CHƯƠNG 3 PHƯƠNG PHÁP, DỮ LIỆU VÀ MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU
4.2 Kết quả nghiên cứu
4.2.1 Kết quả nghiên cứu với biến cơ hội tăng trưởng
– Khả năng sinh lợi
Kết quả hồi qui trong 3 mơ hình PM, REM và FEM của 3 biến phụ thuộc (Bảng 4.5 đến 4.7) đều cho thấy khả năng sinh lợi có quan hệ ngược chiều với đòn bẩy tổng thể , đòn bẩy dài hạn và đòn bẩy ngắn hạn . Ngoại trừ trong mơ
hình FEM của biến phụ thuộc , có mức ý nghĩa 5%, cịn trong các mơ hình khác đều có mức ý nghĩa 1%.
Mối tương quan nghịch chiều này hỗ trợ cho lý thuyết trật tự phân hạng: các DN có nhiều lợi nhuận thì ít vay nợ hơn. Họ ít vay nợ khơng phải vì họ khơng có nhu cầu đầu tư mà vì nguồn tiền nội bộ của họ đủ cho hoạt động đầu tư mà không cần nguồn tài trợ từ bên ngoài. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng dấu từ nghiên cứu của Kester (1986), Friend và Lang (1988), Baskin (1989), Griner và Gordon (1995), Shyam- Sunder và Myers (1999) và cũng phù hợp với Chen (2004), với nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam của Nguyen và cộng sự (2012), Lê (2013) và Nguyễn (2013).
– Quy mô công ty
Nhân tố quy mô công ty có tương quan (+) với cả 3 cách đo lường của biến đòn bẩy với mức ý nghĩa 1% trong hầu hết 3 mơ hình PM, REM và FEM. Tuy nhiên, trong mơ hình của phương trình với biến phụ thuộc , lại có tương quan (-) với , nhưng mối tương quan này lại khơng có ý nghĩa thống kê. Mối tương quan (+) của với một lần nữa lại khẳng định các DN Việt Nam thích sử dụng nợ ngắn hạn hơn.
Kết quả này giống với nghiên cứu của Nguyễn (2013), với nghiên cứu về cấu trúc vốn ở các nước phát triển của Rajan và Zingles (1995), nhưng khác với nghiên cứu của Chen (2004): có tương quan (-) với và khơng có ý nghĩa đối với . Còn Nguyen và cộng sự (2012) thì có tương quan (-) với và tương quan (+) với .
Mối tương quan (+) của nhân tố quy mô công ty ủng hộ cho lý thuyết đánh đổi và lý thuyết tín hiệu. Theo Rajan và Zingles (1995), vấn đề thơng tin bất cân xứng ít ảnh hưởng đến một cơng ty có quy mơ lớn, do đó, cơng ty lớn dễ tiếp cận nguồn vốn vay hơn các cơng ty nhỏ. Bên cạnh đó, rủi ro phá sản trong DN lớn được đa dạng hóa nên DN lớn ít có nguy cơ phá sản và có nhiều lợi thế trong việc phát hành nợ để hưởng lợi ích từ tấm chắn thuế.
Bảng 4.5 - Kết quả hồi quy cho phương trình tổng nợ
Biến PM REM FEM
-0.8043*** -0.4394*** -0.3903*** (0.0000) (0.0000) (0.0000) 0.0430*** 0.0604*** 0.0746*** (0.0000) (0.0000) (0.0000) 0.1113*** 0.0817*** 0.0804*** (0.0000) (0.0000) (0.0000) 0.2619*** 0.1282*** 0.1044*** (0.0000) (0.0000) (0.0003) -0.0001 -0.0002* -0.0002* (0.5941) (0.0578) (0.0507) -0.2716 0.4338** 0.6860*** (0.2477) (0.0186) (0.0004) -0.1111*** -0.1202*** (0.0000) (0.0000) -0.0372 -0.2651*** -0.5421*** (0.5390) (0.0044) (0.0001) 860 860 860 0.3739 0.3091 0.9236 0.1682 0.0668 0.0657 72.6905 41.0207 (0.0000) (0.0000) 317.6330 (0.0000)
Giá trị trong ngoặc với các mức ý nghĩa * < 0.1, ** < 0.05, *** < 0.01
Biến phụ thuộc là tổng nợ . Biến độc lập gồm: – Khả năng sinh lợi, – Quy mô công ty, – Các cơ hội tăng trưởng (tài sản), – Cấu trúc tài sản, – Chi phí kiệt quệ tài chính, – Tác động từ tấm chắn thuế phi nợ và biến giả có giá trị = 1 cho sàn HOSE và giá trị = 0 cho sàn HNX.
Từ bảng thống kê mơ tả 4.1, có thể thấy tỷ lệ nợ ngắn hạn chiếm trung bình 41.16% trên tổng tài sản trong khi tỷ lệ nợ dài hạn chỉ chiếm 9.78% giá trị tổng tài sản. Như vậy phải chăng đa số các DN niêm yết trên TTCK Việt Nam là DN vừa và nhỏ. Điều này có thể thấy qua bảng 4.4, giá trị trung bình của nợ ngắn hạn trên HOSE tăng dần theo thời gian trong khoảng 36.4% - 41.7%, cịn giá trị trung bình của nợ ngắn hạn trên HNX tăng dần theo thời gian trong khoảng 45.3% - 46.21% trong giai đoạn nghiên cứu. Thực vậy, đa số các DN niêm yết trên HNX có quy mơ nhỏ hơn các DN niêm yết trên HOSE.
– Các cơ hội tăng trưởng
Kết quả hồi quy cho thấy biến có mối tương quan (+) với cả 3 biến đòn bẩy trong cả 3 mơ hình PM, REM và FEM với mức ý nghĩa 1%. Hệ số hồi quy trong mơ hình FEM tương ứng với 3 biến phụ thuộc , và lần lượt là 0.0804; 0.0313 và 0.0491.
Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Chen (2014). Còn trong nghiên cứu của Nguyễn (2013), có mối tương quan (+) với , với nhưng khơng có tương quan có ý nghĩa với trong mơ hình FEM. Cịn Nguyen và cộng sự (2012) thì ngược lại, có mối tương quan (+) với , với nhưng khơng có tương quan có ý nghĩa với .
Kết quả này không ủng hộ lý thuyết đánh đổi, vì theo lý thuyết đánh đổi những DN có cơ hội tăng trưởng cao trong tương lai, là sự hình thành của tài sản vơ hình thường ít vay nợ hơn các DN có nhiều tài sản hữu hình vì cơ hội tăng trưởng khó dùng để thế chấp vay. Mối tương quan dương giữa cơ hội tăng trưởng và nợ có thể được giải thích bởi lý thuyết trật tự phân hạng và lý thuyết tín hiệu. Thật vậy, những DN đang trong giai đoạn phát triển cần nhiều nguồn vốn để hoạt động và vì nguồn vốn nội bộ của họ khơng đáp ứng đủ nên họ phải tìm kiếm thêm nguồn tài trợ từ bên ngoài. Đồng thời những doanh nghiệp có nhiều cơ hội tăng trưởng cũng phát ra tín hiệu tốt về cơ hội
phát triển, về thu nhập trong tương lai, về nguy cơ phá sản thấp, tạo ra hình ảnh tốt đối với ngân hàng nên họ có thể dễ dàng vay nợ hơn.
– Cấu trúc tài sản
Nhân tố có mối quan hệ cùng chiều với , với mức ý nghĩa 1% và 5% trong cả 3 mơ hình PM, REM và FEM. Còn trong mối quan hệ với , nhân tố có tương quan (+) có ý nghĩa thống kê trong mơ hình PM & REM nhưng lại khơng có tương quan (+) có ý nghĩa thống kê trong mơ hình FEM.
Kết quả này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu ở các nước phát triển lẫn đang phát triển và với kết quả của Chen (2004) nhưng khác với Nguyễn (2013) và Nguyen và cộng sự (2012). Nguyễn (2013) khơng tìm thấy mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa và đòn bẩy, còn trong Nguyen và cộng sự (2012) thì có tương quan (-) với và tương quan (+) với nhưng lại khơng có tương quan có ý nghĩa thống kê với .
Mối quan hệ cùng chiều giữa cấu trúc tài sản với đòn bẩy tổng và đòn bẩy dài hạn nói lên rằng các DN Việt Nam tăng cường sử dụng nợ bằng việc đem tài sản thế chấp cho việc vay nợ. Việc có tài sản thế chấp khi vay làm giảm rủi ro cho bên cho vay nên việc các cơng ty càng có nhiều tài sản hữu hình càng dễ tiếp cận nguồn nợ vay và các cơng ty có nhiều tài sản hữu hình cũng có xu hướng vay nợ vừa để bổ sung nguồn vốn cho hoạt động kinh doanh vừa để hưởng lợi từ tấm chắn thuế. Kết quả này phù hợp với cả lý thuyết đánh đổi và lý thuyết trật tự phân hạng.
– Chi phí kiệt quệ tài chính
Biến này có tương quan (-) và chỉ có ý nghĩa đối với địn bẩy tổng thể trong mơ hình REM và FEM với mức ý nghĩa 10%. Tuy nhiên, so với các biến độc lập khác, hệ số ước lượng của có giá trị khá nhỏ (-0.0002). Cịn trong các phương trình địn bẩy và , biến cũng có tương quan (-) nhưng tương quan này lại khơng có ý nghĩa thống kê.
Bảng 4.6 - Kết quả hồi quy cho phương trình nợ dài hạn PM REM FEM -0.2641*** -0.0958*** -0.0926** (0.0000) (0.0091) (0.0171) 0.0404*** 0.0263*** -0.0075 (0.0000) (0.0000) (0.3879) 0.0455*** 0.0355*** 0.0313*** (0.0009) (0.0000) (0.0001) 0.0863*** 0.0653*** 0.0544** (0.0000) (0.0028) (0.0294) 0.0000 -0.0001 -0.0001 (0.9642) (0.2978) (0.1780) 0.9325*** 0.2289 -0.0111 (0.0000) (0.1325) (0.9478) -0.0238*** -0.0151 (0.0080) (0.3861) -0.4815*** -0.2833*** 0.1800 (0.0000) (0.0000) (0.1324) 860 860 860 0.2681 0.2508 0.8454 0.1113 0.0583 0.0572 44.5819 4.5007 (0.0000) (0.0002) 72.4910 (0.0000)
Giá trị trong ngoặc với các mức ý nghĩa * < 0.1, ** < 0.05, *** < 0.01
Biến phụ thuộc là nợ dài hạn . Biến độc lập gồm: – Khả năng sinh lợi, – Quy mô công ty, – Các cơ hội tăng trưởng (tài sản), – Cấu trúc tài sản, – Chi phí kiệt quệ tài chính, – Tác động từ tấm chắn thuế phi nợ và biến giả có giá trị = 1 cho sàn HOSE và giá trị = 0 cho sàn HNX.
Kết quả này phù hợp với kỳ vọng dấu từ nghiên cứu của Bradley và cộng sự (1984), Friend và Lang (1988), Walsh và Ryan (1997) và giống với nghiên cứu của Chen (2004). Tuy nhiên, Nguyễn (2013) lại có kết quả ngược lại là tồn tại mối quan hệ cùng chiều giữa chi phí kiệt quệ tài chính với nợ tổng thể và nợ dài hạn.
Bảng 4.7 - Kết quả hồi quy cho phương trình nợ ngắn hạn
Biến PM REM FEM
-0.5404*** -0.3601*** -0.2976*** (0.0000) (0.0000) (0.0000) 0.0027 0.0368*** 0.0821*** (0.5800) (0.0000) (0.0000) 0.0659*** 0.0478*** 0.0491*** (0.0026) (0.0000) (0.0000) 0.1757*** 0.0718** 0.0500 (0.0000) (0.0219) (0.1410) -0.0001 -0.0001 -0.0001 (0.5954) (0.4404) (0.5101) -1.2043*** 0.2097 0.6978*** (0.0000) (0.3328) (0.0026) -0.0874*** -0.1083*** (0.0000) (0.0002) 0.4443*** -0.0187 -0.7233*** (0.0000) (0.8563) (0.0000) 860 860 860 0.2082 0.1114 0.8788 0.1781 0.0799 0.0779 32.0064 19.4156 (0.0000) (0.0000) 115.3355 (0.0000)
Biến phụ thuộc là nợ ngắn hạn . Biến độc lập gồm: – Khả năng sinh lợi, – Quy mô công ty, – Các cơ hội tăng trưởng (tài sản), – Cấu trúc tài sản, – Chi phí kiệt quệ tài chính, – Tác động từ tấm chắn thuế phi nợ và biến giả có giá trị = 1 cho sàn HOSE và giá trị = 0 cho sàn HNX.
– Tác động từ tấm chắn thuế phi nợ
Khác với kết quả nghiên cứu của Chen (2004) và của Nguyễn (2013), bài nghiên cứu này tìm thấy mối tương quan (+) trong mơ hình FEM giữa biến với tổng nợ và nợ ngắn hạn .
Với đòn bẩy dài hạn thì nhân tố chỉ có tương quan (+) trong mơ hình PM. Cịn trong Bảng 4.7, lại có mối quan hệ với đòn bẩy ngắn hạn theo những chiều tương quan khác nhau giữa mơ hình PM và mơ hình FEM. Tuy nhiên như kết quả so sánh giữa các mơ hình PM, REM và FEM sẽ nêu sau này trong phần 4.5, mơ hình FEM là mơ hình phù hợp nhất nên bài phân tích sẽ dựa trên kết quả của mơ hình FEM để đánh giá.
Mối tương quan (+) ở đây cũng gần tương đồng với mối tương quan của biến với địn bẩy nợ và có kỳ vọng dấu phù hợp với lý thuyết đánh đổi. Thật vậy, khi DN đầu tư nhiều vào tài sản hữu hình thì chi phí khấu hao cũng tăng lên nên tác động của biến và tác động của biến đối với nợ giống nhau là phù hợp.
Tuy nhiên trong khi có tương quan (+) với , khơng có tương quan với thì lại khơng có tương quan với và có tương quan với .
4.2.2 Kết quả nghiên cứu với biến cơ hội tăng trưởng
Biến cơ hội tăng trưởng ở phần này được đo lường theo doanh thu thuần. So với biến cơ hội tăng trưởng đo lường theo tăng trưởng tài sản , thì các mơ hình với biến cơ hội tăng trưởng đo lường theo tăng trưởng doanh thu thuần có kết quả kém hơn, cụ thể là đa số các hệ số hồi quy đều có giá trị thấp hơn, ngoại trừ hai biến và . Kết quả hồi quy của phương trình có biến cơ hội tăng trưởng được thể hiện trong bảng 4.8 đến 4.10.
Bảng 4.8 - Kết quả hồi quy cho phương trình tổng nợ
Biến PM REM FEM
-0.7165*** -0.3647*** -0.3154*** (0.0000) (0.0000) (0.0000) 0.0474*** 0.0619*** 0.0760*** (0.0000) (0.0000) (0.0000) -0.0002 0.0064*** 0.0068*** (0.9668) (0.0027) (0.0014) 0.2577*** 0.1083*** 0.0785*** (0.0000) (0.0001) (0.0088) -0.0001 -0.0002** -0.0002** (0.5363) (0.0311) (0.0259) -0.5860** 0.1023 0.3583* (0.0117) (0.5878) (0.0737) -0.1154*** -0.1235*** (0.0000) (0.0000) -0.0746 -0.2606*** -0.5361*** (0.2233) (0.0064) (0.0002) 860 860 860 0.3525 0.2875 0.9159 0.1711 0.0702 0.0689 66.2520 26.8909 (0.0000) (0.0000) 230.0990 (0.0000)
Giá trị trong ngoặc với các mức ý nghĩa * < 0.1, ** < 0.05, *** < 0.01
Biến phụ thuộc là tổng nợ . Biến độc lập gồm: – Khả năng sinh lợi, – Quy mô công ty, – Các cơ hội tăng trưởng (doanh thu), – Cấu trúc tài sản, – Chi phí kiệt quệ tài chính, – Tác động từ tấm chắn thuế phi nợ và biến giả có giá trị = 1 cho sàn HOSE và giá trị = 0 cho sàn HNX.
– Khả năng sinh lợi
Trong phương trình hồi quy có biến cơ hội tăng trưởng , biến có quan hệ ngược chiều với cả đòn bẩy tổng thể , đòn bẩy dài hạn và đòn bẩy ngắn hạn với mức ý nghĩa từ 1% và 10%. Cịn trong phương trình hồi quy với biến cơ hội tăng trưởng , biến cũng có quan hệ ngược chiều với địn bẩy tổng thể , đòn bẩy dài hạn và đòn bẩy ngắn hạn nhưng kết quả hồi quy không tốt bằng, cụ thể như sau:
- Trong phương trình hồi quy của biến phụ thuộc đòn bẩy dài hạn , biến chỉ có ý nghĩa thống kê với mơ hình PM & REM, cịn trong mơ hình FEM, biến tuy có tương quan (-) với nhưng mối tương quan này lại khơng có ý nghĩa về mặt thống kê.
- Các hệ số hồi quy của nhân tố có giá trị thấp hơn, chẳng hạn trong phương trình hồi quy có biến , hệ số hồi quy của trong mơ hình FEM tương ứng với địn bẩy tổng thể và đòn bẩy ngắn hạn lần lượt là -0.3903 và -0.2976. Còn trong phương trình hồi quy có biến , hệ số hồi quy của trong mơ hình FEM tương ứng với đòn bẩy tổng thể và đòn bẩy ngắn hạn là -0.3154 và -0.2536. Mối tương quan nghịch chiều hỗ trợ cho lý thuyết trật tự phân hạng: các DN có nhiều lợi nhuận thì ít vay nợ hơn.
– Quy mô công ty
Kết quả hồi quy của phương trình có biến cũng giống như kết quả hồi quy của phương trình có biến , nghĩa là nhân tố có tương quan (+) với hầu hết cả 3 cách đo lường của biến đòn bẩy với mức ý nghĩa 1% trong 3 mơ hình PM, REM và FEM nhưng hệ số hồi quy của trong phương trình có biến có giá trị lớn hơn một chút. Và, trong mơ hình của phương trình biến phụ thuộc , nhân tố quy mơ cũng có tương quan (-) với đòn bẩy dài hạn và mối tương quan này cũng khơng có ý nghĩa thống kê.
Bảng 4.9 - Kết quả hồi quy cho phương trình nợ dài hạn
Biến PM REM FEM
-0.2302*** -0.0614* -0.0616 (0.0000) (0.0908) (0.1089) 0.0417*** 0.0276*** -0.0078 (0.0000) (0.0000) (0.3778) 0.0064** 0.0019 0.0007 (0.0321) (0.3001) (0.7142) 0.0837*** 0.0574*** 0.0441* (0.0000) (0.0091) (0.0791) -0.0000 -0.0001 -0.0001 (0.9002) (0.2378) (0.1438) 0.8252*** 0.1020 -0.1431 (0.0000) (0.4989) (0.3945) -0.0260*** -0.0169 (0.0038) (0.3294) -0.4916*** -0.2912*** 0.1940 (0.0000) (0.0000) (0.1099) 860 860 860 0.2625 0.2406 0.8418 0.1118 0.0591 0.0578 43.3261 1.8097 (0.0000) (0.0946) 53.9199 (0.0000)
Giá trị trong ngoặc với các mức ý nghĩa * < 0.1, ** < 0.05, *** < 0.01
Biến phụ thuộc là nợ dài hạn . Biến độc lập gồm: – Khả năng sinh lợi, – Quy mô công ty, – Các cơ hội tăng trưởng (doanh thu), – Cấu trúc tài sản, – Chi phí kiệt quệ tài chính, – Tác động từ tấm chắn thuế phi nợ và biến giả có giá trị = 1 cho sàn HOSE và giá trị = 0 cho sàn HNX.
– Các cơ hội tăng trưởng theo doanh thu thuần
Khác với biến (đo lường các cơ hội tăng trưởng theo tăng trưởng của tài sản), biến chỉ có tương quan (+) với 2 biến tổng và nợ ngắn hạn trong 2 mơ hình REM và FEM với mức ý nghĩa thống kê thấp hơn và giá trị hệ số hồi quy nhỏ hơn rất nhiều. Như trong mơ hình FEM của biến phụ thuộc và , giá trị hồi quy của lần lượt là 0.0068 và 0.0061; còn trong phương trình hồi quy với biến cơ hội tăng trưởng , giá trị hồi quy của lần lượt là 0.0804 và 0.0491.
– Cấu trúc tài sản, – Chi phí kiệt quệ tài chính và – Tác
động từ tấm chắn thuế phi nợ
Kết quả hồi quy của các nhân tố này từ phương trình hồi quy có biến cơ hội tăng trưởng cũng tương tự như kết quả hồi quy từ phương trình có biến cơ hội tăng trưởng .
a) Biến có tương quan (+) và có ý nghĩa thống kê với , trong cả 3 mơ hình PM, REM và FEM. Cịn trong mơ hình FEM của biến phụ thuộc , nhân tố này tuy có tương quan (+) với nhưng tương quan này lại khơng có ý nghĩa thống kê.
b) Biến : có tương quan (-) đối với địn bẩy tổng thể và sự tương quan này cũng chỉ có ý nghĩa thống kê trong mơ hình REM và FEM với mức ý nghĩa