Biến (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) (10) (11) (12) (1) lata 1,000 (2) fdc 0,827* 1,000 (3) ltdc 0,487* 0,637* 1,000 (4) lncfv -0,059* -0,066* -0,125* 1,000 (5) lncfv_oi -0,128* -0,102* -0,093* 0,298* 1,000 (6) size 0,329* 0,415* 0,398* -0,110* -0,060* 1,000 (7) tang -0,012 0,169* 0,499* -0,121* -0,027 0,106* 1,000 (8) liq -0,397* -0,290* -0,149* 0,040* 0,087* -0,144* -0,102* 1,000 (9) profit -0,227* -0,172* -0,019 -0,061* 0,002 0,013 0,251* 0,020 1,000 (10) growth -0,101* -0,119* -0,061* 0,027 0,059* 0,097* -0,008 0,026 0,312* 1,000 (11) nsdt -0,030 0,042* 0,246* -0,067* -0,001 0,019 0,553* -0,047* 0,465* 0,030 1,000 (12) gdp -0,048* -0,032 -0,061* 0,064* 0,085* 0,132* -0,108* 0,028 -0,009 0,089* -0,041* 1,000 (13) induslev 0,093* -0,004 0,033 -0,018 -0,052* -0,135* -0,079* -0,005 -0,123* -0,114* -0,077* -0,016
(Nguồn: Tác giả tính toán)
Bảng 4.2 thể hiện ma trận hệ số tương quan giữa các biến sử dụng trong mô hình nghiên cứu. Các cách đo lường việc sử dụng nợ có tương quan khá chặt chẽ với nhau. Hệ số tương quan giữa tỷ số tổng nợ phải trả (lata) với tỷ số nợ vay (fdc),
tỷ số nợ dài hạn (ltdc) và tỷ số nợ ngắn hạn lần lượt (std) là 0,827; 0,487; 0,574. Hệ số tương quan giữa fdc với ltdc, std là 0,637 và 0,757. Các cách đo lường BĐDT
(lncfv, lncfv_oi) có tương quan với nhau (0,298). Lncfv và lncfv_oi tỷ lệ nghịch với
lata, fdta và ltdc. lncfv tương quan dương với tỷ lệ nợ ngắn hạn (std), trong khi
lncfv_oi tương
quan âm với std. Hệ số tương quan giữa lncfv với lata, fdc, ltdc và std lần lượt là 5,9%; 6,6%; 12,5%; 2,1%. Hệ số tương quan giữa BĐDT với các biến khác trong mẫu nghiên cứu các DNNY tại Việt Nam thấp hơn so với các mẫu nghiên cứu các DNNY tại Trung Quốc (Memon và cộng sự, 2018) và các DNNY tại Mỹ (Keefe and Yaghoubi, 2016). Cụ thể, BĐDT (lncfv) tương quan âm với quy mô DN (size), tài sản cố định (tang), khả năng sinh lời (profit), tỷ lệ khấu hao (nsdt) và ĐBTC trung bình ngành (induslev). Ngược lại, lncfv có tương quan dương với size, liq, growth và gdp. Hệ số tương quan giữa lncfv và size, tang, profit, nsdt, induslev lần lượt -11%; - 12,1%; -6,1%; -6,7%; -1,8%. Hệ số tương quan giữa lncfv và liq, growth và
gdp lần lượt là 4%; 2,7%; 1,8%. Như vậy, các DN có BĐDT cao thường có quy mô nhỏ hơn, có ít lợi nhuận hơn, thuộc các ngành có mức sử dụng nợ thấp hơn (Keefe and Yaghoubi, 2016), sử dụng nhiều tài sản cố định hơn và trích lập nhiều khấu hao hơn.
Mối quan hệ giữa BĐDT và việc sử dụng nợ của DN được minh họa thông qua hình 1. Toàn bộ số liệu sử dụng vẽ biểu đồ minh họa là giá trị trung vị theo thời gian của các biến trong mô hình. Tỷ số tổng nợ phải trả chia tổng tài sản (lata) giảm từ từ theo sự biến động của dòng tiền (lncfv) theo thời gian, hàm ý mối quan hệ ngược chiều giữa BĐDT và việc sử dụng nợ của DN.
Mối quan hệ giữa các yếu tố nội tại và các cách đo lường việc sử dụng nợ tương đối khác nhau trong DN. Quy mô DN (size) tỷ lệ thuận với các cách đo lường việc sử dụng nợ (lata, fdc, ltdc, std). Ngược lại, khả năng tăng trưởng (growth) và
khả năng thanh khoản (liq) tỷ lệ nghịch với các cách đo lường việc sử dụng nợ của DN. DN có quy mô lớn sẽ tăng sử dụng ĐBTC, trong khi đó tốc độ tăng trưởng cao và tính thanh khoản cao sẽ khiến DN giảm sử dụng ĐBTC. Bên cạnh đó, khả năng sinh lời, khấu hao và ĐBTC của ngành tỷ lệ nghịch với lata, fdc, và std nhưng tỷ lệ thuận với ltdc. Tốc độ tăng trưởng kinh tế(gdp) tương quan âm với lata, fdc, ltdc
Hình 4.1: Đồ thị mối quan hệ giữa BĐDT và tỷ lệ tổng nợ phải trả
(Nguồn: Tác giả tính toán)
Mức độ tương quan giữa các biến trong mô hình tương đối thấp. Mức tương quan cao nhất giữa việc sử dụng nợ lata, fdc, ltdc, std và quy mô DN size với hệ số tương quan lần lượt 0,398; 0,403; 0,373; 0,206. Thêm vào đó, để kiểm tra tồn tại vấn đề đa cộng tuyến giữa các biến sử dụng trong mô hình, nghiên cứu tiến hành kiểm định hệ số phóng đại phương sai (VIF). Kết quả kiểm định VIF cho thấy tất cả các giá trị nhân tử phóng đại phương sai VIF đều nhỏ hơn 10, hàm ý rằng mô hình nghiên cứu không có hiện tượng đa cộng tuyến.
4.2 Kết quả nghiên cứu
4.2.1 Mối quan hệ giữa BĐDT và CTV
Ước lượng theo phương pháp GMM hệ thống được sử dụng để kiểm định tác động của BĐDT và CTV. Kết quả ước lượng của mẫu nghiên cứu trong giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2019 của các DNNY trên hai sở giao dịch chứng khoán Hà Nội và Hồ Chí Minh được thể hiện trong bảng 4.3.
LA TA Linear (lata) CFV lata 0.0926629 0.2309773 0.3133121 0.3944471 0.4333568 0.49011915 0.6899209 0.56 0.54 0.52 0.5 0.48 0.46 0.44 0.42