Variable LVLTA GTSS GTTT LVit-1 0.4026*** (5.26) 0.2538*** (6.09) LV it-1*GROWTHt 0.0029 (1.08) 0.0016 (0.79) LV it-1*SIZEt -0.0154*** (-5.31) -0.0097*** (-6.06) LV it-1*DISTt 0.0266*** (2.8) 0.0189*** (3.76) Z -0.5473 -0.7961 Wald test 395046.97 1710000 Sargan test 20.68556 23.31761 Obser. 805 805
Nguồn: Tác giả tính tốn từ chương trình Stata 11.0
Ghi chú: Bảng 3.6 trình bày kết quả hồi quy tác động của các yếu tố lên tốc
độđiều chỉnh tỷ lệ nợ sử dụng mơ hình GMM, dữ liệu là tồn bộ các cơng ty trong mẫu. Thống kê t được trình bày dưới các hệ số hồi quy và trong ngoặc. Kiểm định Sargan test về giá trị của các biến công cụ. Kiểm định Wald để kiểm tra các hệ số
của mơ hình hồi quy có phù hợp với mơ hình đề xuất. Kiểm định Z về sự tương quan chuỗi bậc hai.
* có ý nghĩa thống kê ở mức 10% ** có ý nghĩa thống kê ở mức 5% *** có ý nghĩa thống kê ở mức 1%
Để kiểm định độ phù hợp của mơ hình hồi quy tổng thể, sau khi chạy hồi quy bốn mơ hình theo bốn biến phụ thuộc là LVLTA theo GTSS và GTTT, ta cần kiểm
định các giả thuyết:
- Kiểm định Sargan test:
Giả thuyết không (H0) là tất cả các biến cơng cụđều có giá trị.
Từ bảng 3.6 ta thấy giá trị thống kê chi bình phương tính của tất cả các phương trình hồi quy đều có xác suất lớn hơn 0.05 nên ta chấp nhận giả thuyết không (H0). Điều này có nghĩa là có tất cả các biến cơng cụđưa vào mơ hình khơng có tương quan với số hạng sai số và do đó các giá trị ước lượng biến công cụ dựa vào các biến công cụđược chọn là có giá trị, và kết luận mơ hình hồi quy được xây dựng phù hợp với tổng thể.
Như vậy, trong các ước lượng GMM, thì kiểm định Sargan về các giới hạn xác định quá cao không bác bỏ giả thuyết vô hiệu rằng những công cụ này là khơng
có tương quan với số hạng sai số.
- Kiểm định Wald test:
Để xem tốc độ điều chỉnh cố định và độc lập với các đặc tính của doanh nghiệp, ta cần kiểm định giả thuyết khơng (H0): β1=0. Kết quả ước lượng trình bày kết quả ước lượng hệ số của thành phần tương tác, β1 và hệ số của độ trễ của tỷ lệ nợ (1- β0). Giá trị của Prob(F–statistic) của kiểm định Wald chỉ ra rằng giả thuyết
tất cả các hệ số hồi quy đồng thời bằng không bị bác bỏ (0.0000 < 0.05), tức là các hệ số hồi quy không đồng thời bằng 0. Điều này cho thấy sự phù hợp tổng thể của mơ hình đề xuất.
Như vậy, trong các ước lượng GMM, thì kiểm định Wald về kiểm định giả
thuyết đồng thời tất cả các hệ số hồi quy đồng thời bằng không bị bác bỏ rằng các biến đưa vào mơ hình có ý nghĩa giải thích.
- Kiểm định Z
Giá trị của Prob(F–statistic) của kiểm định Z chỉ ra rằng giả thuyết khơng có
Tuy nhiên, tất cả các giá trị của Prob > z đều lớn hơn 0.05 trong order 2 nên ta chấp nhận giả thuyết không rằng khơng có sư tương quan chuỗi bậc 2 trong phần dư.
Như vậy, các kiểm định về sự tương quan chuỗi cho thấy rằng khơng có một sự tương quan chuỗi bậc hai trong phần dư.
Kết luận: như vậy, các kiểm định của mơ hình GMM khẳng định các biến GROWTH, SIZE, DIST là có ý nghĩa trong vai trò quyết định các yếu tốảnh hưởng
đến cấu trúc vốn. Vì vậy ta có thể nói rằng đây là mơ hình hợp lý nhằm giải thích ý nghĩa của bài nghiên cứu.
Ngoài ra, chúng ta cần kiểm định thêm giả thuyết không (H0): β1=0, rằng tốc
độ điều chỉnh độc lập với đặc tính doanh nghiệp. Kết quả là bác bỏ giả thuyết khơng. Ta có thể kết luận là tốc độ điều chỉnh bị ảnh hưởng bởi các đặc tính doanh
nghiệp. Tuy nhiên, điều quan trọng cần chú ý ởđây là hệ sốβ1 mang dấu âm (-). Do
đó, dấu của hệ sốước lượng của các biến tương tác trong mơ hình điều chỉnh động sẽ được xác định theo tiêu chí, nếu dấu của hệ số hồi quy là âm (-) thể hiện tốc độ điều chỉnh của tỷ lệ nợ là nhanh và ngược lại nếu dấu của hệ số hồi quy là dương (+) thể hiện tốc độđiều chỉnh của tỷ lệ nợ là chậm.
Dựa vào bảng 3.6 ta thấy, hệ số trên tỷ lệ nợ theo GTSS cho thấy rằng các doanh nghiệp tại Việt Nam làm nhỏ lại 59.74% (=1- 0.4026) theo LVLTA. Đây
chính là khoảng cách giữa địn bẩy hiện tại và đòn bẩy được đề ra trong một năm. Với tỷ lệ này phải mất gần 2 năm mới có thểđạt được mức tỷ lệ nợ tối ưu.
Hệ số trên tỷ lệ nợ theo GTTT cho thấy rằng các doanh nghiệp tại Việt Nam làm nhỏ lại 74.62% (=1- 0.2538) theo LVLTA. Đây chính là khoảng cách giữa địn bẩy hiện tại và đòn bẩy được đề ra trong một năm. Với tỷ lệ này phải mất gần 1.5 năm mới có thểđạt được mức tỷ lệ nợ tối ưu.
Tuy nhiên, do tỷ lệ nợ theo GTTT bị ảnh hưởng bởi các biến động của thị
trường và giai đoạn nghiên cứu rơi vào khủng hoảng kinh tế nên trong giai đoạn này các doanh nghiệp cố gắng tăng đòn bẩy nợ lên mức cao nhất có thể. Chính vì vậy, kết quả chạy mơ hình của tỷ lệ nợ theo GTTT có thể khơng phản ánh chính xác, nên trong bài nghiên cứu này tác giả lấy GTSS làm mục tiêu nghiên cứu chính.
Nhận xét ý nghĩa thống kê của các biến giải thích trong mơ hình:
- Kết quả nghiên cứu cho thấy biến GROWTH tương quan âm (-) với tỷ lệ nợ theo LVLTA và khơng có ý nghĩa thống kê. Mối quan hệ giữa tỷ lệ nợ trong cấu trúc vốn với biến GROWTH không phù hợp với kỳ vọng, các doanh nghiệp tăng trưởng cao thể hiện sự linh hoạt về tài chính thơng qua các quyết định đầu tư sẽ dễ
dàng điều chỉnh tỷ lệ nợ hướng về tỷ lệ nợ mục tiêu hơn các doanh nghiệp tăng trưởng thấp.
Biến GROWTH khơng có ý nghĩa thống kê, điều này có thể được lý giải là do giai đoạn chứng khốn đang tăng trưởng nóng nên GTSS và GTTT có sự khác biệt lớn, vì thế mối tương quan giữa tỷ lệ nợ và ROA trở nên khơng có ý nghĩa. Các hệ sốước lượng của hệ số tương tác cho biến GROWTH khơng có ý nghĩa thống kê nhưng cũng hỗ trợ giả thuyết của bài nghiên cứu, là một trong những ảnh hưởng
đến các yếu tốảnh hưởng đến tốc độđiều chỉnh của cấu trúc vốn. Các doanh nghiệp tăng trưởng cao sẽđiều chỉnh nhanh hơn đểđạt được tỷ lệ nợ mục tiêu. Sự khác biệt này là do dữ liệu bịảnh hưởng bởi những thay đổi của thị trường.
Một doanh nghiệp tăng trưởng có thể thay đổi cấu trúc vốn một cách dễ dàng bằng cách chọn và kết hợp từ các nguồn tài trợ mới. Thậm chí với thơng tin bất cân xứng, hành động này ít làm giảm giá trị của doanh nghiệp. Hay nói cách khác, với một doanh nghiệp khơng tăng trưởng chỉ có thể thay đổi cấu trúc vốn của nó bằng cách phát hành cổ phiếu. Với thông tin bất cân xứng, hành động này có thể được xem như là dấu hiệu âm đối với thị trường. Do đó, các doanh nghiệp với cơ hội tăng trưởng cao được kỳ vọng điều chỉnh cấu trúc vốn đến cấu trúc tối ưu nhanh hơn so với các doanh nghiệp tăng trưởng chậm.
Kết luận: Cơ hội tăng trưởng càng cao, tốc độ điều chỉnh đến cấu trúc vốn tối ưu càng nhanh mặc dù kết quả khơng có ý nghĩa thống kê.
- Kết quả nghiên cứu ta thấy biến SIZE tương quan dương (+) với tốc độ điều chỉnh trong cấu trúc vốn và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng và có thể giải thích như sau, các doanh nghiệp có quy mơ tài sản cốđịnh hữu hình lớn chi phí cơ hội cao thể hiện tính linh hoạt tài chính cao sẽ điều
chỉnh hướng đến tỷ lệ mục tiêu nhanh hơn. Kết quả cho thấy biến SIZE có ý nghĩa thống kê cao giống với nghiên cứu của Drobetz, Pascal Pensa Gabrielle Wanzenried (2006).
Kết luận: quy mô doanh nghiệp và tốc độ điều chỉnh có tương quan dương
(+) phù hợp với kỳ vọng.
- Kết quả nghiên cứu ta thấy biến DIST có ý nghĩa thống kê ở mức 5%,
tương quan âm (-) với tốc độđiều chỉnh với tỷ lệ nợ theo GTSS và GTTT. Có thể
giải thích như sau, định phí điều chỉnh cao đưa đến xu hướng thay thế các nguồn tài trợ vốn ngồi bằng các chính sách cổ tức (liên quan đến lợi nhuận giữ lại) trong việc thay đổi tỷ lệ nợ. Do ở Việt Nam, cho phí điều chỉnh cao nên các doanh nghiệp có xu hướng điều chỉnh chậm hơn nếu ở xa so với tỷ lệ nợ mục tiêu. Trong giai đoạn này, GTSS vốn cổ phần thường có xu hướng gia tăng đều đặn qua các năm nên không phản ánh rõ nét do sự biến động không ngừng của nền kinh tế. Nguồn tài trợ được sử dụng phổ biến sau vốn chủ sở hữu thường là vay ngân hàng ngắn hạn, để đáp ứng cho nhu cầu vốn luân chuyển trong ngắn hạn. Tuy nhiên có xu hướng giảm do sau khủng hoảng lãi suất cho vay cao làm hạn chế việc vay nợ của doanh nghiệp. Với sự phục hồi chậm của nền kinh tế làm cho cổ phiếu mất giá cùng với lãi suất cho vay cao làm cho việc sử dụng vốn cổ phần hay vay nợ đi mất hiệu quả. Do đó, các doanh nghiệp muốn sử dụng nguồn lợi nhuận giữ lại hơn là nguồn tài trợ bên ngồi. Tuy nhiên, doanh nghiệp sẽ khơng sử dụng tất cả nguồn vốn nội bộ cho việc
điều chỉnh tỷ lệ nợ, nên việc điều chỉnh có khuynh hướng nhỏ hơn và chậm hơn. Kết quả này trái ngược với kết quả của Wolfgang Drobetz, Pascal Pensa, và Gabrielle Wanzenried (2006).
Kết luận : Doanh nghiệp hướng việc điều chỉnh tỷ lệ nợ bằng nguồn nội bộ
hơn là nguồn tài chính bên ngồi thì tốc độ điều chỉnh sẽ chậm hơn. Chính vì vậy, biến DIST có tương quan âm (-) với tốc độđiều chỉnh của tỷ lệ nợ.
Như vậy, tất cả các hệ sốước lượng đều có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%. Ngoại trừ hệ sốước lượng của biến GROWTH khi có biến tương tác là khơng có ý nghĩa thống kê. Các kết quả này được xác định dựa vào p–value tương ứng.
Mặc dù kết quả nghiên cứu cho thấy không phải tất cả các hệ số quyết định tốc độ điều chỉnh của tỷ lệ nợ như kỳ vọng nhưng chứng minh được rằng có tồn tại sự điều
chỉnh trong cấu trúc vốn ở thị trường Việt Nam.
Bài nghiên cứu chỉ quan tâm đến hệ số của các thành phần tương tác. Kết quả này ủng hộ giả thuyết cho rằng chi phí cố định của việc điều chỉnh là có ý nghĩa, các doang nghiệp sẽ điều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu khi đủ xa cấu trúc vốc mục tiêu.
Các hệ số này có ý nghĩa và có giá trị trong khoảng [0;1] chứng tỏ rằng tồn tại chi phí điều chỉnh. Do đó các doanh nghiệp chỉđiều chỉnh tỷ lệ nợ của mình một phần từ thời điểm t–1 đến thời điểm t.
Sự tồn tại các hệ số khi có biến tương tác cho thấy rằng giả thuyết ba yếu tố
tác động lên tốc độ điều chỉnh (hệ sốđiều chỉnh tỷ lệ nợ), chỉ có hai yếu tố {SIZE, DIST}, là có ý nghĩa thống kê cao, còn yếu tố cơ hội tăng trưởng chưa xác định
được do khơng có ý nghĩa thống kê.
- Các hệ số này tương đối bé, thể hiện khoảng cách lớn giữa tỷ lệ nợ tối ưu và tỷ lệ nợ thực.
- Số quan sát đã được hiệu chỉnh là 805 quan sát. Điều này là do ta sử dụng một thời đoạn cho đòn bảy trễ, LVit-1 .
Kết quả cho rằng chi phí để duy trì một tỷ lệ nợ tối ưu thấp hơn chi phí điều chỉnh và các chi phí điều chỉnh cốđịnh là khơng đáng kể, vì vậy các doanh nghiệp ở
xa tỷ lệ nợ mục tiêu có thể tiếp cận nó một cách nhanh chóng. Tuy nhiên, tỷ lệ nợ
ngắn hạn chiếm tỷ trọng cao trong cấu trúc vốn của các doanh nghiệp, điều này cũng một phần gây khó khăn cho doanh nghiệp trong vấn đề huy động vốn.
Bài nghiên cứu tìm ra những bằng chứng rằng những doanh nghiệp khơng phải ngành tài chính theo đuổi tỷ lệ nợ mục tiêu trong khoảng thời gian 2006 – 2012. Doanh nghiệp có thểđiều chỉnh mà không quan tâm nhiều đến cơ hội tăng trưởng. Các doanh nghiệp mà tỷ lệ nợ vượt quá mức tối ưu hay thấp hơn giá trị tối ưu với các đo lường tốc độ điều chỉnh của mơ hình trên có thể xác định nên điều chỉnh về
tất cả các hệ số quyết định tốc độ điều chỉnh của tỷ lệ nợ như kỳ vọng nhưng chứng minh được rằng có hành vi điều chỉnh cấu trúc vốn giữa các doanh nghiệp Việt Nam. Như vậy, với tốc độ điều chỉnh thư thế này thì ta khơng thể khẳng định rằng
đây là tốc độ nhanh hay chậm với môi trường ở Việt Nam trong giai đoạn khủng hoảng, nhưng ta có thể chắc chắn rằng nó khơng phải bằng 0. Như vậy với bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam mà bài nghiên cứu đưa ra đã ủng hộ mơ hình cấu trúc vốn động.
Năm 2006 – 2012, kinh tế phát triển nhanh tạo điều kiện cho các doanh nghiệp tiến hành IPO thành công, các doanh nghiệp có xu hướng sử dụng vốn cổ
phần nhiều hơn. Đến năm 2008 thị trường chứng khoán trở nên ảm đạm do khủng hoảng kinh tế toàn cầu làm doanh nghiệp xuất khẩu điêu đứng, lạm phát tăng, lãi suất tăng, GDP giảm. Điều này làm cho nhà đầu tư mất niềm tin vào thị trường chứng khoán làm VN-INDEX giảm. Cổ phiếu rớt giá khiến các doanh nghiệp không thể sử dụng lợi thế của cả vốn cổ phần và nợ do lãi suất liên tục biến động. Năm 2009 – 2010 nhờ gói kích cầu của chính phủ mà thị trường chứng khốn đã có những chuyển biến tích cực. Như vậy có thể thấy rằng tốc độđiều chỉnh tỷ lệ nợ tại Việt Nam thấp hơn khá nhiều so với các nước khác. Điều này nói lên rằng việc điều chỉnh này gặp khó khăn đối với các doanh nghiệp tại Việt Nam. Các doanh nghiệp sử dụng tỷ lệ nợ quá mức (dưới mức) và sẽ hành động để giảm (tăng) tỷ lệ nợ trong năm tiếp theo.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 3
Qua kết quả chạy hồi quy theo phương pháp FEM cho 161 doanh nghiệp trong khoảng thời gian từ năm 2006 – 2012, tác giảđã xác định được mức độ tương quan của các yếu tố lên cấu trúc vốn tại Việt Nam, phương pháp này có ý nghĩa thống kê là khá tốt, chứng tỏ các nhân tốđược chọn trong mơ hình giải thích tốt về
cấu trúc vốn tại Việt Nam. Các bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam ủng hộ cho một số giả thuyết về mối quan hệ giữa một số nhân tố và tỷ lệ nợ (tài sản cố định hữu hình, quy mơ doanh nghiệp, cơ hội tăng trưởng, lợi nhuận và lá chắn thuế
không phải từ nợ). Tuy nhiên, đối với một vài nhân tố, các bằng chứng chưa thuyết phục.
Sau đó, tác giả tiến hành kiểm định mơ hình cấu trúc vốn động theo phương pháp GMM, bài nghiên cứu đã đưa ra tốc độđiều chỉnh cấu trúc vốn có xem xét tác
động đồng thời các nhân tố doanh nghiệp ảnh hưởng đến sựđiều chỉnh của cấu trúc vốn. Kết quả nghiên cứu ta thấy biến GROWTH ít có ý nghĩa thống kê ở mức trong cả bốn mơ hình, biến SIZE và DIST có ý nghĩa thống kê, điều này cho thấy rằng biến SIZE và DIST có tác động mạnh đến tốc độ điều chỉnh hơn biến GROWTH,
điều này ủng hộ quan điểm cho rằng các doanh nghiệp tăng trưởng có quy mơ tài sản cố định hữu hình lớn thể hiện sự linh hoạt tài chính thơng qua sự điều chỉnh