Biến phụ thuộc Mơ hình P-Value Kết quả kiểm tra
D Mơ hình 1 Chia tài sản ròng 0.0011 Tự tương quan Mơ hình 1 Chia doanh thu rịng 0.1482 Khơng có tự
tương quan
E Mơ hình 2 Chia tài sản ròng 0.0000 Tự tương quan Mơ hình 2 Chia doanh thu rịng 0.0021 Tự tương quan
D Mơ hình 3 0.0000 Tự tương quan
(D/A)t-(D/A)t-1 Mơ hình 4 0.0000 Tự tương quan
Tổng hợp từ Stata 12
4.4 Kết quả nghiên cứu
4.4.1 Kết quả kiểm định lý thuyết trật tự phân hạng
Mơ hình hồi qui gộp cho rằng khơng có tác động về thời gian cũng như về đặc thù công ty lên biến phụ thuộc điều này khơng đúng với bộ dữ liệu nghiên cứu vì vậy ở đây tác giả khơng báo cáo mơ hình hồi qui gộp (Pooled OLS). Trên thực tế các biến đo lường sự khác nhau giữa các đơn vị chéo nhưng không thay đổi theo thời gian mà khơng quan sát được trong bộ dữ liệu. Vì vậy để kiểm định mơ hình nghiên cứu tác giả sử dụng mơ hình hiệu ứng cố định để kiểm soát những yếu tố tác động lên mơ hình mà khơng đổi theo thời gian. Trong bài nghiên cứu này tác giả thực hiện chạy mơ hình tác động cố định theo đơn vị chéo (Firm fixed effect model) tức hệ số chặn biến đổi theo các đơn vị chéo nhằm thể hiện tác động của từng cơng ty lên giá trị thâm hụt tài chính. Bên cạnh đó tác giả cũng đồng thời mơ hình cố định
theo thời gian (Time fixed effect model) để xem xét sự thay đổi của biến phụ thuộc theo thời gian nhưng không theo dữ liệu chéo. Ở đây hệ số chặn mơ hình sẽ thay đổi theo thời gian nhưng được giả định là không đổi theo đơn vị chéo.
Bảng 4.9: Kết quả kiểm tra thuyết trật tự phân hạng với các hiệu ứng cố định theo công ty. Thời gian mẫu là 2007-2014. Cột (1) - (2) đại diện cho các kết quả của mơ hình 1 cột (3) - (4) đại diện cho các kết quả cho mơ hình 2 thay biến phụ thuộc là phát hành cổ phiếu ròng. Tất cả các biến trong cột (1) và (3) được chia cho tài sản ròng và tất cả các biến trong cột (2) và (4) được chia cho doanh thu ròng.
Dit = + 1+…+ n-1+ βDEFit Eit = + 1+…+ n-1+ βDEFit
Net debt issued/ net asset
(1)
Net debt issued/ net sales
(2)
Net equity issued/ net asset
(3)
Net equity issued/ net sales
(4) 0.1317*** 0.0881*** 0.2894*** 0.2520*** P-value 0.000 0.000 0.000 0.000 t 8.01 4.07 12.1 7.47 Rob Std. Err 0.0164 0.0216 0.0239 0.0337 R2 0.1470 0.0602 0.2294 0.1552 Tổng hợp từ Stata 12 * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001
Bảng 4.9 trình bày các kết quả với hiệu ứng cố định công ty cho giai đoạn mẫu 2007-2014. Các hệ số của cột (1) - (4 ) đều có ý nghĩa lớn hơn mức 0. Trong khi chỉ số được sử dụng liên quan đến tài sản ròng, hệ số phát hành vốn chủ sở hữu là 0.2894 trong cột (3) nhiều hơn gấp đôi hệ số phát hành nợ là 0,1317 trong cột (1). Nếu chỉ số sử dụng là doanh thu thuần, hệ số phát hành vốn chủ sở hữu là 0.2520 trong cột (4) nhiều hơn gấp ba lần hệ số phát hành nợ là 0.0881 trong cột (2). Nếu lý thuyết trật tự là đúng thì tài trợ bên ngồi sẽ bị chi phối bởi việc phát hành nợ. Mơ hình đơn giản thuyết trật tự phân hạng có nghĩa là nếu chi phí của kiệt quệ tài chính
hành nợ, kết quả nghiên cứu của chúng tôi không hỗ trợ cho lý thuyết trật tự phân hạng. Hệ số hồi qui phát hành nợ của chúng tôi trong các cột (1) - (2) đều ít hơn đáng kể so với dự đoán so với mơ hình trật tự phân hạng đơn giản là 1. Điều này phù hợp với phân tích sơ bộ ban đầu của chúng tôi. Phần lớn các doanh nghiệp ở Việt Nam phát hành cổ phần để tài trợ cho nguồn vốn thiếu hụt. Do đó, lý thuyết trật tự phân hạng bị từ chối trong các mơ hình với các cố định cơng ty.
Bảng 4.10: Kết quả kiểm tra thuyết trật tự phân hạng với các hiệu ứng cố định theo thời gian trong giai đoạn 2007-2014. Cột (1) - (2) đại diện cho các kết quả của mơ hình 2 cột (3) - (4) đại diện cho các kết quả cho mơ hình 2 hồi qui thay biến phụ thuộc là phát hành cổ phiếu ròng. Tất cả các biến trong cột (1) và (3) được chia cho tài sản ròng và tất cả các biến trong cột (2) và (4) được chia cho doanh thu thuần.
Dit = + 1+…+ n-1+ βDEFit Eit = + 1+…+ n-1+ βDEFit
Net debt issued/ net asset
(1)
Net debt issued/ net sales
(2)
Net equity issued/ net asset
(3)
Net equity issued/ net sales
(4) β 0.1367*** 0.0955*** 0.2058*** 0.1893*** P-value 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 Rob Std. Err 0.0164 0.0209 0.0235 0.0335 t 8.35 4.58 8.77 5.64 R2 0.1574 0.0722 0.4112 0.2737 Tổng hợp từ Stata 12 * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001
Bảng 4.10 báo cáo kết quả của các phương trình hồi quy tương tự như Bảng 4.9. Trong bảng các hệ số trong các cột (1)-(4) rất giống với các cột (1)-(4) trong bảng 4.9. Kết luận tương tự cho hồi quy với các hiệu ứng cố định thời gian. Hệ số hồi qui của biến phát hành cổ phần cao hơn biến hồi qui phát hành nợ. Cả hai cách hồi qui cố định theo công ty và cố định theo thời gian đều không hỗ trợ lý thuyết
trật tự phân hạng. Điều này có nghĩa là khi thâm hụt tài chính thì các doanh nghiệp có xu hướng phát hành cổ phần nhiều hơn nợ để bù đắp thâm hụt tài chính. Kết luận này khơng có nghĩa thâm hụt tài chính là vơ ích để giải thích mức độ vay nợ. Chúng tôi thực hiện kiểm tra liệu hiệu ứng cố định theo thời gian có thực sự đúng với bộ dữ liệu thông qua kiểm tra testparm và kết quả hầu như có ý nghĩa.
Testparm với H0: hệ số hồi qui ở các năm đều bằng 0; H1: một trong các hệ số hồi qui khác 0. Nếu giá trị P- value > 0.05 chấp nhận giả thiết H0 điều này có nghĩa là hệ số hồi qui qua thời gian đều bằng 0 và điều này tương đương với kiểm tra mơ hình cố định theo thời gian khơng cần thiết.
Bảng 4.11: Kiểm tra sự khác biệt hệ số hồi qui qua các năm
Biến phụ thuộc P-value Kết quả
ΔD1 0.0773 Khơng có sự khác biệt
ΔD2 0.0103 Có sự khác biệt
ΔE1 0.0000 Có sự khác biệt
ΔE2 0.0000 Có sự khác biệt
Tổng hợp từ Stata 12
Bảng 4.11 mơ hình cố định thời gian có ý nghĩa thống kê đáng kể, ngụ ý rằng khoảng thời gian có thể đóng một vai trị quan trọng. Do đó chúng tơi thử nghiệm phiên bản hàng năm sử dụng OLS đơn giản để xem cách thay đổi hệ số trật tự phân hạng theo thời gian. Bảng 4.12 báo cáo kết quả.
Bảng 4.12: Kết quả kiểm định thuyết trật tự phân hạng theo năm với hồi qui OLS. Hồi quy ước tính theo mơ hình (1) và (2): ΔDi = α + βDEFi + ei,; ΔEi = α + βDEFi + ei. Cột (1) và (3) hồi qui mơ hình (1) với tất cả các biến chia cho tài sản ròng. Cột
(2) và (4) hồi qui mơ hình (2) với tất cả các biến chia cho doanh thu thuần. Thời gian mẫu từ 2007-2014.
Year ΔD1 ΔD2 ΔE1 ΔE2
(1) (2) (3) (4) 2007 -0.0113 0.00920* 0.260*** 0.161*** (-1.50) (1.99) (18.57) (14.32) 2008 0.00820 0.00947 0.131*** 0.0850*** (0.67) (1.23) (6.00) (4.99) 2009 0.0295** 0.0243*** -0.133*** -0.0710*** (2.67) (3.50) (-7.95) (-5.59) 2010 0.0196 0.0165* -0.130*** -0.0726*** (1.85) (2.11) (-7.37) (-5.60) 2011 0.0147 0.0137* -0.196*** -0.124*** (1.60) (2.25) (-10.29) (-7.85) 2012 0.00545 0.0105 -0.217*** -0.120*** (0.52) (1.49) (-12.62) (-8.31) 2013 0.0105 0.0136* -0.201*** -0.113*** (1.06) (2.02) (-12.37) (-8.08) 2014 0.00761 0.00707 -0.197*** -0.107*** (0.78) (1.05) (-11.61) (-7.60) Tổng hợp từ Stata 12 * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001
Một quan sát thú vị từ Bảng 4.12 là các hệ số trật tự phân hạng trong giai đoạn 2007-2014 nhìn chung khá thấp và có ý nghĩa thống kê đối với mẫu dữ liệu chia cho doanh thu thuần. Ta nhìn thấy ở cột (2) và cột (4) Điều này chứng tỏ có sự khác nhau giữa các năm đối với hệ số hồi qui của phương trình kiểm định lý thuyết trật tự phân hạng. Ở đây ta có thể thấy hệ số β thấp ở các năm 2007. Sở dĩ như vậy là vì khoảng thời gian 2007 là giai đoạn thị trường chứng khoán tăng ở Việt Nam, thị trường phát triển nhanh chóng các cơng ty phát hành chứng khốn ồ ạt điều này làm giảm vay nợ. Nó cho thấy rằng trong một thị trường tăng, vốn vay ít ưu đãi và
tài trợ vốn chủ sở hữu hơn được sử dụng. Lý thuyết trật tự phân hạng vi phạm rất cao trên thị trường chứng khốn tăng. Bên cạnh đó, ta thấy ở cột (3) và cột (4) cho thấy phát hành cổ phần giữa các năm trong giai đoạn 2007-2014 khác nhau và có ý nghĩa thống kê cao.
Bảng 4.13: Kết quả kiểm định thuyết trật tự phân hạng theo ngành từ 2007-2014
STT Tên ngành β T-statistics N
1 Dệt May - Giầy Da -0.0242 (-1.36) 24
2 Công nghệ - truyền thông 0.0237 (1.28) 32
3 Dịch vụ chuyên môn - khoa học - Kỹ thuật 0.0166 (0.90) 16 4 Dịch vụ lưu trú và ăn uống 0.0597*** (3.35) 8
5 Hóa chất - Dược phẩm 0.0208 (1.17) 32
6 Khai khoáng 0.0578* (2.50) 32
7 Kim loại và các sản phẩm từ khoáng phi kim loại 0.0255 (1.38) 128 8 Máy móc- phương tiện vận tải 0.000732 (0.04) 8 9 Nội ngoại thất và các sản phẩm liên quan 0.0317 (1.69) 16 10 Sản phẩm dầu mỏ và than cốc 0.0364* (2.03) 8
11 Sản phẩm giấy và in ấn 0.0199 (1.07) 64
12 Sản phẩm từ nhựa và cao su 0.0237 (1.31) 72 13 Sản xuất nông - lâm - ngư nghiệp 0.0401 (1.67) 24 14 Thiết bị điện - Điện tử - Viễn thông 0.0248 (1.26) 80 15 Thực phẩm - Đồ uống - Thuốc lá 0.0195 (1.08) 152
16 Thương mại 0.0223 (1.22) 144
17 Tiện ích cộng đồng 0.0237 (0.90) 40
18 Vận tải và kho bãi 0.0262 (1.29) 88
19 Xây dựng và bất động sản 0.0284 (1.48) 192
Tổng hợp từ Stata 12 * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001
Bảng 4.13 kiểm tra thuyết trật tự phân hạng theo ngành và cung cấp các ước lượng của phương trình. Hai vế của mơ hình (1) đều chia cho tài sản ròng. Hầu hết
các số liệu thống kê t đều khơng có ý nghĩa, điều này chỉ ra rằng ngoài các giả thuyết của trật tự phân hạng, tác giả khơng thể tìm thấy bất kỳ tác dụng quan sát khác trong cùng ngành. Vì vậy, chúng tơi cho rằng những tác động cố định thời gian (thể hiện trong Bảng 4.10) chủ yếu gây ra bởi một số yếu tố không quan sát được khác yếu tố ngành công nghiệp.
Phần nghiên cứu tiếp theo của chúng tôi là xem xét tăng vốn chủ sở hữu mới và nợ mới bởi đặc trưng doanh nghiệp khác nhau. Các cơng ty nhỏ được cho là có bất cân xứng thông tin hơn so với các công ty lớn và do đó theo lý thuyết trật tự phân hạng nó sẽ phát hành cổ phiếu ít hơn các doanh nghiệp lớn. Để kiểm tra dữ liệu quan sát của chúng tôi được phân loại thành tứ phân vị với qui mô được sắp xếp theo tổng tài sản với thứ tự qui mô nhỏ nhất, nhỏ vừa, lớn vừa và lớn nhất theo phân vị thứ 1, 2, 3 và 4. Tương tự, chúng tôi chia quan sát vào tốc độ tăng trưởng cũng được chia làm bốn và kiểm tra trật tự phân hạng cho 4 nhóm này. Người ta có thể lập luận rằng các công ty tăng trưởng cao nói chung phải đối mặt với vấn đề thơng tin bất đối xứng hơn và do đó phải tuân theo các giả thuyết trật tự phân hạng hơn so với các doanh nghiệp tăng trưởng thấp. Chúng tôi cũng chia mẫu thành 4 mẫu nhỏ cho các công ty chi trả cổ tức. Các công ty thường sẽ không phát hành cổ phiếu để chi trả cổ tức. Do vấn đề thông tin bất cân xứng cổ đông hiện tại sẽ thấy giá cổ phiếu của họ suy giảm ngay khi vốn chủ sở hữu mới đã được ban hành. Các cổ đông hiện tại sẽ bị mất đi một tài sản như một hệ quả của các công ty trả cổ tức và sau đó phát hành cổ phiếu. Kết quả là, các tần số của các công ty phát hành cổ phiếu và trả cổ tức phải tương đối thấp. Ngồi ra, chúng tơi kiểm tra xem liệu các địn bẩy hiện tại của doanh nghiệp có ảnh hưởng đến phát hành cổ phần công ty. Thuyết trật tự phân hạng là đúng thì các cơng ty có mức độ địn bẩy thấp hầu như phát hành nợ trước khi phát hành cổ phiếu. Những công ty có địn bẩy rất cao có thể quyết định phát hành cổ phiếu thay vì nợ, vì họ có thể lo lắng về khả năng trả nợ của họ. Để xác định đòn bẩy cao và thấp, các quan sát đã được sắp xếp và chia theo tứ phân vị giá trị nợ trên sổ sách.
Bảng 4.14: Kết quả kiểm định thuyết trật tự phân hạng với hiệu ứng cố định công ty theo các yếu tố đặc trưng doanh nghiệp theo cho dữ liệu được lọc theo tứ phân vị. Hai vế của mơ hình 1 được chia cho tài sản rịng.
Size Growth Smallest firms Medium small firms Medium large firms Largest firms Smallest firms Medium small firms Medium large firms Largest firms 0.141 0.0937* 0.321** 0.284* 0.208 0.309** 0.114 0.333* (1.56) (2.19) (2.67) (2.11) (1.86) (2.88) (1.96) (2.42) R2 0.0976 0.088 0.1802 0.1654 0.0738 0.1945 0.0933 0.1909 F-test 0.1249 0.0325 0.0094 0.0399 0.0663 0.0047 0.0518 0.017
Cash dividend Leverge
Smallest firms Medium small firms Medium large firms Largest firms Smallest firms Medium small firms Medium large firms Largest firms 0.133* 0.218* 0.327*** 0.383** 0.0122 0.0657** 0.0981* 0.453*** (2.26) (2.23) (4.02) (3.23) (0.81) (3.31) (2.03) (4.14) R2 0.1093 0.196 0.2821 0.2045 0.0078 0.085 0.0976 0.258 F-test 0.0263 0.028 0.0001 0.0019 0.4185 0.0013 0.045 0.0001 Tổng hợp từ Stata 12 * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001
Lý thuyết trật tự phân hạng là lý thuyết dựa trên cơ sở bất cân xứng thơng tin, hành vi tài chính có liên quan đến lựa chọn bất lợi có nghĩa là lý thuyết trật tự phân hạng thực hiện tốt đối với các công ty đối mặt với vấn đề bất cân xứng thông tin cao. Về mặt này, qui mô doanh nghiệp nhỏ và tốc độ tăng trưởng cao các công ty có bất cân xứng thơng tin lớn và các cơng ty có bất cân xứng thơng tin ít khi trả cổ tức hoặc những cơng ty có địn bẩy cao sẽ ưu tiên phát hành cổ phần. Trong bảng 4.14 ta thấy doanh nghiệp lớn càng phát hành nợ càng nhiều với hệ số hồi qui là (+0.0937), (+0.321) và (+0.284) tương ứng với doanh nghiệp nhỏ vừa, lớn vừa và lớn nhất, và những cơng ty có tỷ lệ càng cao càng vay nợ nhiều hơn ứng với hệ số hồi qui là (+0.0657), (+0.0981), (+0.453) tương ứng với doanh nghiệp nhỏ vừa, lớn
vừa và lớn nhất, cả hai mẫu đều khơng có ý nghĩa thống kê với những doanh nghiệp rất nhỏ điều này đi ngược lại với thuyết trật tự về bất cân xứng thông tin. Bên cạnh đó đối với các doanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng cao sẽ tuân theo thuyết trật tự phân hạng hơn tuy nhiên trong kết quả thực nghiệm của chúng tôi điều này không được chứng minh rõ ràng mẫu chỉ có ý nghĩa thống kê ở doanh nghiệp nhỏ vừa và lớn nhất với hệ số hồi qui tương ứng (+0.309) và (+0.333), ở đây ta cũng nhận thấy khơng có sự lớn hơn cách biệt ở hai mẫu này. Các công ty chi trả cổ tức cao thì thường không phát hành cổ phần mà sử dụng nợ điều này đúng với kết quả tại các doanh nghiệp Việt Nam với hệ số hồi qui tăng dần từ doanh nghiệp chi trả cổ tức nhỏ nhất, nhỏ vừa, lớn vừa và đến lớn nhất. Rõ ràng là lý thuyết trật tự phân hạng dựa trên lựa chọn bất lợi không được hỗ trợ bởi các công ty ở Việt Nam và thuyết trật tự phân hạng thực hiện tốt nhất bởi cac doanh nghiệp có ít thơng tin bất cân xứng.
4.4.2 Kết quả kiểm định mơ hình các nhân tố tác động địn bẩy
Ở phần trên chúng ta đã kiểm định thuyết trật tự phân hạng với mơ hình đơn giản. Kết quả ở thị trường Việt Nam không tuân theo trật tự phân hạng. Hệ số phát hành nợ thấp hơn hệ số phát hành vốn cổ phần. Tuy nhiên điều này khơng có nghĩa là thâm hụt tài chính là vơ nghĩa để giả thích tỷ lệ nợ của doanh nghiệp. Ở phần này chúng tôi tiến hành kiểm tra mối quan hệ giữa nợ và biến thâm hụt tài chính cùng với bốn biến khác ảnh hưởng đến việc vay nợ của doanh nghiệp đó là: tài sản cố