Variable VIF
INDTDM 1.11 MB 1.16 TANG 1.34 PROF 1.37 SIZE 1.40 INF 1.05 CFV 1.25 Mean VIF 1.24
Nguồn: Xử lý dữ liệu bằng phần mềm stata 13.
4.3. Kết quả thực nghiệm:
Như đã trình bày ở chương 3, ở chương này tác giả tiến hành hồi quy mẫu dữ liệu lần lượt theo mơ hình Pooled OLS. Các kiểm định sẽ lần lượt được thực hiện để chỉ ra vi phạm các giả thuyết của mơ hình Pooled OLS để từ đó, tác giả tiến hành hồi quy theo mẫu dữ liệu của hai mơ hình FEM (mơ hình Hiệu ứng cố định) và REM (mơ hình Hiệu ứng ngẫu nhiên), lựa chọn kết quả mơ hình phù hợp nhất thơng qua kiểm định Hausman và kiểm định F - test. Nếu phát hiện có hiện tượng phương sai thay đổi hoặc hiện tượng tự tương quan bậc nhất của sai số trong mơ hình được chọn, tác giả thực hiện kiểm định FGLS và lấy kết quả cuối cùng để phân tích.
Tác giả thực hiện ước lượng mơ hình dựa trên nghiên cứu của Christopher harris, Scott Roark (2018) để trả lời câu hỏi thứ nhất mà chương 1 đã đặt ra: Nợ cơng ty có mối tương quan đồng biến và có ý nghĩa với biến động dòng tiền ? Để trả lời câu hỏi này, tác giả tiến hành hồi quy mơ hình bằng ba phương pháp Pooled OLS, FEM và REM. Sau đó, tác giả tiến hành kiểm tra các vi phạm giả thuyết mơ hình OLS, kiểm định sự phù hợp giữa các phương pháp ước lượng, kiểm tra khuyết tật
phương sai sai số thay đổi và tự tương quan bậc nhất của mơ hình và khắc phục khuyết tật bằng cách hồi quy mơ hình theo phương pháp FGLS. Và cuối cùng, dựa trên kết quả thu được bằng các hồi quy mơ hình theo phương pháp FGLS, tác giả giải thích kết quả hồi quy đạt được ở thị trường Việt Nam.
Kiểm định so sánh sự phù hợp giữa các phương pháp ước lượng Pooled OLS, FEM và REM:
Kiểm định so sánh sự phù hợp giữa phương pháp ước lượng Pooled OLS, FEM: Bảng 4.4 Bảng kết quả kiểm định F mơ hình 1
Ho: Phương pháp OLS là hiệu quả hơn. Phương trình 1
F(334, 1333) = 30.36 Prob > F = 0.0000 Kết luận: Bác bỏ Ho
Nguồn: Tổng hợp kết quả từ phần mềm Stata 13.
Kết quả trên cho thấy p-value = 0.0000 <1%, đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho. Như vậy, bằng kiểm định F, tác giả đã chứng minh rằng ở Mơ hình 1 chọn phương pháp ước lượng FEM phù hợp hơn phương pháp ước lượng Pooled OLS.
Kiểm định so sánh sự phù hợp giữa phương pháp ước lượng FEM và REM.
Bảng 4.5: Bảng kết quả kiểm định Hausman mơ hình 1
Ho: Random Effect không khác nhau đáng kể Phương trình 1
Chi2(6) = 42.54 Prob>chi2 = 0.0000 Kết luận: bác bỏ giả thuyết Ho.
Nguồn: Tổng hợp kết quả từ phần mềm Stata 13.
Kết quả từ bảng trên cho thấy các giá trị p-value đều nhỏ hơn 1%, đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho. Như vậy, ở mơ hình 1 chọn phương pháp ước lượng FEM phù hợp hơn phương pháp ước lượng REM. Tiếp theo, tác giả tiến hành kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi và tự tương quan bậc nhất của mơ hình FEM bằng kiểm định Wald và kiểm định Wooldridge được kết quả như sau:
Bảng 4.6: Bảng Kết quả kiểm định tự tương quan (Wooldridge test) và phương sai thay đổi (Wald test) mơ hình 1.
H0: Sai số mơ hình khơng xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi (tự tương quan bậc nhất)
Kiểm định
Phương trình 1
P_value
Kiểm định tự tương quan 0.0000
Kiểm định phương sai thay đổi 0.0000
Nguồn: Tổng hợp kết quả từ phần mềm Stata 13.
Dựa vào các kết quả kiểm định phương sai thay đổi và tự tương quan thì thấy rằng giá trị p-value nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%, điều này cho thấy bài nghiên cứu bác bỏ giả thuyết H0 của hai kiểm định. Nói cách khác, tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan trong mơ hình nghiên cứu.
Bảng 4.7: Bảng tổng hợp
(1) (2) (3) (4)
Tên biến RANK 1 RANK 2 RANK 3 RANK 4
INDTDM 0.550*** 0.430*** 0.390*** 0.604***
(0.0525) (0.0355) (0.0434) (0.0261) MB -0.314*** -0.162*** -0.153*** -0.175*** (0.0232) (0.0164) (0.0128) (0.00911) TANG -0.0693 -0.0106 0.0290 0.154*** (0.0520) (0.0401) (0.0308) (0.0200) PROF -0.512*** -0.228*** -0.162*** -0.0148 (0.0548) (0.0317) (0.0322) (0.0179) SIZE 0.0494*** 0.213*** 0.258*** 0.00892 (0.0174) (0.0192) (0.0235) (0.0116) INF -0.710*** -0.0264 0.283 -0.515** (0.220) (0.197) (0.238) (0.259) CFV -0.0275*** -0.0150*** 0.00621 -0.012*** (0.0105) (0.00338) (0.00855) (0.0306) Constant 0.231 -1.865*** -2.570*** 0.281* (0.221) (0.225) (0.284) (0.161) Số quan sát 415 415 420 425
Standard errors in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Nguồn: Tổng hợp kết quả từ phần mềm Stata 13. Hệ số biến động dòng tiền âm, ngược với nghiên cứu của Christopher Harris, Scott Roark (2018) và có ý nghĩa thống kê chỉ ở các nhóm doanh nghiệp có dịng tiền hoạt động thấp và nhóm có dịng tiền hoạt động cao nhất, trong khi khơng có ý nghĩa thống kê ở mức 1% ở nhóm có dịng tiền hoạt động trung bình thuộc RANK 3. Có thể thấy mức độ ảnh hưởng của biến động dòng tiền lên cơ cấu vốn của doanh nghiệp lớn (hệ số cao) ở nhóm các doanh nghiệp có dịng tiền hoạt động thấp và giảm dần với các doanh nghiệp có dịng tiền hoạt động cao. Chú ý, hệ số của biến động dịng tiền ở nhóm RANK 1 gần bằng 2 lần hệ số ở nhóm RANK 2 và hệ số ở nhóm RANK 4 là nhỏ nhất về giá trị tuyệt đối.
Kiểm định nghiệm đơn vị trên dữ liệu bảng được thực hiện cho tất cả các biến sử dụng trong phân tích. Kết quả của 3 kiểm định trên cho thấy tất cả các biến trong ba mơ hình nghiên cứu đều khơng có nghiệm đơn vị với mức ý nghĩa 1%.
Nghiên cứu tiến hành hồi quy mơ hình ước lượng với các phương pháp bình phương tối thiểu gộp pool OLS, mơ hình các tác động cố định FEM và mơ hình các tác động ngẫu nhiên REM và phương pháp bình phương tối thiểu tổng quan khả thi FGLS với lệnh xtgls . Kết quả các ước lượng được tổng hợp trong Bảng 2.
Sau khi thực hiện kiểm tra các khuyết tật của mơ hình và khắc phục chúng, kết quả hồi quy cho thấy hệ số của biến CFV mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% ở mơ hình (1), mơ hình (2) và (3). Điều này chứng tỏ cấu trúc vốn đại diện bởi tỷ lệ Tổng nợ/Tổng tài sản tác động nghịch chiều với biến động dòng tiền của doanh nghiệp. Kết quả này phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng và các nghiên cứu của Pierluigi Santosuosso (2015); Keefe và Yaghoubi (2016); Zulfiqar Ali Memon, Yan Chen, Muhammad Zubair Tauni, Hashmat Ali, (2018).
Bảng 4.8: Bảng tổng hợp kết quả hồi quy
(1) (2) (3) (4)
Tên biến OLS FEM REM FGLS
INDTDM 0.539*** 0.467*** 0.520*** 0.590***
(0.0255) (0.0476) (0.0357) (0.0217)
MB -0.202*** -0.129*** -0.138*** -0.183*** (0.00912) (0.00730) (0.00696) (0.00676) TANG -0.0197 0.0339 0.0358 -0.00376 (0.0267) (0.0280) (0.0251) (0.0169) PROF -0.132*** -0.302*** -0.257*** -0.250*** (0.0196) (0.0287) (0.0228) (0.0151) SIZE 0.0641*** 0.110*** 0.0815*** 0.0672*** (0.00962) (0.0206) (0.0143) (0.00818) INF -0.176 0.134 -0.0238 -0.477*** (0.298) (0.148) (0.136) (0.119) CFV -0.0161*** -0.0130* -0.0158*** -0.0210*** (0.00531) (0.00687) (0.00596) (0.00236) Constant -0.235** -0.798*** -0.482*** -0.249** (0.116) (0.253) (0.174) (0.0991) Số quan sát 1,675 1,675 1,675 1,675 R-squared 0.493 0.388
Standard errors in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Nguồn: Tổng hợp kết quả từ phần mềm Stata 13.
Biến động dòng tiền thể hiện sự khơng chắc chắn trong dịng tiền của doanh nghiệp. Biến động dòng tiền được hiểu là sự thay đổi của tăng trưởng trong dòng tiền sau khi đã loại trừ tác động của các yếu tố về thời gian, ngành, quy mô công ty và sự tương tác giữa các yếu tố này. Khi Biến động dịng tiền càng cao, doanh nghiệp càng có nhiều khả năng phải đối mặt với sự sụt giảm dòng tiền trong tương lai. Thực tế cho thấy, hầu hết các doanh nghiệp Việt Nam đều có tính biến động trong dịng tiền, nên
khi khủng hoảng xảy ra, tính biến động trong dịng tiền của các doanh nghiệp Việt Nam càng gia tăng. Khi tính biến động trong dịng tiền gia tăng, dịng tiền tương lai của doanh nghiệp sẽ không đủ để tài trợ cho quyết định đầu tư của doanh nghiệp. Điều này buộc các doanh nghiệp phải hướng đến các nguồn tài trợ bên ngồi. Bên cạnh đó, trong bối cảnh biến động của dịng tiền càng cao thì rủi ro của các doanh nghiệp trong việc không thực hiện được các nghĩa vụ tài chính theo hợp đồng với chủ nợ cũng như việc chi trả chi phí sử dụng vốn cho các nhà cung cấp vốn của doanh nghiệp càng gia tăng. Các nhà cung cấp vốn lúc này sẽ yêu cầu mức lãi suất cao hơn, từ đó làm gia tăng chi phí sử dụng vốn của doanh nghiệp. Với sự gia tăng trong chi phí sử dụng vốn của các nguồn tài trợ bên ngoài, một số doanh nghiệp đã đi đến quyết định từ bỏ các quyết định đầu tư để tránh phải sử dụng nguồn vốn với chi phí cao do Biến động dịng tiền mang lại (Minton và Schrand, 1999). Như vậy, cấu trúc vốn được đo lường bởi tỷ lệ nợ của doanh nghiệp chịu sự ảnh hưởng mạnh mẽ bởi biến động trong dòng tiền. Các nhà quản trị cần phải lưu tâm đến vấn đề này để có thể đưa ra các quyết định đầu tư đúng đắn khi doanh nghiệp đối mặt với tính biến động trong dịng tiền cao để tránh làm sụt giảm giá trị doanh nghiệp.
4.4 Thảo luận kết quả nghiên cứu:
Dựa vào kết quả nghiên cứu thực nghiệm, chương 4 đã kết luận về những khía cạnh khác nhau của cấu trúc vốn, những biểu hiện của biến động dòng tiền và khẳng định mối quan hệ giữa mức độ sử dụng nợ trong cấu trúc vốn với những biến động dòng tiền của cơng ty. Ngồi những kết luận, chương 4 của bài nghiên cứu đã đưa ra những đề xuất, gợi ý đối với cấu trúc vốn và biến động dòng tiền cho các cơng ty phi tài chính tại Việt Nam, theo đó, có đề xuất, gợi ý bao gồm: (1) Tích cực nghiên cứu và ứng dụng phân tích định lượng để đưa ra quyết định cấu truc vốn, (2) Chú trọng hơn đối với dòng tiền từ hoạt động kinh doanh, (3) Gia tăng hiệu quả hoạt động đầu tư góp phần đảm bảo hiệu quả sử dụng nợ.
CHƯƠNG 5 KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý
Kết quả nghiên cứu thực nghiệm ở chương 3 đã cung cấp thơng tin hữu ích cho các nội dung của chương 4, là cơ sở đưa ra những kết luận về mối tương quan giữa biến động dịng tiền và cấu trúc vốn của các cơng ty tại Việt Nam, từ đó luận án đưa ra các gợi ý, định hướng cho các công ty trong việc ra quyết định cấu trúc vốn vừa hướng đến đảm bảo mục tiêu lợi nhuận, vừa nhận diện và kiểm sốt tốt biến động dịng tiền. Ngoài ra, nội dung cuối cùng của chương này đề cập những khía cạnh liên quan đến mối tương quan giữa biến động dòng tiền và cấu trúc vốn của các doanh nghiệp phi
tài chính tại Việt Nam mà luận án chưa giải quyết, là cơ sở định hướng cho các nghiên cứu khác trong tương lai.
5.1 Kết luận:
Thứ nhất, chúng tôi kết luận rằng biến động dòng tiền cao hơn dẫn đến mức đòn bẩy
thấp hơn. Do đó, mặc dù có biến động dịng tiền cao, các cơng ty này có thể khơng gặp nhiều khó khăn trong việc thu được các khoản nợ. Các công ty gặp phải biến động dịng tiền cao có thể giảm chi phí khi gặp khó khan về tài chính hoặc phá sản bằng cách thu hẹp mức đòn bẩy hoặc sử dụng các khoản nợ đáo hạn ngắn hơn.
Thứ hai, đề xuất một số gợi ý chính sách cho các nhà quản trị xem xét lại cơng tác
quản trị tài chính nhằm lựa chọn một cấu trúc vốn phù hợp với tình hình thực tế của các công ty tại Việt Nam. Chúng tơi kết luận rằng biến động dịng tiền là một yếu tố quan trọng cần được các nhà quản lý tài chính xem xét trong q trình ra quyết định vì nó ảnh hưởng đến cấu trúc vốn tối ưu của công ty. Kết quả của nghiên cứu này ngụ ý rằng các ngân hàng và các tổ chức tài chính khác có thể giảm rủi ro cho các khoản nợ xấu bằng cách giới hạn tài chính của họ hoặc bằng cách tăng chi phí nợ cho các cơng ty có biến động dịng tiền cao. Mối liên hệ nghịch đảo của biến động dòng tiền
với đòn bẩy là hợp lệ đối với các cơng ty có quy mơ vửa và nhỏ tại Việt Nam. Tuy nhiên, cơ hội cho các cơng ty gặp khó khăn tài chính là khá thấp và do đó họ ít mong đợi đối mặt với phá sản. Do đó, mặc dù có biến động dịng tiền cao, các cơng ty này có thể gặp nhiều khó khăn trong việc thu các khoản nợ. Ngồi ra, các cơng ty này có thể nhận được các khoản nợ cực lớn do có mối liên hệ mật thiết với các ngân hàng Vì vậy, chúng tơi thấy rằng do hạn chế tài chính ít hơn, mức độ tài chính của các cơng ty ít nhạy cảm hơn với biến động dòng tiền.
Khi xem xét tác động sự thay đổi của biến động dịng tiền có tác động đáng kể đến sự thay đổi của cấu trúc vốn của các doanh nghiệp, bài nghiên cứu phát hiện thấy rằng các công ty ở kỳ trước sử dụng ít nợ thì sẽ làm giảm sự thay đổi
Cuối cùng, kết quả của bài nghiên cứu cũng có thể hữu ích cho các nhà đầu tư
vì họ có thể phân tích mức độ rủi ro của công ty bằng cách kiểm tra sự biến động của dòng tiền trước khi đưa ra bất kỳ quyết định đầu tư nào.
5.2. Hạn chế đề tài và hướng nghiên cứu tiếp theo: 5.2.1 Hạn chế đề tài: 5.2.1 Hạn chế đề tài:
Mặc dù có nhiều sự cố gắng khi thực hiện đề tài, nhưng đề tài vẫn tồn tại một số hạn chế đề tài nhất định. Cụ thể như sau:
Đầu tiên, dữ liệu nghiên cứu của bài bài nghiên cứu bao gồm 335 công ty phi tài chính được niêm yết trên hai sở giao dịch chứng khoán. Mặc dù số liệu này vẫn có thể đại diện cho các cơng ty đang hoạt động nhưng vẫn chưa đủ lớn để có thể đại diện cho tất cả doanh nghiệp đang hoạt động tại Việt Nam. Cho nên có thể kết quả nghiên cứu mà bài nghiên cứu tìm được ở chương 04 chỉ phù hợp với các cơng ty có trong mẫu nghiên cứu.
Tiếp theo, do biến động dòng tiền trong hoạt động kinh doanh và quyết định cấu trúc vốn luôn là vấn đề phức tạp đối với các nhà quản trị tài chính bởi vì nó chịu sự chi phối bởi nhiều yếu tố khác nhau, tùy theo điều kiện hoạt động của từng cơng ty. Khi có sự tham gia của nợ thì cơ cấu vốn lại càng trở nên quan trọng và phức tạp nhiều hơn vì có sự gia tăng rủi ro, đó là biến động dịng tiền; điều này địi hỏi nhà quản trị tài chính cần đánh giá được những điểm mạnh và điểm yếu trong cấu trúc vốn hiện tại, nhận diện và kiểm sốt đầy đủ từng biểu hiện của biến động dịng tiền.
5.2.2 Hướng nghiên cứu tiếp theo:
Từ các hạn chế mà bài nghiên cứu đang gặp phải, bài nghiên cứu đề xuất một số hướng nghiên cứu tiếp theo. Các nghiên cứu sau này có thể xem xét đưa thêm các yếu tố có ảnh hưởng đến dịng tiền hoạt động kinh doanh cũng như sự thay đổi trong cấu trúc vốn vào mơ hình nghiên cứu để từ đó có thể đánh giá tồn diện tác động của các yếu tố đến dòng tiền hoạt động kinh doanh cũng như sự thay đổi trong cấu trúc vốn. Đồng thời, các nghiên cứu sau này có thể cân nhắc đến việc mở rộng mẫu nghiên
cứu bằng cách gia tăng số lượng công ty niêm yết cũng như phi niêm yết để có thể đại diện cho tồn bộ các doanh nghiệp đang hoạt động tại Việt Nam