Mơ hình Giá trị chi bình phương P - value
LEV 992.79 0.0000
LTD 859.01 0.0000
STD 819.97 0.0000
Bảng 4.6 trình bày các kết quả kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi. Kết quả
cho thấy các giá trị P-value của các kiểm định phương sai thay đổi ở các mơ hình
đều nhỏ hơn mức 0.01, điều này cho thấy các kiểm định đều bác bỏ giả thuyết Ho ở
mức ý nghĩa 1% mà giả thuyết Ho là khơng cĩ phương sai thay đổi hay nĩi cách
khác là các mơ hình hồi quy trong bài nghiên cứu cĩ hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình tác động ảnh hưởng ngẫu nhiên REM.
4.5.3 Kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình OLS
Tác giả tiến hành thực hiện lệnh hettest để kiểm định phương sai thay đổi cho các mơ hình trong bài nghiên cứu theo phương pháp kiểm định Breusch-Pagan cho hiện
tuợng phương sai thay dổi, sau khi hồi quy OLS bằng lệnh reg với giả thuyết như
sau:
• Giả thuyết H0: Mơ hình khơng cĩ hiện tượng phương sai thay đổi
Bảng 4.7: Kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình OLS
Mơ hình Giá trị chi bình phương P - value
LEV 122.85 0.0000
LTD 11.96 0.0005
STD 29.27 0.0000
Bảng 4.7 trình bày các kết quả kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi. Kết quả
cho thấy các giá trị P-value của các kiểm định phương sai thay đổi ở các mơ hình
đều nhỏ hơn mức 0.01, điều này cho thấy các kiểm định đều bác bỏ giả thuyết Ho ở
mức ý nghĩa 1% mà giả thuyết Ho là khơng cĩ phương sai thay đổi hay nĩi cách
khác là các mơ hình hồi quy trong bài nghiên cứu cĩ hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình hồi quy tuyến tính giản đơn.
Từ các kết quả nghiên cứu trên cho thấy các phương pháp ước lượng Hồi quy tuyến tính giản đơn (OLS), mơ hình tác động ảnh hưởng cố định (FEM), mơ hình tác động
ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) đều gặp phải hiện tượng phương sai thay đổi. Do đĩ
tác giả tiến hành hồi quy bằng phương pháp DGMM để khắc phục nhược điểm của
các mơ hình trên.
4.6 Kết quả hồi quy bằng phương pháp DGMM
Ngồi khả năng khắc phục các nhược điểm của các mơ hình OLS, FEM, REM, hiện
tuợng phương sai thay đổi một điểm mạnh của phương pháp uớc luợng DGMM là
giải quyết đuợc hiện tuợng nội sinh trong mơ hình. Vấn đề biến nội sinh cĩ nghĩa là
các biến giải thích ở trong tình trạng khơng hồn tồn độc lập với biến được giải
thích và phát sinh mối ảnh huởng hai chiều giữa các biến này, dẫn đến các phương
pháp uớc luợng FEM và REM khơng cịn hiệu quả. Các biến độc lập cĩ quan hệ hai chiều với biến phụ thuộc đuợc gọi là biến nội sinh, các biến cịn lại gọi là biến cơng
chính là khả năng sinh lời, mà cụ thể trong nghiên cứu này là nhân tố ROA. Tiếp theo là nhân tố tốc độ tăng truởng mà trong bài nghiên cứu này được đại diện bằng
nhân tố GROW. Thực tế cho thấy, một quyết định gia tăng vay nợ hoặc tăng vốn
chủ sở hữu nhằm tăng năng lực sản xuất thì hồn tồn cĩ thể ảnh huởng dến việc tăng truởng doanh thu của doanh nghiệp. Do dĩ, nhân tố này là một biến nội sinh của mơ hình. Và lập luận tương tự cho các biến nội sinh khác như khả năng thanh khoản LIQ, thuế thu nhập doanh nghiệp hiệu lực TAX và tấm chắn thuế NDTS, quy mơ cơng ty SIZE.
Với các lập luận trên, tác giả tiến hành thựchiện lệnh xtabond2 cho các biến nội sinh kèm lựa chọn twostep. Kết quả như sau:
Bảng 4.8: Phân tích hồi quy DGMM cho LEV, STD, LTD DGMM DGMM LEV STD LTD L. 0.0527*** 0.142*** 0.1719*** 0.0024 0.0214 0.0085 FA -0.0426*** -0.2705*** 0.064*** 0.0111 0.0566 0.0145 GROW -0.0076*** -0.0173*** -0.0275*** 0.0023 0.0089 0.0051 LIQ -0.0224*** -0.0283*** -0.0034*** 0.0005 0.0018 0.0006 ROA -0.1874*** -0.0935*** -0.0796*** 0.0058 0.0393 0.0239 SIZE 0.1211*** 0.2125*** 0.0293*** 0.0056 0.0347 0.0109 STATE 0.0053*** 0.0112 0.0467*** 0.0029 0.0141 0.01 TAX 0.0002*** 0.0038*** 0.0001*** 0.00001 0.0012 0.00003 UNI 0.1284*** 0.2082*** -0.2052*** 0.012 0.0754 0.0321 VOL 0.000002*** 0.0000005 -0.000008* 0.0000006 0.000005 0.000004 NDTS -0.123*** -0.2932 -0.5336*** 0.0274 0.231 0.0916 AR (2) test (p-value) 0.835 0.793 0.840
Hansen test (p-value) 0.465 0.140 0.256
Số quan sát 680 680 680
Từ mơ hình hồi quy các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn (1), (2), (3).
Kết quả kiểm định tương quan chuỗi bậc hai- kiểm định AR(2) (Arellano và Bond) cho LEV là 0.835, STD là 0.793 và LTD là 0.840 đều lớn hơn 0.1. Do đĩ, ta chấp nhận giả thuyết H0: khơng tồn tại mối tương quan chuỗi bậc 2. Cho thấy rằng mơ hình trong bài nghiên cứu của tác giả là khơng tồn tại mối tương quan chuỗi bậc 2. Kết quả kiểm định tính hiệu lực của mơ hình - kiểm định Hansen cho kết quả LEV là 0.465, STD là 0.140 và LTD là 0.256 cũng đều lớn hơn 0.1. Do đĩ, ta chấp nhận giả thuyết Ho: Biến cơng cụ khơng tương quan với phần dư (hay biến cơng cụ là cĩ
giá trị). Kết luận rằng mơ hình nghiên cứu mà tác giả đề xuất cho bài nghiên cứu
này là cĩ hiệu lực.
Từ các kết quả trên cho thấy mơ hình của tác giả là cĩ hiệu lực và tất cả các kết quả
trong GMM hầu hết đều cĩ ý nghĩa. Bằng các kết quả này, mơ hình đánh giá tác
động của các nhân tố đến cấu trúc vốn của các cơng ty cổ phần sản xuất niêm yết
trên thị trường chứng khốn Việt Nam bằng mơ hình hồi quy DGMM bao gồm 10
nhân tố: tài sản cố định hữu hình (FA), cơ hội tăng trưởng (GROW), tính thanh
khoản (LIQ), khả năng sinh lợi (ROA), quy mơ cơng ty (SIZE), sở hữu nhà nước
(STATE), thuế thu nhập doanh nghiệp (TAX), đặc điểm sản phẩm (UNI), rủi ro
kinh doanh (VOL), tấm chắn thuế phi nợ (NDTS).
Kết quả hồi quy trên cho ta thấy mơ hình tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản (LEV) cĩ 10 nhân tố cĩ ý nghĩa thống kê trong mơ hình bao gồm FA, GROW, LIQ, ROA, SIZE, STATE, TAX, UNI, VOL, NDTS. Với mơ hình tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (STD) chỉ cĩ 7 nhân tố tác động đến địn bẩy tài chính bao gồm FA, GROW, LIQ, ROA, SIZE, TAX, UNI cĩ ý nghĩa thống kê, biến STATE, VOL, NDTS khơng cĩ ý nghĩa thống kê. Và mơ hình tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (LTD) cĩ đủ 10 nhân
tố tác động đến địn bẩy tài chính được liệt kê như sau: FA, GROW, LIQ, ROA,
Yếu tố trễ một kỳ (L.) kết quả cho thấy địn bẩy tài chính của doanh nghiệp chịu
tác động của chính nĩ ở kỳ trước. Tức cĩ nghĩa địn bẩy tài chính của năm nay chịu
ảnh hưởng của địn bẩy tài chính ở năm trước. L.LEV, L.STD, L.LTD cĩ tương
quan tích cực đến tỷ lệ tổng nợ (LEV), tỷ lệ nợ ngắn hạn (STD), tỷ lệ nợ dài hạn
(LTD) của doanh nghiệp ở mức ý nghĩa 99%.
Tài sản cố định hữu hình (FA) Nhân tố tài sản cố định hữu hình cĩ mối tương
quan nghịch với tỷ lệ nợ ngắn hạn (STD) và tỷ lệ tổng nợ (LEV) trên tổng tài sản,
kết quả này phù hợp với nghiên cứu thực nghiệm của Booth và cộng sự (2001),
Huang và Song (2002). Theo Huang và Song (2002) chỉ ra rằng "Trái với dự đốn
lý thuyết, tài sản hữu hình cĩ tương quan nghịch với LTD. Lý do cho điều này, rất
cĩ thể là một phần nợ trong tổng nợ khơng cần tài sản đảm bảo." Theo bảng 4.2,
bảng tĩm tắt thống kê mơ tả ta thấy trong cấu trúc nợ ở Việt Nam thì nợ ngắn hạn
được các doanh nghiệp ưa thích sử dụng hơn, do đĩ nợ ngắn hạn chiếm tỷ trọng cao
hơn 87% trong tổng nợ ở Việt Nam, mà thường thì nợ ngắn hạn sẽ khơng cần đến tài sản đảm bảo so với nợ dài hạn. Nghiên cứu của tác giả cũng cho thấy rằng tài sản hữu hình sẽ tác động tích cực đến nợ dài hạn (LTD). ðiều này cũng hồn tồn phù hợp so với nguyên tắc thận trọng trong kinh doanh là sử dụng nợ dài hạn để đầu tư cho tài sản dài hạn, nguồn vốn ngắn hạn để tài trợ cho tài sản ngắn hạn. Nghiên
cứu của tác giả cũng đồng nhất với nghiên cứu thực nghiệm của Nguyễn Thị
Thanh Nga (2010) cho rằng tài sản hữu hình tương quan âm (-) với nợ ngắn hạn và
tuong quan dương (+) với nợ dài hạn. Theo kết quả nghiên cứu của tác giả cho rằng khi gia tăng 1% giá trị trong tài sản hữu hình cố định sẽ làm giảm 4.26% trong tỷ lệ tổng nợ (LEV) và 27.05% trong tỷ lệ nợ ngắn hạn (STD) nhưng lại làm tăng 6.4% trong tỷ lệ nợ dài hạn (LTD) với mức ý nghĩa 99%.
Cơ hội tăng trưởng (GROW) cĩ tương quan nghịch chiều đối với tỷ lệ tổng nợ
(LEV), tỷ lệ nợ ngắn hạn (STD) và tỷ lệ nợ dài hạn (LTD) theo như kỳ vọng của tác giả. Nhân tố GROW chỉ ra rằng khi cơ hội tăng trưởng tăng 1% thì tỷ lệ tổng nợ giảm 0.76%, tỷ lệ nợ ngắn hạn giảm 1.73% và tỷ lệ nợ dài hạn giảm 2.75% ở mức ý
nghĩa 99%. ðiều này được giải thích bởi kỳ vọng tăng trưởng của thị trường đối với cổ phiếu này cao dẫn đến tỷ số MB cao. Mà thơng thường thì những cổ phiếu được
kỳ vọng tăng trưởng cao là những cổ phiếu của các cơng ty đang trong giai đoạn
tăng trưởng cĩ tỷ suất sinh lợi khá cao đồng nghĩa với một rủi ro kinh doanh khá lớn. Những doanh nghiệp này thường cĩ nguy cơ phá sản cao hơn so với những
doanh nghiệp cịn lại. Do đĩ, theo lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn thì các doanh
nghiệp này sẽ hạn chế việc vay nợ để giảm thiểu rủi ro vỡ nợ của cơng ty khi quyết
định cấu trúc vốn tối ưu của doanh nghiệp. Mặt khác, một doanh nghiệp cĩ tốc độ
tăng trưởng cao cĩ thể xảy ra mâu thuẫn xung đột giữa chủ sở hữu và chủ nợ khi cổ
đơng khơng muốn chỉa sẽ lợi ích cho các chủ nợ thì họ sẽ giảm thiểu vay nợ. ðiều
này cũng dẫn đến một mối tương quan nghịch chiều giữa tốc độ tăng trưởng và tỷ lệ nợ vay của doanh nghiệp. Kết quả nghiên cứu của tác giả là phù hợp với ý kiến của
Myers (1977). Myers tin rằng một cơng ty với một sự thay đổi ngày càng lớn sẽ
khơng muốn phát hành trái phiếu dài hạn, để tránh việc chia sẻ lợi nhuận đầu tư
tiềm năng trong tương lai với các chủ nợ, nếu khơng cĩ cơ hội tăng trưởng, các
cơng ty sẽ cĩ xu hướng phát hành trái phiếu dài hạn. Những phát hiện của Jensen
và Meckling (1976),Wald (1999), Rajan và Zingales (1955), và Booth và cộng sự (2001) đồng thuận với dự đốn lý thuyết trên cho rằng cơ hội tăng trưởng là tỷ lệ
nghịch với tỷ lệ nợ.
Khả năng thanh khoản (LIQ) kết quả từ bảng hồi quy cho thấy khi khả năng thanh khoản của doanh nghiệp tăng 1% thì tỷ lệ tổng nợ (LEV) giảm 2.24%, tỷ lệ nợ ngắn hạn (STD) giảm 2.83% và tỷ lệ nợ dài hạn giảm 0.34% ở mức ý nghĩa 99% là phù hợp với kỳ vọng bài nghiên cứu của tác giả. Kết quả nghiên cứu của tác giả
phù hợp với nghiên cứu thực nghiệm của Deesomsak và cộng sự (2004) và Trần
Hùng Sơn (2012) cho rằng khả năng thanh khoản của cơng ty là tỷ lệ nghịch với
địn bẩy tài chính,
Khả năng sinh lợi (ROA) bảng 4.6 biến ROA cho kết quả như kỳ vọng của tác giả
ở mức ý nghĩa 99%. Biến ROA cho thấy khi khả năng sinh lợi tăng 1% thì tỷ lệ
tổng nợ giảm 18.74%, tỷ lệ nợ ngắn hạn giảm 9.35% và tỷ lệ nợ dài hạn giảm
7.96%. Mối tương quan nghịch chiều giữa ROA và tỷ lệ nợ vay nĩi lên rằng ở thị
trường Việt Nam nĩi chung và ngành sản xuất nĩi riêng thì các doanh nghiệp ưu
tiên sử dụng lợi nhuận giữ lại để tái đầu tư hơn là sử dụng nợ vay. Khi doanh
nghiệp họ cĩ lợi nhuận, họ sẽ sử dụng cho đầu tư tránh vay nợ để giảm thiểu rủi ro
tài chính của họ, tránh được sự kiểm sốt, ràng buộc của các trái chủ và các định
chế tài chính khác, tránh được việc cổ phiếu của họ sẽ bị lỗng giá, lỗng quyền khi
họ phát hành cổ phiếu mới để huy động vốn thay vì sử dụng nguồn tài trợ nội bộ.
Tuy nhiên, nhược điểm của việc sử dụng lợi nhuận giữ lại là họ khơng tận dụng
được tối đa lợi ích mang lại từ tấm chắn thuế từ việc vay nợ. Và khi việc quản lý
khơng được chặt chẽ thì sẽ phát sinh chi phí đại diện cao hơn. Kết quả nghiên cứu này hồn tồn khớp so với kỳ vọng mà tác giả đặt ra khi nghiên cứu và cũng đồng
nhất với các nghiên cứu trước đây của Trần Hùng Sơn (2012), Lê ðạt Chí (2013)
và Nguyễn Văn Tuấn (2013), ðặng Thị Quỳnh Anh và Quách Thị Hải Yến
(2014) ở Việt Nam cho rằng khả năng sinh lợi tỷ lệ nghịch với địn bẩy tài chính
của doanh nghiệp.
Quy mơ cơng ty (SIZE) biến SIZE từ kết quả trên cho thấy trong ngắn hạn, dài hạn
thì khi quy mơ doanh nghiệp lớn thì tỷ lệ địn bẩy trong ngắn hạn sẽ tăng là phù hợp với kỳ vọng của tác giả. Khi quy mơ doanh nghiệp tăng 1% thì tỷ lệ tổng nợ (LEV) tăng 12.11%, tỷ lệ nợ ngắn hạn tăng 21.25%, tỷ lệ nợ dài hạn tăng 2.93% với mức ý nghĩa thống kê là 99%. Như đã được đề xuất bởi lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn thì
quy mơ doanh nghiệp là trung gian cho khả năng khơng trả được nợ của doanh
nghiệp cao hơn. Thêm vào đĩ, hệ số hồi quy khá cao, điều này cho thấy rằng các
doanh nghiệp càng lớn thì tiềm lực tài chính của họ càng mạnh nên khả năng vay nợ càng cao. Do đĩ, các doanh nghiệp cĩ quy mơ càng lớn thì khả năng tiếp cận nguồn vốn vay dễ dàng hơn so với các doanh nghiệp khác. Với quy mơ lớn, họ dễ dàng sử
dụng nợ vay trong cấu trúc vốn của doanh nghiệp để tận dụng tối ưu nguồn tiết
nghiên cứu trước của Huang và Song (2002), Trần Hùng Sơn (2012) và Nguyễn
Văn Tuấn (2013), ðặng Thị Quỳnh Anh và Quách Thị Hải Yến (2014) chỉ ra
rằng quy mơ cơng ty và địn bẩy tài chính cùng chiều.
Sở hữu nhà nước (STATE) kết quả bài nghiên cứu chỉ ra rằng tỷ lệ tổng nợ sẽ tăng
cùng chiều với biến STATE theo như kỳ vọng của tác giả. Khi sở hữu nhà nước tăng 1% thì tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản tăng 0.53%, tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng
tài sản (LTD) tăng 4.67% ở mức ý nghĩa 99%. Kết quả nghiên cứu của tác giả thì
biến STATE lại khơng cĩ ý nghĩa thống kê trong trường hợp tỷ lệ nợ ngắn hạn trên
tổng tài sản. Kết quả là tương tự như nghiên cứu của Nguyễn Chí ðức (2012) cho
rằng biến STATE là cùng chiều với địn bẩy tài chính.
Thuế thu nhập doanh nghiệp (TAX) kết quả từ nghiên cứu thực nghiệm của tác
giả đã chỉ ra rằng nhân tố thuế thu nhập doanh nghiệp là hồn tồn cĩ ảnh hưởng tích cực đến quyết định cấu trúc vốn của doanh nghiệp xét về tỷ lệ nợ ngắn hạn, tỷ lệ nợ dài hạn và tổng nợ trên tổng tài sản ở mức ý nghĩa 99%. Khi thuế hiệu lực của cơng ty tăng 1% thì tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản tăng 0.02%, tỷ lệ nợ dài hạn tăng 0.38% và tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản tăng 0.01%. Tuy các hệ số hồi quy của biến này là khá nhỏ. Nhưng nghiên cứu đã đĩng gĩp một phần thực nghiệm chỉ ra
rằng các doanh nghiệp sản xuất niêm yết ở Việt Nam gia đoạn 2009-2015 cĩ sử
dụng tấm chắn thuế trong cấu trúc vốn của doanh nghiệp. Trong khi các nghiên cứu
thực nghiệm ở Việt Nam trước đây như ðặng Thị Thu Hiền (2012), Nguyễn Chí
ðức (2012) cho kết quả là biến thuế thu nhập doanh nghiệp cĩ tương quan dương
nhưng lại khơng cĩ ý nghĩa thống kê trong cả ba mơ hình.
ðặc điểm riêng của sản phẩm (UNI) nghiên cứu chỉ ra rằng biến UNI cĩ tác động
cùng chiều với tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản và tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản. Tuy nhiên kết quả này lại cho thấy một mối tương quan nghịch giữa tỷ lệ nợ dài hạn và
đặc điểm riêng của sản phẩm kết quả này phù hợp với kỳ vọng mong đợi của tác