Biến Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị lớn nhất Giá trị nhỏ nhất Trung vị DM 0,16 0,20 0,91 0,00 0,07 AM 1,61 2,01 25,46 0,00 1,03 SZ 13,00 1,37 17,79 9,64 12,95 GR 0,63 13,13 167,49 -141,46 0,64 TO 0,68 0,53 4,63 0,01 0,56 VOL -3,69 0,88 -0,53 -6,44 -3,7 CR 1,96 1,47 16,75 0,12 1,48 LER 0,51 0,22 0,97 0,03 0,54 TAX 0,20 0,09 0,88 0,00 0,21 BOND 0,00 0,03 0,57 0,00 0,00 AC 0,04 0,20 1,00 0,00 0,00 Số Công ty N=363, số quan sát =2178
Nguồn: Tính tốn từ dữ liệu của tác giả
Theo kết quả thống kê ta thấy: trong số 2178 quan sát từ năm 2009 -2014, giá trị trung bình của DM khoảng 0,16, tức là tỷ lệ nợ dài hạn trong tổng nợ vay trung bình ở các cơng ty nghiên cứu khoảng 16%. Mặt khác, giá trị trung bình của biến LER là 0,51, điều này có nghĩa là khoảng 51% tài sản của công ty được tài trợ bằng nợ, nhưng cấu trúc kỳ hạn nợ chủ yếu là nợ ngắn hạn, chiếm trung bình 84% trong tổng nợ của cơng ty.
Theo kết quả này, nhìn chung các công ty Việt Nam sử dụng nợ ngắn hạn nhiều hơn trong cấu trúc nợ vay. Do thị trường tài chính tại Việt Nam cịn chưa phát triển,
các cơng ty khơng có nhiều nguồn tài trợ để lựa chọn mà chỉ phụ thuộc chủ yếu vào vay vốn ngân hàng. Các ngân hàng mặc dù cho vay cả kỳ hạn ngắn, kỳ hạn trung và dài hạn, nhưng các khoản vay ngắn hạn vẫn được ưu tiên hơn do phù hợp với cơ cấu kỳ hạn nguồn huy động chủ yếu là ngắn hạn. Để có thể vay trung và dài hạn tại ngân hàng, công ty phải đạt được khá nhiều điều kiện. Hơn nữa, Ngân hàng khi cho vay cũng phải tuân thủ các quy định của Ngân hàng Nhà nước về tỷ lệ nguồn vốn cho vay trung dài hạn. Đối với các nguồn vốn trung dài hạn khác như phát hành trái phiếu vẫn còn khá mới tại Việt Nam và có các quy định khá nghiêm ngặt với các công ty phát hành nên số lượng công ty cũng như trị giá trái phiếu phát hành hàng năm dù có tăng lên nhưng vẫn rất hạn chế. Cụ thể, số lượng quan sát các công ty phát hành trái phiếu doanh nghiệp trong giai đoạn nghiên cứu chỉ là 89, giá trị trung bình trái phiếu phát hành BOND trung bình xấp xỉ 0.
Với lợi thế là một nước còn đang nhiều tiềm năng phát triển trong tương lai, các công ty Việt Nam trong những năm gần đây có tốc độ tăng trưởng rất cao. Cụ thể, biến GR có giá trị trung bình đến 63 %, cùng với giá trị trung bình của TO là 68%, hai biến này cho thấy cơ hội tăng trưởng và khả năng tăng trưởng của các công ty tại Việt Nam là khá lớn.
Đúng theo tính chất của mẫu kiểm duyệt, trong mẫu nghiên cứu tồn tại các công ty không sử dụng nợ dài hạn trong giai đoạn nghiên cứu và có những cơng ty có cấu trúc kỳ hạn nợ chủ yếu là nợ dài hạn. Cụ thể, giá trị nhỏ nhất của biến kỳ hạn nợ là 0, giá trị lớn nhất của biến kỳ hạn nợ là 0,91 (91%).
Thuế suất trung bình trên thu nhập chịu thuế của các công ty khoảng 20%, bao gồm các trường hợp thuế thu nhập được hỗn lại, hồn thuế và truy thu thuế.
Tỷ lệ khả năng thanh tốn hiện hành trung bình của các cơng ty tương đối cao, trung bình 1,96 lần tuy nhiên lại biến động mạnh, với độ lệch chuẩn là 1,47, giá trị nhỏ nhất là 0,12 lần và giá trị lớn nhất lên đến 16,75 lần. Do mẫu quan sát bao gồm ngẫu
nhiên các công ty thuộc nhiều ngành nghề kinh doanh khác nhau nên có đặc thù khả năng thanh tốn của các cơng ty khơng giống nhau và tạo ra chênh lệch lớn nêu trên.
Độ biến động của các cơng ty tương đối cao, với trị trung bình là -3,69. Do giai đoạn nghiên cứu từ năm 2009 - 2014, trong đó năm 2009 các doanh nghiệp Việt Nam vẫn còn chịu nhiều ảnh hưởng của khủng hoảng kinh tế và chưa có dấu hiệu phục hồi, hầu hết các doanh nghiệp thu hẹp hoạt động sản xuất kinh doanh do cầu giảm mạnh, đặc biệt là các doanh nghiệp hoạt động trong lĩnh vực bất động sản, xây dựng, tài chính – ngân hàng, doanh thu-lợi nhuận của các cơng ty do đó cũng giảm sút so với năm trước đó hoặc là tăng chậm. Trong khi đó cuối năm 2013 và sang năm 2014 tình hình kinh tế vĩ mơ đã có dấu hiệu khởi sắc dần, các thị trường sơi động trở lại và các cơng ty có cơ hội tăng doanh thu, lợi nhuận hơn trước, tạo nên sự biến động mạnh trong thu nhập.
4.1.2 Thống kê mô tả các biến phân theo quy mô công ty
Bảng 4.2 Thống kê mơ tả các biến của nhóm các cơng ty theo quy mơ
Biến
Cơng ty lớn (Số quan sát=1089) Công ty nhỏ (Số quan sát =1089) Trung
bình Độ lệch chuẩn Giá trị lớn nhất nhỏ nhất Giá trị
Trung
bình Độ lệch chuẩn Giá trị lớn nhất nhỏ nhất Giá trị
DM 0,22 0,22 0,91 0 0,10 0,16 0,90 0 AM 1,89 2,19 22,73 0,05 1,35 1,77 25,46 0 SZ 14,01 0,87 17,79 12,95 11,90 0,79 12,94 9,64 GR 1,17 12,76 161,23 - 137,72 0,09 13,47 167,49 - 141,46 TO 0,59 0,45 3,33 0,01 0,77 0,59 4,63 0,02 VOL - 3,80 0,88 -1,39 - 6,44 - 3,58 0,87 - 0,53 - 6,18 CR 1,70 1,32 16,75 0,12 2,23 1,58 14,50 0,22 LER 0,58 0,20 0,97 0,03 0,44 0,21 0,92 0,04 TAX 0,20 0,11 0,84 0 0,20 0,09 0,88 0 BOND 0,01 0,04 0,41 0 0,00 0,02 0,57 0 AC 0,08 0,27 1,00 0 0,00 0,06 1,00 0
Qua bảng 4.2, ta thấy các công ty quy mơ nhỏ có xu hướng sử dụng ít nợ dài hạn hơn, trung bình nợ dài hạn trong tổng nợ chỉ khoảng 10% so với trung bình tồn mẫu là 16% và so với các công ty lớn là 22%.
Tốc độ tăng trưởng doanh số so với tổng tài sản GR trong giai đoạn 2009-2014 trung bình ở các cơng ty lớn là 117%, trong khi tại các công ty nhỏ chỉ là 9%, cho thấy có sự cách biệt rất lớn. Các Cơng ty lớn có khả năng tăng trưởng tốt hơn các cơng ty nhỏ.
Các cơng ty lớn có giá trị trung bình biến kỳ hạn tài sản AM bằng 1,89, lớn hơn giá trị trung bình tại các cơng ty nhỏ 1,35. Cho thấy kỳ hạn tài sản dài hạn ở các công ty lớn là dài hơn các công ty nhỏ. Tương xứng với kỳ hạn nợ dài hơn tại các công ty lớn.
Các công ty lớn cũng sử dụng nợ vay nhiều hơn trong cấu trúc vốn, tỷ lệ địn bẩy trung bình ở các cơng ty lớn là 58%, trong khi tỷ lệ này tại các công ty nhỏ là 44%.
Tuy nhiên, khả năng thanh toán hiện hành CR và tỷ lệ doanh thu/tổng tài sản TO tại các công ty nhỏ cao hơn các công ty lớn. Cho thấy các cơng ty nhỏ có khả năng thanh khoản tốt hơn và hiệu suất sử dụng tài sản cao hơn các công ty lớn.
Độ biến động trong thu nhập VOL tại công ty lớn cao hơn các công ty nhỏ với trị trung bình VOL ở các cơng ty lớn là -3,80 so với các công ty nhỏ là -3,58.
Các công ty lớn cũng thể hiện khả năng tiếp cận thị trường trái phiếu tốt hơn các công ty nhỏ, cụ thể, giá trị trung bình của khả năng tiếp cận thị trường vốn AC và trị giá trái phiếu phát hành BOND tại các công ty nhỏ xấp xỉ bằng 0, trong khi giá trị trung bình các biến này tại các cơng ty lớn trung bình lần lượt là 0,08 và 0,01.
4.1.3 Thống kê mô tả các biến theo khả năng tiếp cận thị trƣờng vốn
Bảng 4.3: Kết quả thống kê mơ tả các biến của nhóm mẫu phân theo khả năng tiếp cận thị trƣờng vốn
Biến
Khơng có khả năng tiếp cận thị trƣờng vốn (Số quan sát=2089)
Có khả năng tiếp cận thị trƣờng vốn (Số quan sát=89)
Trung
bình Độ lệch chuẩn lớn nhất Giá trị nhỏ nhất Giá trị
Trung
bình Độ lệch chuẩn lớn nhất Giá trị nhỏ nhất Giá trị
DM 0,15 0,20 0,91 0,00 0,43 0,19 0,86 0,07 AM 1,55 1,96 25,46 0,00 3,16 2,59 12,31 0,38 SZ 12,90 1,30 17,09 9,64 15,06 1,30 17,79 11,45 GR 0,66 13,09 167,49 -141,46 - 0,01 14,01 32,58 - 111,86 TO 0,69 0,53 4,63 0,01 0,33 0,31 1,40 0,03 VOL - 3,69 0,89 - 0,53 - 6,44 -3,62 0,67 -1,87 - 5,38 CR 1,97 1,49 16,75 0,12 1,89 1,21 10,44 0,59 LER 0,51 0,22 0,97 0,03 0,56 0,16 0,87 0,24 TAX 0,20 0,09 0,88 0,00 0,20 0,11 0,84 0,05 BOND 0,00 0,00 0,00 0,00 0,10 0,09 0,57 0,01 AC 0,00 0,00 0,00 0,00 1,00 0,00 1,00 1,00
Nguồn: Tính tốn từ dữ liệu của tác giả
Có 30 cơng ty có phát hành trái phiếu trong giai đoạn quan sát. Phù hợp với trung bình nợ dài hạn của các cơng ty này cao hơn gần gấp 03 lần so với trung bình tồn mẫu và gấp 03 lần so với trung bình các cơng ty bị hạn chế khả năng tiếp cận thị trường vốn (43%>16%>15%).
Các cơng ty có khả năng tiếp cận thị trường vốn tốt hơn cũng có kỳ hạn tài sản dài hơn, cho thấy khả năng để thay thế, bổ sung tài sản cố định của các công ty là rất lớn và lớn hơn gấp đơi với các cơng ty có bị hạn chế tiếp cận thị trường vốn.
Khả năng thanh khoản các cơng ty có khả năng tiếp cận thị trường vốn tốt hơn so với các công ty bị hạn chế tiếp cận thị trường vốn và độ biến động trong thu nhập cũng thấp hơn.
Tuy nhiên các cơng ty có khả năng tiếp cận thị trường vốn lại có hiệu suất sử dụng tài sản kém hơn các cơng ty thuộc nhóm cịn lại (trung bình hiệu suất sử dụng tài sản TO bằng 33% so với 69%) và tốc độ tăng doanh thu/tài sản GR cho thấy một giá trị trung bình bằng -0,01 cho thấy hiệu suất sử dụng tài sản trung bình giảm so với tốc độ tăng tổng tài sản.
4.2 Kết quả kiểm định Wilcoxon
Mục tiêu của kiểm định Wilcoxon để kiểm tra sự khác nhau giữa các giá trị trung bình của các biến thuộc các nhóm mẫu được phân chia theo khả năng tiếp cận nguồn tài chính. Nếu giá trị trung bình của các biến, đặc biệt là biến phụ thuộc khác nhau giữa các nhóm mẫu này, ta có căn cứ để tiếp tục thực hiện các kiểm định sâu hơn trên các nhóm mẫu đã được phân chia phục vụ cho việc kiểm định giả thuyết nghiên cứu.
Giả thiết của Kiểm định Wilcoxon
Ho : Giá trị trung bình của biến Xi ở hai mẫu là như nhau H1 : Giá trị trung bình của biến Xi ở hai mẫu có sự khác biệt
4.2.1 Kiểm định Wilcoxon cho nhóm các cơng ty phân theo quy mô:
Bảng 4.4 Kết quả kiểm định Wilcoxon cho nhóm các cơng ty phân theo quy mô công ty
Các biến Kết quả kiểm định
(Z) DM (-15,80)*** SZ (-40,41) *** GR (-1,40) AM (-10,76)*** TO 9,40***
Ghi chú: ***,**, * đại diện cho các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%, Nguồn: Tính tốn từ dữ liệu của tác giả
Kết quả kiểm định ở Bảng 4.4 cho thấy: đều có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1% với các biến DM, AM, SZ, VOL, CR, BOND, LER. Riêng đối với biến tốc độ tăng trưởng GR và thuế TAX, khơng có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa trung bình 02 biến ở 02 nhóm cơng ty lớn và nhỏ.
Với sự khác biệt của đa số biến hồi quy, đặc biệt là biến phụ thuộc kỳ hạn nợ DM giữa hai nhóm cơng ty phân theo quy mô công ty, việc phân chia mẫu theo quy mô cơng ty là có cơ sở và cần thiết để ước lượng mơ hình trên hai nhóm cơng ty khác nhau.
4.2.2 Kiểm định Wilcoxon cho nhóm các cơng ty phân theo khả năng tiếp cận thị trƣờng vốn
Bảng 4.5 Kết quả kiểm định Wilcoxon cho nhóm các cơng ty phân theo khả năng tiếp cận thị trƣờng vốn TAX (-0,24) BOND (-8,75)*** VOL 5,32*** CR 11,89*** LER (-15,63)***
Các biến Kết quả kiểm định
(Z)
DM (-11,39)***
SZ (-12,21) ***
GR 0,76
Ghi chú: ***,**, * đại diện cho các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%, Nguồn: Tính tốn từ dữ liệu của tác giả
Kết quả kiểm định ở Bảng 4.5 cho thấy: có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1% với các biến DM, AM, SZ, TO, BOND; Có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 10% với các biến LER. Khơng có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê với biến TAX, GR, VOL và CR.
Sự khác biệt của biến phụ thuộc Kỳ hạn nợ DM và một số biến hồi quy khác giữa hai nhóm cơng ty phân theo khả năng tiếp cận thị trường vốn cho thấy việc phân chia mẫu theo khả năng tiếp cận thị trường vốn là có cơ sở và cần thiết để ước lượng mơ hình trên hai nhóm cơng ty khác nhau.
Kết quả kiểm định Wilcoxon về sự khác biệt giữa các biến hồi quy trên các nhóm cơng ty được phân theo quy mô, khả năng thanh khoản và khả năng tiếp cận thị trường vốn cho thấy:
(1) Đều có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê ở mức 1% đối với biến phụ thuộc DM ở các nhóm mẫu quan sát cho thấy sự cần thiết của việc phân chia mẫu theo các tiêu chí để phản ánh chính xác kết quả ước lượng mơ hình.
(2) Kết quả kiểm định trên nhóm các cơng ty được phân theo quy mô thể hiện sự khác biệt giữa các biến rõ rệt hơn với 8/10 biến có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và yếu nhất ở các nhóm cơng ty phân theo khả năng tiếp
TO 8,67*** TAX 0,27 BOND (-46,65)*** VOL (-1,26) CR (-1,10) LER (-1,98)*
cận thị trường vốn với 5/10 biến có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê ở mức 1%.
4.3 Kết quả kiểm định mơ hình
4.3.1 Kết quả hồi quy tobit hiệu ứng cố định trên toàn bộ mẫu
Bảng 4.6: Kết quả hồi quy Tobit hiệu ứng cố định trên toàn bộ mẫu
Biến phụ thuộc Toàn bộ mẫu (Số quan
sát=1815) Constant (-0,55)*** (-9,64) SZi,t-1 0,05 *** 11,09 GR i,t-1 0,00 0,97 AM i,t-1 0,02*** 6,07 TO i,t-1 (-0.09)*** (-8.09) TAX i,t-1 (-0,07) (-1,25) BOND i,t-1 0,58*** 2,73
VOL i,t-1x LER i,t-1 (-0,02)***
(-3,91)
F-test 459,44
P-value 0,0000
Pseudo R2 59,27%
Ghi chú: ***,**, * đại diện cho các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%, Nguồn: Tính tốn từ dữ liệu của tác giả
Kết quả hồi quy Tobit hiệu ứng cố định trên toàn bộ mẫu cho thấy:
Hệ số hồi quy biến quy mô công ty SZ là +0,05 và biến kỳ hạn tài sản AM là +0,02 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, chứng tỏ quy mô công ty, kỳ hạn tài sản có tương quan dương với kỳ hạn nợ của các công ty. Kết quả này ủng hộ lập luận của lý thuyết chi phí đại diện và nhất quán với nghiên cứu của Stohs & Mauer (1996) , Ozkan (2002), Shah và Khan (2009), Ariff và Rahman (2011), Stephan và cộng sự (2011), Hajiha & Akhlagi (2012), Custódio & cộng sự (2012), Costa và cộng sự (2014) đồng thời phù hợp với kỳ vọng dấu ban đầu. Vậy, khơng có căn cứ để bác bỏ giả thuyết H1, H2, tức quy mô cơng ty và kỳ hạn tài sản có tương quan dương với kỳ hạn nợ của các công ty. Các cơng ty có quy mơ nhỏ có xu hướng sử dụng nợ ngắn hạn nhiều hơn và ngược lại.
Trái với kỳ vọng của tác giả, hệ số hồi quy của biến tốc độ tăng trưởng GR là 0,00 và khơng có ý nghĩa thống kê, giả thuyết H3 bị bác bỏ, tốc độ tăng trưởng không tác động đến kỳ hạn nợ của các công ty. Kết quả này trái với kết quả nghiên cứu của Stephan và cộng sự (2011) là tốc độ tăng trưởng có tương quan âm với kỳ hạn nợ với mức ý nghĩa 5%.
Phù hợp lập luận của lý thuyết bất cân xứng thông tin: Hệ số hồi quy các biến hiệu suất sử dụng tài sản TO là (-0,09), biến độ biến động kết hợp với đòn bẩy VOLxLER là (-0,02), biến khả năng thanh khoản kết hợp với đòn bẩy CRxLER là