Kết quả kiểm tra tự tương quan mơ hình

Mơ hình Chi bình Phương (χ2) p-value

1 54.354 0.0000

2 208.220 0.0000

3 184.139 0.0000

4 119.681 0.0000

Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 804 quan sát của 134 công ty trong giai đoạn 2009 – 2014 (Phụ lục 8)

Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho kết quả ở bảng 4.8 cho kết quả với p-value đều bằng 0.0000 < α = 0.05. Suy ra, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5% cho thấy tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong mơ hình.

Kết luận: Tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong mơ hình với mức ý nghĩa

5%.

4.6.8 Phân tích kết quả hồi quy

Bài nghiên cứu sẽ lần lượt tiếp cận các mơ hình từ đơn giản đến phức tạp, với mục đích là khắc phục các khuyến khuyết kiểm định của mơ hình hồi quy. Bắt

đầu với các mơ hình hồi quy dữ liệu bảng hiệu ứng tác động cố định (Fixed effect – FEM), hồi quy dữ liệu bảng hiệu ứng tác động ngẫu nhiên (Random effect – REM). Tuy nhiên FEM và REM khơng kiểm sốt được hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan, dẫn tới việc sử dụng mơ hình GMM, nghiên cứu của Arellano và Bond (1991), phương pháp hồi quy GMM là một giải pháp hữu hiệu để ước lượng hồi quy trong mơ hình trong trường hợp mơ hình vừa có hiện tượng phương sai thay đổi, hiện tượng tương quan và nội sinh. Mơ hình Arellano và Bond kiểm sốt được hiện tượng tự tương quan giữa phần dư, hiện tượng phương sai thay đổi và nội sinh. Ưu điểm của phương pháp GMM cho ước lượng vững và hiệu quả. Kết quả mơ hình hồi quy cho kết quả như sau.

Bảng 4.10: Kết quả hồi quy mơ hình 1

OLS FEM REM FGLS GMM SCC

ld_ta ld_ta ld_ta ld_ta ld_ta ld_ta

ag 0.00676*** 0.00863*** 0.00826*** 0.00513** 0.00871** 0.00863*** (2.73) (3.94) (3.98) (2.13) (2.46) (13.88) pg -0.000166 -0.000151*** -0.000152*** -0.0000706 -0.000120* -0.000151** (-1.48) (-2.90) (-2.92) (-1.43) (-1.69) (-3.43) sg 0.00221** -0.00117* -0.000822 -0.000442 0.000170 -0.00117 (2.26) (-1.78) (-1.28) (-0.28) (0.22) (-1.03) zscore -0.0327*** -0.0147** -0.0208*** -0.0101*** 0.00986 -0.0147*** (-8.46) (-2.47) (-4.18) (-3.99) (1.28) (-5.34) L.ld_ta 0.725*** (8.99) _cons 0.132*** 0.113*** 0.120*** 0.0616*** 0.00511 0.113*** (19.31) (15.04) (10.02) (11.33) (0.35) (17.28) N 804 804 804 804 536 804

Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 804 quan sát của 134 công ty trong giai đoạn 2009 – 2014 (Phụ lục 9)

Theo kết quả hồi quy mơ hình ở bảng 4.10 cho thấy mối quan hệ tác động giữa các biến độc lập đến biến phụ thuộc nợ dài hạn trên tổng tài sản (ld_ta). Mơ hình hồi quy tìm thấy bằng chứng biến độc lập tăng trưởng lợi nhuận (pg), sức mạnh tài chính (zscore) có tác động ngược chiều đến biến phụ thuộc có ý nghĩa thống kê; ngược lại biến tăng trưởng tài sản (ag) có tác động cùng chiều đến biến số nợ dài hạn trên tổng tài sản (ld_ta) có ý nghĩa thống kê. Duy chỉ biến sg cho ra cả tác động cùng chiều và ngược chiều lần lượt từ hai mơ hình OLS, và FEM.

Xét riêng về phần biến độc lập tăng trưởng tài sản (ag) thì tất cả mơ hình bao gồm: OLS, FEM, , REM, FGLS, GMM, SCC có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1% và 5%, điều đó tương đương là tìm thấy bằng chứng thực nghiệm biến tăng trưởng tài sản (ag) có tác động thuận chiều với tỉ lệ địn bẫy tài chính, xét riêng ở đây là tỉ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản. Về mặt lý thuyết, khi tỷ lệ tài sản cố định chiếm tỷ trọng lớn trong tỷ lệ tài sản, doanh nghiệp có khả năng tiếp cận với các nguồn vốn vay bên ngồi cao hơn thơng qua việc thế chấp tài sản cố định này. Nhân tố tăng trưởng tài sản, đặc biệt là tài sản cố định để thế chấp là nhân tố vô cùng quan trọng trong việc huy động các nguồn vốn dài hạn của doanh nghiệp. Điều này hồn tồn hợp lí và tương đồng với nghiên cứu của Hidenobu và Lại Thị Phương Nhung (2010). Tuy nhiên, Berger và Urdell (1994) thì lại cho rằng khi các nhà doanh nghiệp có quan hệ mật thiết với các nhà tài trợ vốn thì việc gia tăng tỷ lệ nợ (nợ dài hạn) bằng hình thức đi vay khơng cần cung cấp bằng chứng thế chấp nhiều.

Biến độc lập tăng trưởng lợi nhuận (pg) cũng cho thấy có bằng chứng ý nghĩa thống kê ở một số mơ hình như FEM, REM, GMM, SCC, tại mức ý nghĩa 1% (FEM, REM), 5% (SCC), 10% (GMM). Chiều tác động đối với biến phụ thuộc là chiều âm, tức tăng trưởng lợi nhuận của công ty khơng làm cho sức bẩy tài chính tăng lên mà là giảm xuống, điều này có thể giải thích trong giai đoạn 2009 – 2014 đây là thời kì kinh tế khó khăn, lãi suất ngân hàng trong khoảng thời gian này tương

đối cao, các doanh nghiệp phải chi trả chi phí cho việc sử dụng nợ cao hơn. Số doanh nghiệp bị giải thể, phá sản hay ngừng hoạt động trong giai đoạn này có xu hướng tăng, thị trường khơng mở rộng nên việc sử dụng địn bẩy tài chính, việc tăng sử dụng đòn bẩy tài chính có thể khơng hiệu quả thậm chí có thể gây tác dụng ngược lại. Kết quả này tương tự với nghiên cứu của Nikolaos P. Eriotis, Zoe Frangouli, Zoe Ventoura - Neokosmidé (2002). Tuy nhiên, Joshua Abor (2005) và Murray Z. Frank và Vidhan K. Goyal (2009) lại có kết luận ngược lại với kết luận trên về mối quan hệ của tăng trưởng lợi nhuận và địn bẩy tài chính là tương quan cùng chiều.

Đối với biến độc lập tăng trưởng doanh thu (sg) thì chỉ có 2 mơ hình OLS, FEM có ý nghĩa thống kê tuy nhiên ở 4 mơ hình cịn lại REM, FGLS, GMM, SCC khơng tìm thấy bằng chứng có ý nghĩa thống kê. Đồng nghĩa là tăng trưởng doanh thu trong giai đoạn 2009-2014 khơng có tác động đối với việc sử dụng địn bẩy tài chính cụ thể ở đây là tỉ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản. Kết quả này tương tự với nghiên cứu Trần Hùng Sơn và Trần Viết Hoàng (2008) tốc độ tăng trưởng và quy mơ doanh nghiệp khơng có ý nghĩa thống kê với tỷ lệ nợ. Tuy nhiên kết quả này lại ngược với nghiên cứu của Aspasia Vlachvei và Ourania Notta (2008), “Firm Growth, Size And Age in Greek firms”, tác giả của nghiên cứu này tìm ra mối quan hệ tỷ lệ nghịch giữa doanh số bán hàng và địn bẩy tài chính, tác giả đưa ra kết luận các doanh nghiệp sử dụng nguồn tài chính nội bộ sẽ làm tăng cường tốc độ tăng trưởng doanh số bán hàng.

Cuối cùng, xem xét kết quả của biến sức mạnh tài chính (zscore) trong hồi quy thì có 5 mơ hình bao gồm OLS, FEM, REM, FGLS, SCC có bằng chứng tác động có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5% và 1%. Biến độc lập sức mạnh tài chính (zscore) tác động ngược chiều đối với biến phụ thuộc địn bẩy tài chính trong mơ hình. Trong giai đoạn 2009-2014 thì việc làm tăng chỉ số sức khỏe tài chính thì khơng có nghĩa là sử dụng địn bẩy tài chính tăng hiệu quả, ngược lại các kết quả thống kê cho thấy trong khoảng thời gian này là giảm, điều này có thể được lý giải

suy thối kinh tế thế giới năm 2008, lãi suất cho vay của các Ngân hàng liên tục tăng cao, thị trường chứng khoán nhiều phen chạm đáy... với tình hình này, các doanh nghiệp muốn tăng sức mạnh tài chính của mình sẽ có xu hướng hạn chế sử dụng nợ vay vì chi phí phải trả cho việc sử dụng nợ quá cao, nếu mạo hiểm, điều này sẽ gắn với rủi ro phá sản tiềm ẩn rất cao. Vì vậy kết quả trong giai đoạn 2009 - 2014 về quan hệ ngược chiều nhau của sức mạnh tài chính và địn bẩy tài chính, cụ thể ở đây là tỷ lệ nợ dài hạn là chấp nhận được. Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Zhao Bei, W. P Wijewardana (2012), các công ty niêm yết do sức mạnh của tác động yếu tố vốn cổ phần tùy thuộc vào tình hình tài chính của thị trường, các doanh nghiệp niêm yết có sức mạnh tài chính cao sẽ có xu hướng sử dụng nợ thấp và ngược lại.

Bảng 4.11: Kết quả hồi quy mơ hình 2

OLS FEM REM FGLS GMM SCC

ld_fa ld_fa ld_fa ld_fa ld_fa ld_fa

ag 1.560 -0.576 -0.520 0.0483 -0.433 -0.576 (1.02) (-0.82) (-0.75) (0.54) (-0.39) (-1.82) pg -0.0106 -0.000634 -0.000795 -0.000258 -0.00108 -0.000634 (-0.15) (-0.04) (-0.05) (-0.15) (-0.05) (-1.35) sg -0.326 0.0791 0.0742 0.00801 0.0352 0.0791 (-0.54) (0.38) (0.36) (0.33) (0.15) (1.40) zscore -5.033** -0.376 -0.824 -0.0842 -0.654 -0.376 (-2.11) (-0.20) (-0.45) (-0.57) (-0.28) (-1.07) L.ld_fa -0.125*** (-3.24) _cons 12.63*** 8.902*** 9.332 0.590 9.926*** 8.902*** (2.99) (3.67) (1.30) (1.64) (3.16) (15.88) N 800 800 800 800 532 800

*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%

Theo kết quả hồi quy mơ hình ở bảng 4.11 cho thấy mối quan hệ tác động giữa các biến độc lập đến biến phụ thuộc nợ dài hạn trên tài sản cố định (ld_fa). Mơ hình hồi quy khơng tìm thấy bằng chứng mối tương tác có ý nghĩa giữa các tín hiệu tăng trưởng và sức mạnh tài chính của doanh nghiệp với địn bẩy tài chính, đại diện bởi tổng tài sản trên tài sản cố định ở các mơ hình kiểm định. Điều này có thể giải thích do các chỉ số về tín hiệu tăng trưởng trong mơ hình như tăng trưởng tài sản (ag), tăng trưởng lợi nhuận (pg), tăng trưởng doanh thu (sg) và sức mạnh tài chính (zscore) là các chỉ số có nhiều biến động, đặc biệt là trong giai đoạn 2008 - 2014, trong khi yếu tố đo lường đòn bẩy tài chính trong mơ hình 2 có nhân tố tài sản cố định, mà trong giai đoạn sau khủng hoảng này, các doanh nghiệp chưa có tín hiệu thị trường rõ ràng nên cũng ngần ngại đầu tư vào nhà xưởng, máy móc, trang thiết bị, tài sản cố định. Vì vậy với kết quả kiểm định này, trong giai đoạn này, các tín hiệu tăng trưởng doanh nghiệp và sức mạnh tài chính khơng có ý nghĩa thống kê với địn bẩy tài chính, cụ thể là tỷ lệ tổng nợ và tài sản cố định. Kết quả này tương đồng với kết quả của nghiên cứu Zhao Bei, W. P Wijewardana (2012), nghiên cứu này tác giả nhận được kết quả với mức ý nghĩa 95% rằng tăng trưởng tài sản đại điện là việc tăng trưởng tài sản sẽ không làm ảnh hưởng đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp.

Bảng 4.12: Kết quả hồi quy mơ hình 3

OLS FEM REM FGLS GMM SCC

td_ec td_ec td_ec td_ec td_ec td_ec ag 0.171** 0.334*** 0.286*** 0.459*** 0.481*** 0.334***

(2.49) (3.84) (3.76) (7.29) (6.78) (7.10) pg -0.000525 -0.00130 -0.00121 -0.000380 -0.000659 -0.00130***

(-0.17) (-0.63) (-0.59) (-0.47) (-0.46) (-6.33) sg 0.0412 -0.0470* -0.0277 -0.0342 -0.0556*** -0.0470***

(1.52) (-1.80) (-1.13) (-1.54) (-3.50) (-10.58) zscore -0.112 -0.0384 -0.0900 -0.201*** -0.217 -0.0384 (-1.04) (-0.16) (-0.55) (-6.18) (-1.41) (-0.49) L.td_ec 0.0759*** (3.01) _cons 3.676*** 3.534*** 3.618*** 2.882*** 3.197*** 3.534*** (19.33) (11.81) (11.12) (25.39) (14.43) (18.73) N 804 804 804 804 536 804

*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%

Theo kết quả hồi quy mơ hình ở bảng 4.12 cho thấy mối quan hệ tác động giữa các biến độc lập đến biến phụ thuộc tổng nợ trên vốn cổ phần (td_ec). Mơ hình hồi quy tìm thấy bằng chứng biến độc lập tăng trưởng lợi nhuận (pg), tăng trưởng doanh thu (sg) có tác động ngược chiều đến biến phụ thuộc có ý nghĩa thống kê; ngược lại biến tăng trưởng tài sản (ag) có tác động cùng chiều đến biến số tổng nợ trên vốn cổ phần (td_ec) có ý nghĩa thống kê. Biến sức mạnh tài chính (zscore) cho ra cả tác động ngược chiều từ mơ hình FGLS.

này cũng có thể giải thích được do thị trường trái phiếu ở Việt Nam chưa tăng trưởng, nguồn vốn doanh nghiệp được tiếp cận chủ yếu là nguồn vốn vay từ ngân hàng, mà giai đoạn này, nợ xấu của ngân hàng càng tăng, nên ngân hàng hạn chế cho vay với các tài sản xấu hoặc có rủi ro cao. Do đó tăng trưởng tài sản của doanh nghiệp sẽ làm các doanh nghiệp gia tăng được tỷ lệ địn bẩy tài chính. Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của Valeriy Sibilkov (2007) về Asset Liquidity And Capital Structure, kết quả nghiên cứu cho rằng doanh nghiệp tăng trưởng tài sản đặc biệt là tài sản có tính thanh khoản cao là một hình thức bảo đảm tích cực cho việc tăng trưởng địn bẩy tài chính của doanh nghiệp. Kết quả này cũng cùng kết luận với Harry DeAngelo, Linda DeAngelo and Karen H.Wruck (2001), Asset Liquidity, Debt Covenants, and Managerial Discretion in Financial Distress: The Collapse of L.A. Gear. Kết quả này cũng tương đồng với F.Voulgaris, D.Asteriou and G.Agiomirgianakis (2004) về Size and Determinants Of Capital Structure in The Greek Manufacturing Sector, nhận định rằng việc quản lý tài sản hiệu quả và tăng trưởng tài sản là rất cần thiết cho cơ cấu nợ của doanh nghiệp.

Biến độc lập tăng trưởng lợi nhuận (pg) cũng cho thấy có bằng chứng ý nghĩa thống kê ở mơ hình như SCC, tại mức ý nghĩa 1. Chiều tác động đối với biến phụ thuộc là chiều âm, tức tăng trưởng lợi nhuận của cơng ty sẽ địn bẩy tài chính giảm xuống, điều này đúng với lý thuyết trật tự phân hạng, khi doanh nghiệp có lợi nhuận tăng họ sẽ có xu hướng giữ lại lợi nhuận để tái đầu tư hơn là đi vay, điều này là tỷ lệ địn bẩy tài chính giảm. Kết quả này cùng quan điểm với nghiên cứu Hidenobu và Lại Thị Phương Nhung (2010).

Đối với biến độc lập tăng trưởng doanh thu (sg) thì có 3 mơ hình FEM, GMM, SCC có ý nghĩa thống kê về tương quan ngược chiều với địn bẩy tài chính, đại diện ở đây là tổng nợ so với vốn cổ phần. Đồng nghĩa là tăng trưởng doanh thu trong giai đoạn 2009-2014 có tác động ngược chiều đối với việc sử dụng địn bẩy tài chính. Điều này có thể giải thích, trong giai đoạn 2009 - 2014, là giai đoạn sau khủng hoảng, các doanh nghiệp còn đang e ngại về các rủi ro lớn tiềm ẩn sau khủng

ngân hàng cũng hạn chế việc cho vay với các doanh nghiệp, đặc biệt là các doanh nghiệp nhỏ. Vì vậy việc mở rộng sản xuất, tăng doanh thu của doanh nghiệp sẽ được các nhà quản trị lựa chọn xu hướng đầu tư bằng vốn cổ phần nhiều hơn, điều này làm tỷ lệ đòn bẩy giảm xuống, tương quan tỷ lệ nghịch với doanh thu. Kết luận này cũng đúng với lý giải của lý thuyết đánh đổi tỷ lệ địn bẩy tài chính, sao cho chi phí sử dụng vốn thấp nhất và giá trị doanh nghiệp được cao nhất có xem xét đến nguy cơ kiệt quệ tài chính tiềm ẩn.

Cuối cùng, xem xét kết quả của biến sức mạnh tài chính (zscore) trong hồi quy thì có mơ hình FGLS có bằng chứng tác động có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Biến độc lập sức mạnh tài chính (zscore) tác động ngược chiều đối với biến phụ thuộc địn bẩy tài chính trong mơ hình được đại diện bởi tỷ lệ tổng nợ với vốn cổ phần. Kết quả này tương đồng với kết quả của Titman và Wessels (1988), sức mạnh tài chính được đại diện bằng vốn nội bộ có quan hệ nghịch chiều (-) với tỷ lệ nợ. Điều này cũng được giải thích phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng, khi các doanh nghiệp có vốn nội tại (đại diện cho sức mạnh tài chính) cao, thì họ sẽ ưu