CHƢƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
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 cơng 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 mơ 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 +0,09 và đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này cũng nhất quán với kết quả nghiên cứu của Flannery (1986), Ozkan (2002), Stephan và cộng sự (2011), Hajiha & Terra (2011), Ariff và Rahman (2011), Lemma và Negash (2011), Akhlagi (2012),
Costa và cộng sự (2014). Vậy, khơng có căn cứ để bác bỏ giả thuyết H4, H5, H6, H7 tức hiệu suất sử dụng tài sản, biến động thu nhập, địn bẩy có tương quan âm với kỳ hạn nợ của cơng ty và khả năng thanh khoản có tương quan dương với kỳ hạn nợ của các công ty. Các cơng ty có tình hình tài chính tốt và lành mạnh bao gồm hiệu suất sử dụng tài sản cao, độ biến động trong thu nhập thấp, tỷ lệ địn bẩy tài chính thấp có xu hướng sử dụng nợ ngắn hạn nhiều hơn và ngược lại. Các cơng ty có khả năng thanh khoản cao sử dụng nhiều nợ dài hạn hơn.
Hệ số hồi quy biến trái phiếu phát hành BOND là +0,58 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Đúng với kỳ vọng dấu của tác giả và phù hợp với kết quả nghiên cứu của Schumukler và Vesperoni (2006), Stephan và cộng sự (2011), Antzoulatos và cộng sự (2013). Vậy, khơng có căn cứ để bác bỏ giả thuyết H8, tức khả năng tiếp cận thị trường vốn có tương quan dương với kỳ hạn nợ của các công ty, các cơng ty càng có khả năng tiếp cận thị trường vốn càng có khả năng được tài trợ nhiều nợ dài hạn hơn.
Trái với kỳ vọng của tác giả, biến thuế phải nộp/thu nhập chịu thuế TAX có hệ số hồi quy là (-0,07) và khơng có ý nghĩa thống kê. Giả thuyết H9 bị bác bỏ, thuế 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).
4.3.2 Kết quả hồi quy Tobit hiệu ứng cố định theo quy mô công ty
Bảng 4.7: Kết quả hồi quy Tobit hiệu ứng cố định theo quy mô công ty Biến phụ thuộc Công ty quy mô nhỏ Biến phụ thuộc Công ty quy mô nhỏ
(Số quan sát=863)
Công ty quy mô lớn (Số quan sát=873)
Constant (-0,55)*** (-0,17)
(-4,58) (-1,28)
SZ i,t-1 0,04*** 0.03***
0,18 0,62 AM i,t-1 0,02*** 0,02*** 3,47 4,41 TO i,t-1 (-0,05)*** (-0,16)*** (-3,79) (-8,95) TAX i,t-1 (-0.16)** (-0,04) (-1,88) (-0,60) BOND i,t-1 0,73 0,63*** 0,85 2,56
VOL i,t-1x LER i,t-1 (-0.02)*** (-0,01)**
(-2,79) (-2,03)
CR i,t-1 x LER i,t-1 0.15*** 0,05*
5,26 2,38
F-test 98,23 178,77
P-value 0,0000 0,0000
Pseudo R2 29,59% 85,85%
Ghi chú: ***,**, * đại diện cho các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%, Nguồn: Tính tốn từ dữ liệu của tác giả
Đối với các cơng ty có quy mơ nhỏ, kết quả hồi quy Tobit với hiệu ứng cố định có khác biệt khơng đáng kể so với tồn bộ mẫu. Cụ thể, với mức ý nghĩa 1%, các biến quy mô công ty SZ, kỳ hạn của tài sản AM, hiệu suất sử dụng tài sản TO, biến kết hợp VOLxLER và CRxLER đều có tương quan với cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty với mức ý nghĩa 1% với dấu như kỳ vọng.
Hệ số hồi quy của biến thuế phải nộp/thu nhập chịu thuế TAX là (-0,16) và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Phù hợp với kết quả nghiên cứu của Shah và Khan (2009),
Terra (2011), Thottekat và Vij (2013), Costa và cộng sự (2014). Vậy, đối với các cơng ty có quy mơ nhỏ, khơng có căn cứ để bác bỏ giả thuyết H9 hay thuế có tác động đến kỳ hạn nợ của các cơng ty.
Trị giá trái phiếu phát hành/tổng tài sản BOND không có tác động có ý nghĩa thống kê với kỳ hạn nợ, trái với kết quả nghiên cứu của Stephan và cộng sự (2011).
Tốc độ tăng trưởng GR khơng có tác động có ý nghĩa thống kê với kỳ hạn nợ tương tự như kết quả nghiên cứu của Stephan và cộng sự (2011).
Đối với các công ty lớn, tương tự như tồn mẫu và nhóm mẫu các cơng ty nhỏ: các biến sau có tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ: quy mô công ty SZ, kỳ hạn của tài sản AM, Hiệu suất sử dụng tài sản TO, biến kết hợp VOLxLER và CRxLER với dấu như kỳ vọng, nhưng với mức ý nghĩa khác một chút. Cụ thể tác động của biến VOLxLER có mức ý nghĩa 5%, tác động của biến CRxLER có mức ý nghĩa 10%, các biến còn lại đều tác động đến biến phụ thuộc với mức ý nghĩa 1%. Biến GR và TAX tương tự như hồi quy trên tồn bộ mẫu, khơng tác động đến kỳ hạn nợ.
Về mức độ tác động của các nhân tố đến kỳ hạn nợ, Quy mô công ty SZ, biến kết hợp độ biến động VOLxLER và khả năng thanh khoản CRXLER có tác động mạnh hơn đến kỳ hạn nợ đối với các cơng ty có quy mơ nhỏ thể hiện ở trị tuyệt đối hệ số hồi quy lớn hơn. Trong khi đó, biến Hiệu suất sử dụng tài sản TO lại có tác động mạnh hơn đến biến kỳ hạn nợ đối với nhóm các cơng ty có quy mơ lớn. Bên cạnh đó, kết quả hồi quy cũng cho thấy, đối với các công ty lớn, trị giá trái phiếu phát hành là một nhân tố quan trọng tác động đến việc lựa chọn kỳ hạn nợ của các công ty (hệ số hồi quy có mức ý nghĩa 1%).
Với các cơng ty có quy mơ khác nhau, các nhân tố tác động đến kỳ hạn nợ là quy mô công ty SZ, kỳ hạn của tài sản AM, hiệu suất sử dụng tài sản TO, biến kết hợp VOLxLER và CRxLER. Tuy nhiên, dưới ảnh hưởng của quy mô công ty, mức độ tác
quy mô nhỏ, thuế phải nộp/thu nhập chịu thuế TAX có tương quan âm với kỳ hạn nợ với mức ý nghĩa 5% trong khi thuế khơng có tương quan có ý nghĩa thống kê với kỳ hạn nợ trong các công ty lớn. Trong khi đó, đối với các cơng ty quy mơ lớn trị giá trái phiếu phát hành/tổng tài sản BOND có tương quan dương với kỳ hạn nợ với mức ý nghĩa 1% trong khi biến này khơng tác động đến kỳ hạn nợ ở nhóm các cơng ty nhỏ.
4.3.3 Kết quả hồi quy Tobit hiệu ứng cố định theo khả năng tiếp cận thị trƣờng vốn
Bảng 4.8: Kết quả nghiên cứu mơ hình Tobit với hiệu ứng cố định với nhóm cơng ty có khả năng tiếp cận thị trƣờng vốn
Biến phụ thuộc Cơng ty có khả năng tiếp cận thị trƣờng vốn cao (số quan sát = 58) Cơng ty khơng có khả năng tiếp cận thị trƣờng vốn thấp (Số quan sát =1.714) Constant (-0,44)*** (-0,52)*** (-1,50) (-8,59) SZ i,t-1 0.06*** 0.04*** 3,17 9,25 GR i,t-1 0.00 0.00 1,48 0,84 AM i,t-1 (-0,002) 0,16*** (-0,25) 6,31 TO i,t-1 -0,23** ( -0,08)*** (-2,40) (-8,16) TAX i,t-1 0.20 (-0,07)
0,95 (-1,20)
BOND i,t-1 (-0,43)
(-1,20)
VOL i,t-1x LER i,t-1 (-0,27) (-0,02)***
(-0,78) (-3,95)
CR i,t-1 x LER i,t-1 0.05 0,12***
1,29 6,15
F-test 21,89 335,96
P-value 0,0000 0,0000
Pseudo R2 (-79,65%) 51,04%
Ghi chú: ***,**, * đại diện cho các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% Nguồn: Tính tốn từ dữ liệu của tác giả
Với nhóm các cơng ty có khả năng tiếp cận thị trường vốn cao, kết quả hồi quy cho thấy chỉ có 02 biến là SZ (mức ý nghĩa 1%) và TO (mức ý nghĩa 5%) có tác động đến biến phụ thuộc với dấu như kỳ vọng. Tất cả các biến cịn lại khơng có tác động có ý nghĩa thống kê.
Đại diện cho phần lớn quan sát trong 02 mẫu, nhóm cơng ty có khả năng tiếp cận thị trường vốn thấp hay không phát hành trái phiếu trong thời gian quan sát có kết quả hồi quy tương tự như tồn bộ mẫu. Cụ thể, các biến quy mơ công ty SZ, kỳ hạn của tài sản AM, hiệu suất sử dụng tài sản TO, biến kết hợp VOLxLER và CRxLER đều có tác hưởng đến kỳ hạn nợ của cơng ty với dấu như kỳ vọng với mức ý nghĩa 1%. Các biến cịn lại khơng có tác động có ý nghĩa thống kê lên kỳ hạn nợ.