạt động của doanh nghiệp có tác động cùng chiều với biến LNFR, tức là ngược chiều với rủi ro tài chính của doanh nghiệp, tuy nhiên, mức độ tác động rất thấp.
Kết quả nghiên cứu nêu trên cũng phù hợp với giả thuyết nghiên cứu và nhưng trái ngược với kết quả các nghiên cứu thực nghiệm của Fu, Fu và Liu (20 1 2), Simantinee và Kumar (20 1 5), Vũ Thị Hậu (20 1 7), Lê Thị Mai Chi (2020), Do và các tác giả (2020), Dang và các tác giả (2020), Võ Minh Long (2020).
T ó m tắt Chương 4
Thực hiện phương pháp nghiên cứu nêu tại Chương 3, tác giả trình bày kết quả nghiên cứu tại Chương 4 của luận văn. Khi thực hiện phương pháp phân tích tương quan, tác giả đã loại trừ biến độc lập QR và ALR để khắc phục hiện tượng đa cộng tuyến. Mô hình nghiên cứu khi thực hiện phân tích hồi quy gồm 0 biến độc lập.
Kết quả kiểm định các khuyết tật của mô hình hồi quy tuyến tính cho thấy mô hình nghiên cứu không còn hiện tượng đa cộng tuyến và không có hiện tượng tự tương quan. Tuy nhiên, mô hình nghiên cứu phát sinh hiện tượng phương sai sai số thay đổi và hiện tượng nội sinh với biến nội sinh là DE và CR.
Kết quả phân tích hồi quy theo mô hình SGMM với biến nội sinh là DE và CR và thực hiện kiểm định tính phù hợp và tính vững của mô hình cho thấy phân