CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ HỒI QUY
4.2 HỆ SỐ TƯƠNG QUAN
Bảng 4.5: Hệ số tương quan DebMat urity AssetM aturity
Size Growth Turnove
r
Bond Tax Volati
lityxL everag e Current ratioxL everage DebMat urity 1.0000 AssetM aturity 0.0704* 1.0000 Size 0.0511* 0.0230 1.0000 Growth - 0.0418* - 0.0367* 0.0084 1.0000 Turnove r - 0.3552* -0.0221 -0.0105 -0.0252 1.0000 Bond 0.1284* -0.0255 - 0.0400 * -0.0280 - 0.1382* 1.0000 Tax 0.0196 0.0104 0.0176 -0.0172 0.0272 -0.0128 1.0000 Volatilit yxLever age - 0.1861* -0.0296 0.0333 - 0.0504* 0.1216* - 0.0602 * 0.0712 * 1.000 0 Currentr atioxLe verage 0.3988* - 0.0715* 0.0391 * - 0.0364* - 0.1067* 0.1230 * 0.0750 * - 0.147 9* 1.0000
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 13.0
Bảng 4.5. thể hiện hệ số tương quan giữa các biến trong mơ hình. Hệ số tương quan cho người đọc cái nhìn sơ lược về chiều quan hệ giữa các biến độc lập và phụ thuộc. Kết quả cho thấy biến AssetMaturity vả Size có hệ số dương (lần lượt bằng 0.0704 và 0.0511) và có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, điều này biểu hiện mối tương quan dương giữa Kỳ hạn tài sản và Quy mô doanh nghiệp với Kỳ hạn nợ của cơng ty. Cơng ty có kỳ hạn tài sản càng dài và quy mơ càng lớn thì có xu hướng lựa chọn tài trợ nợ dài hạn nhiều hơn. Bên cạnh đó, hệ số biến Turnover và VolatilityxLeverage đều có giá trị âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 10% (lần lượt bằng -0.3552 và -0.1861). Kết quả bước đầu ủng hộ giả thuyết nghiên cứu khi cho rằng chất lượng tín dụng đại diện bởi Doanh thu và Biến động
thu nhập có mối tương quan âm với lựa chọn thời gian đáo hạn nợ của doanh nghiệp. Cuối cùng, hệ số CurrentratioxLeverage = 0.3988 (có ý nghĩa mức 10%) cho thấy tương quan ban đầu, doanh nghiệp có tính thanh khoản cao thương lựa chọn nợ dài hạn trong cơ cấu nợ của mình.
Nhằm đảm bảo mơ hình nghiên cứu khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, bài nghiên cứu sẽ ước lượng hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Fator) cho từng biến độc lập của mơ hình.
Bảng 4.6: Hệ số VIF và 1/VIF của từng biến độc lập
Biến VIF 1/VIF
AssetMaturity 1.41 0.709145 Size 1.33 0.751799 Growth 1.18 0.846654 Turnover 1.13 0.888680 Bond 1.02 0.977441 Tax 1.18 0.846654 Giá trị trung bình 1.21
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 13.0)
Kết quả phân tích hệ số phóng đại phương sai (VIF) của từng biến độc lập cho thấy, hệ số phóng đại phương sai của mức độ địn bẩy tài chính là cao nhất, với giá trị là 1.41, giá trị này nhỏ hơn 5. Kinh nghiệm từ các nghiên cứu cho thấy giá trị VIF nhỏ hơn 5 thì khả năng mơ hình xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến thấp.
Từ việc phân tích tương quan và hệ số phóng đại phương sai (VIF), tác giả thấy rằng mơ hình nghiên cứu khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Do đó, tác giả sẽ giữ ngun mơ hình nghiên cứu cho bài nghiên cứu của mình.
Tuy nhiên, kết quả phân tích từ ma trận tương quan mới chỉ cho thấy mức độ kết hợp tuyến tính giữa các yếu tố và kỳ hạn nợ của công ty, chưa thể cho thấy rõ mối tương quan giữa các biến này. Vì vậy, bài nghiên cứu sẽ dựa vào kết quả thực nghiệm từ phân tích
4.3. Kết quả hồi quy
Bảng 4.7: Kết quả hồi quy toàn mẫu và các mẫu con phân loại theo Quy mô
(1) (2) (3)
BIẾN Full Large Size Small Size
AssetMaturityit-1 0.00143*** 0.00140** 0.00164*** (0.000358) (0.000629) (0.000411) Sizeit-1 0.000635 0.0352*** 0.0984*** (0.000591) (0.00487) (0.00915) Growthit-1 -0.000929 -0.00343 -0.000524 (0.00131) (0.00229) (0.00150) Turnoverit-1 -0.0795*** -0.0830*** -0.0653*** (0.00494) (0.00926) (0.00569) Bondit-1 0.840*** 0.537* 0.661** (0.168) (0.292) (0.195) Taxit-1 -0.0140 -0.124*** -0.0229 (0.0207) (0.0327) (0.0253) (VolatilityxLeverage)it-1 -0.0236*** -0.0318*** 0.00691 (0.00373) (0.00683) (0.00476) (CurrentratioxLeverage)it-1 0.197*** 0.216*** 0.179*** (0.0101) (0.0165) (0.0119) Constant 0.0466*** -0.903*** -1.067*** (0.0172) (0.132) (0.107) Observations 2,394 698 1,696
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 13.0) Biến phụ thuộc là DebMaturityit được đo bằng Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng nợ. Các biến độc lập bao gồm: AssetMaturityit đo bằng Tài sản cố định hữu hình/Khấu hao; Sizeit đo bằng Ln(Tổng tài sản); Growthit đo bằng Tốc độ tăng trưởng doanh thu/Tốc độ tăng trưởng tổng tài sản; Turnoverit đo bằng Tổng doanh thu/Tổng tài sản; Bondit đo bằng Giá trị trái phiếu/Tổng tài sản; Taxit đo bằng Thuế/Lợi nhuận trước thuế và lãi vay. Cột 2 và 3 lần lượt thể hiện kết quả hồi quy của nhóm các cơng ty hạn chế tài chính và nhóm cơng ty ít bị hạn chế tài chính được phân loại theo Quy mơ, với cơng ty có Size>Median được xếp vào nhóm cơng ty ít bị hạn chế tài chính. (*), (**), (***) ám chỉ hệ số có ý nghĩa tại các độ tin cậy lần lượt là 90%, 95% và 99%.
Trong phần này tác giả tiến hành hồi quy mơ hình cho từng mẫu con được phân theo tiêu chí trên.
Bảng 4.7 thể hiện kết quả hệ số hồi quy của các biến độc lập và biến kiểm soát đối với biến phụ thuộc là DebMaturity – đại diện cho Kỳ hạn nợ. Kết quả được trình bày trong bảng bao gồm 3 cột. Cột (1) thể hiện kết quả hồi quy của toàn mẫu, cột (2) cho thấy kết quả hồi quy của nhóm các cơng ty ít bị hạn chế tài chính và cột (3) cho thấy kết quả của nhóm cơng ty bị hạn chế tài chính. Hầu như các hệ số hồi quy của các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và chiều tác động đúng như kỳ vọng của tác giả.
Đầu tiên, đối với kết quả trong cột (1), tác giả tìm thấy mối tương quan âm giữa kỳ hạn nợ và chất lượng tín dụng doanh nghiệp được đo bằng Doanh thu (Hệ số biến Turnoveri,t-
1=-0.0795, có ý nghĩa thống kê mức 1%). Mối mối tương quan âm này có thể được giải
thích là do các cơng ty muốn giảm gánh nặng phải thanh tốn các khoản lãi suất dài hạn. Bên cạnh đó, hệ số hồi quy của biến (VolatilityxLeverage)it-1 âm (-0.0236) và có ý nghĩa thống kê mức 1%, điều này khẳng định rằng khi bất cân xứng thông tin xảy ra, những doanh nghiệp có chất lượng tín dụng tốt sẽ tranh thủ phát hành nợ ngắn hạn. Trong thị trường tài chính kém phát triển, bất cân xứng thơng tin cao và ngân hàng hầu như độc quyền về việc tài trợ vốn cho các doanh nghiệp như Việt Nam, doanh thu và lợi nhuận giữ lại được chỉ định bởi các ngân hàng sẽ được sử dụng như là một tín hiệu quan trọng đánh giá chất lượng tín dụng hay khả năng trả nợ của khách hàng vay, từ đó đưa ra các gói vay nợ có thời gian và lãi suất hợp lý.
Ngoài ra, kết quả hồi quy cho thấy hệ số biến CurrentratioxLeverage = 0.197 và có ý nghĩa ở mức 1%. Biến này đại diện cho tính thanh khoản của doanh nghiệp. Hệ số dương cho thấy mối tương quan dương giữa tính thanh khoản của doanh nghiệp và kỳ hạn nợ, tức là những doanh nghiệp có tính thanh khoản cao thường kéo dài thời gian đáo hạn các khoản nợ của mình. Kết quả này phù hợp với lập luận rằng thời gian đáo hạn nợ kéo dài giúp làm giảm rủi ro thanh khoản, từ đó có thể giảm chi phí phá sản dự kiến (Johnson,
Ngoài ra, biến Bondi,t có giá trị dương (0.840) và có ý nghĩa thống kê mức 1% đã đáp ứng kỳ vọng của giả thuyết, rằng việc tiếp cận với thị trường trái phiếu là một yếu tố quyết định quan trọng và có tương quan dương với cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty. Kết luận này ủng hộ quan điểm của Schmukler và Vesperoni (2006). Khi nền kinh tế tự do hóa tài chính, các cơng ty có khả năng tiếp cận thị trường trái phiếu và nguồn vốn từ thị trường tài chính quốc tế sẽ gia tăng vay nợ dài hạn và có cấu trúc kỳ hạn nợ dài hơn do họ có khả năng huy động nguồn vốn lớn với chi phí sử dụng vốn thấp.
Cuối cùng, hệ số hồi quy AssetMaturityi,t = 0.00143 cho thấy tính đáo hạn của tài sản tương quan dương với kỳ hạn nợ. Kết quả này ủng hộ kết luận của Michael J. Barclay và Clifford W. Smith (1995) và Stohs và Mauer (1996) khi cho rằng, các công ty đều cố gắng sắp xếp phù hợp kỳ đến hạn của các tài sản và các khoản nợ để tránh kiệt quệ tài chính. Nếu nợ có kỳ hạn ngắn hơn so với thời gian đáo hạn của tài sản, các cơng ty có thể khơng có đủ khả năng trả nợ vay khi đến hạn. Nếu nợ có kỳ hạn dài hơn so với thời gian đáo hạn của tài sản, nguồn thu từ tài sản sẽ chấm dứt trong khi các khoản nợ vẫn còn trong hạn.
Tiếp theo, tác giả tiến hành kiểm trả sự khác biệt trong tác động của các yếu tố trên đến kỳ hạn nợ giữa nhóm cơng ty bị hạn chế tài chính và cơng ty ít bị hạn chế tài chính. Đầu tiên tác giả phân nhóm cơng ty dựa trên tiêu chí Quy mơ cơng ty. Kết quả hồi quy được thể hiện trong cột (2) và (3).
Kết quả hồi quy cho thấy các cơng ty có quy mơ nhỏ, bị hạn chế về tài chính rất nhạy cảm với những yếu tố quyết định lựa chọn kỳ hạn nợ của doanh nghiệp. Cụ thể, quy mô tổng tài sản và mức độ tiếp cận nguồn tài trợ dài hạn (trái phiếu) của các cơng ty có quy mơ nhỏ nhạy cảm hơn với kỳ hạn nợ so với các cơng ty có quy mơ lớn. Điều này thể hiện qua hệ số Sizei,t-1 của nhóm cơng ty bị hạn chế tài chính là 0.0984 lớn hơn nhóm cơng ty ít bị hạn chế tài chính (0.0352); Hệ số Bond của nhóm cơng ty bị hạn chế tài chính là 0.661 lớn hơn so với nhóm cơng ty ít bị hạn chế tài chính (0.537). Điều này ngụ ý rằng, các cơng ty có quy mơ nhỏ phải dựa vào nguồn tài trợ nội bộ hoặc vốn chủ sở hữu nhiều hơn do doanh nghiệp gánh chịu thông tin bất cân xứng cao hơn.
Ngồi ra, đối với chất lượng tín dụng doanh nghiệp được đo bằng Doanh thu, tác giả tìm thấy hệ số hồi quy âm ở cả hai nhóm cơng ty ít bị hạn chế tài chính và nhóm cơng ty bị hạn chế tài chính, lần lượt là -0.0830 và -0.0653 (có ý nghĩa thống kê mức 1%). Kết quả này tương tự kết quả tìm được ở mẫu tổng thể, điều này cho thấy quy mô của doanh nghiệp không ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa chất lượng tín dụng và kỳ hạn nợ. Các doanh nghiệp quy mơ lớn và quy mơ nhỏ có chất lượng tín dụng tốt thường ưa thích thời gian đáo hạn ngắn hơn. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Diamond (1991b) cho rằng các cơng ty có xếp hạng tín dụng cao nhất thích phát hành nợ ngắn hạn vì rủi ro tái cấp vốn nhỏ.
Kết quả tiếp theo cho thấy một đặc điểm chung của các thị trường kém phát triển và khẳng định kỳ vọng của tác giả về ảnh hưởng của thu nhập giữ lại đến kỳ hạn nợ của doanh nghiệp. Nếu độ biến động lợi nhuận giữ lại có chiều hướng tăng, có nghĩa là khả năng thanh khoản của công ty đang tốt lên và ngược lại. Và cơng ty có độ biến động lợi nhuận càng cao, càng có kỳ hạn sử dụng nợ thấp. Kết quả hồi quy tìm thấy hệ số của biến VolatilityxLeverage =-0.0318 (có ý nghĩa ở mức 1%) ở nhóm các cơng ty có quy mơ lớn và khơng tìm thấy mối quan hệ giữa biến động lợi nhuận với kỳ hạn nợ ở các cơng ty có quy mơ nhỏ, điều này cho thấy ở các công ty không bị hạn chế tài chính thường dễ tiếp cận với thị trường tài chính hơn do đó rủi ro tín dụng thấp hơn nên thường cố gắng kéo dài thời hạn thanh toán các khoản nợ của mình (Flannery (1986) và Harris và Raviv (1991)). Bên cạnh đó, khi bất cân xứng thông tin xảy ra những doanh nghiệp có chất lượng tín dụng tốt sẽ tranh thủ phát hành nợ ngắn hạn. Trong thị trường tài chính kém phát triển, bất cân xứng thông tin cao và ngân hàng hầu như độc quyền về việc tài trợ vốn cho các doanh nghiệp như Việt Nam, doanh thu và lợi nhuận giữ lại được chỉ định bởi các ngân hàng sẽ được sử dụng như là một tín hiệu quan trọng đánh giá chất lượng tín dụng hay khả năng trả nợ của khách hàng vay, từ đó đưa ra các gói vay nợ có thời gian và lãi suất hợp lý.
quy tìm thấy mối tương quan âm giữa số thuế phải nộp và thời gian đáo hạn nợ của cơng ty ít bị hạn chế tài chính với hệ số biến TAXi,t là -0.124. Điều này có nghĩa, những doanh nghiệp đóng thuế nhiều thường thích lựa chọn nợ ngắn hạn trong cấu trúc nợ hơn, và với các doanh nghiệp có quy mơ lớn thì mối quan hệ này nhạy cảm hơn các doanh nghiệp có quy mơ nhỏ. Kết quả này ủng hộ nghiên cứu của Newberry và Novack (1999), họ chứng minh được rằng một công ty làm tăng giá trị của mình bằng cách phát hành nợ dài hạn nhằm đảm bảo tấm chắn thuế sẽ được thực hiện trong một thời gian dài giúp cơng ty nộp thuế ít hơn.
Bảng 4.8: Kết quả hồi quy các mẫu con phân loại theo Tính thanh khoản và Khả năng tiếp cận thị trường trái phiếu
(1) (2) (3) (4)
BIẾN High Liquidity Low Liquidity Access No Access AssetMaturityit-1 -6.29e-05 0.00241*** 0.00147*** 0.000221 (0.000450) (0.000476) (0.000370) (0.00147) Sizeit-1 0.00116 -0.000563 0.000323 0.00486* (0.000734) (0.000791) (0.000607) (0.00275) Growthit-1 0.00152 -0.00253 -0.000759 -0.00811 (0.00157) (0.00182) (0.00132) (0.00813) Turnoverit-1 -0.0780*** -0.0483*** -0.0797*** -0.0780*** (0.00660) (0.00652) (0.00503) (0.0268) Bondit-1 0.922*** 0.553* 0.599** (0.170) (0.329) (0.258) Taxit-1 -0.0298 0.0276 -0.0184 0.146 (0.0237) (0.0312) (0.0210) (0.128) (VolatilityxLeverage)it-1 0.00116 -0.0796*** -0.0221*** -0.0418*** (0.00439) (0.00554) (0.00386) (0.0145) (CurrentratioxLeverage)it-1 0.292*** -0.343*** 0.195*** 0.239*** (0.0116) (0.0355) (0.0104) (0.0489) Constant -0.0225 0.299*** 0.0557*** -0.0595 (0.0242) (0.0271) (0.0178) (0.0638) Observations 1,211 1,183 2,233 161
Biến phụ thuộc là DebMaturityit được đo bằng Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng nợ. Các biến độc lập bao gồm: AssetMaturityit đo bằng Tài sản cố định hữu hình/Khấu hao; Sizeit đo bằng Ln(Tổng tài sản); Growthit đo bằng Tốc độ tăng trưởng doanh thu/Tốc độ tăng trưởng tổng tài sản; Turnoverit đo bằng Tổng doanh thu/Tổng tài sản; Bondit đo bằng Giá trị trái phiếu/Tổng tài sản; Taxit đo bằng Thuế/Lợi nhuận trước thuế và lãi vay. Cột 1 (3) và 2(4) lần lượt thể hiện kết quả hồi quy của nhóm các cơng ty hạn chế tài chính và nhóm cơng ty ít bị hạn chế tài chính được phân loại theo Tính thanh khoản (Khả năng tiếp cận thị trường trái phiếu, với cơng ty có CurrentRatioxLeverage>Median (Access = 1) được xếp vào nhóm cơng ty ít bị hạn chế tài chính.(*), (**), (***) ám chỉ hệ số có ý nghĩa tại các độ tin cậy lần lượt là 90%, 95% và 99%.
Kết quả hồi quy trong bảng 4.8 một lần nữa ủng hộ lý thuyết thông tin bất cân xứng liên quan đến chất lượng tín dụng của người đi vay. Nhóm các cơng ty bị hạn chế tài chính (Nhóm các cơng ty có tính thanh khoản thấp), tác giả tìm thấy hệ số hồi quy âm ở cả hai biến Turnover và VolatilityxLeverage (lần lượt bằng -0.0483 và -0.0796, đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%). Điều này cho thấy các cơng ty có tính thanh khoản thấp thường có rủi ro tín dụng cao hơn, do đó, họ chuộng sử dụng nợ dài hạn hơn để giảm áp lực thanh toán các khoản lãi vay từ nợ đến hạn. Phù hợp với kết quả của Flannery (1986) xuất phát từ trạng thái cân bằng tách biệt với chi phí giao dịch dương, trong đó người vay có rủi ro cao khơng thể bù đắp chi phí nợ ngắn hạn và thích nợ dài hạn, trong khi người vay có rủi ro thấp hơn thích sử dụng nợ ngắn hạn trong cơ cấu nợ hơn. Stohs & Mauer (1996) cũng tìm thấy mối tương quan âm giữa thời gian đáo hạn của nợ với biến động trong thu nhập của doanh nghiệp (biến đại diện cho chất lượng tín dụng). Trong trường hợp thị trường mới nổi, thuyết tín hiệu được cho là đặc biệt quan trọng đối với các cơng ty bị hạn chế tài chính khi họ cần tìm kiếm nguồn tín dụng thị trường thích hợp.
Cuối cùng, để hiểu rõ vai trị của việc bị hạn chế tài chính trong sự lựa chọn kỳ hạn nợ, tác giả xem xét những doanh nghiệp được đánh giá bởi thị trường tài chính. Khi doanh nghiệp không tiếp cận được vào thị trường vốn dài hạn tức là không phát hành trái phiếu