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 công ty.
Trị giá trái phiếu phát hành/tổng tài sản BOND khơng 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 cơng 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 cịn 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 mơ 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 cơng 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 không 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 công 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.
4.4. Tổng hợp các kết quả nghiên cứu
Bảng dưới đây tổng hợp kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu của tác giả:
Bảng 4.13: Tổng hợp kết quả nghiên cứu thực nghiệm
STT Giả thuyết
Kết quả nghiên cứu của các tác giả trên thế giới Kết quả nghiên cứu thực nghiệm Tác giả Tƣơng quan Tƣơng quan Mức ý nghĩa thống kê 1
H1: Quy mơ cơng ty có tương quan dương với kỳ hạn nợ
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) + + 1% 2 H2: Kỳ hạn của tài sản có tương quan dương với kỳ hạn nợ
Stohs & Mauer (1996), Ozkan (2002), Stephan và cộng sự (2011), Terra (2011), Lemma và Negash (2011) , Hajiha và Akhlagi (2012) + + 1% 3 H3: Tốc độ tăng trưởng có tương quan âm với kỳ hạn nợ Marchina (2001), Ozkan (2002), Stephan và cộng sự (2011), Costa và cộng sự (2014) - Khơng có ý nghĩa thống kê 4 H4: Hiệu suất sử dụng tài sản có tương quan âm với kỳ hạn nợ Flannery (1986), Stephan và cộng sự (2011), Hajiha & Akhlagi (2012) - - 1% 5 H5: Biến động thu nhập có tương quan âm với kỳ hạn nợ Flannery (1986), Ozkan (2002), Stephan và cộng sự (2011) - - 1%
6
H6: Tính thanh khoản có tương quan dương với kỳ hạn nợ Diamond (1991), Terra (2011), Stephan và cộng sự (2011), Ariff và Rahman (2011), Costa và cộng sự (20140, + + 1% 7 H7: Địn bẩy có tương quan dương với kỳ hạn nợ Korner (2007), Stephan và cộng sự (2011), Lemma và Negash (2011), Raveesh và Kiran (2014) + + 1% 8 H8: Khả năng tiếp cận thị trường vốn có tương quan dương với kỳ hạn nợ. Schumukler và Vesperoni (2006), Stephan và cộng sự (2011), Antzoulatos và cộng sự (2013) + + 1% 9 H9: Thuế phải nộp có tác động đến kỳ hạn nợ Kane và cộng sự (1985), Brick và Ravid (1985), Stohs & Mauer (1996), Shah và Khan (2009), Thottekat và Vij (2013), Costa và cộng sự (2014), Terra (2011), Raveesh và Kiran (2014) +/- - 5% đối với nhóm cơng ty có quy mơ nhỏ
4.5. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Kết quả nghiên cứu nêu trên cho thấy, ngoại trừ các biến Tốc độ tăng trưởng GR không tác động đến kỳ hạn nợ của các cơng ty, các biến cịn lại gồm quy mơ công ty SZ, kỳ hạn của tài sản AM, hiệu suất sử dụng tài sản TO, độ biến động thu nhập Volaility, khả năng thanh khoản CR, địn bẩy tài chính LER, trị giá trái phiếu phát hành BOND đều có tác động có ý nghĩa thống kê lên kỳ hạn nợ với dấu như kỳ vọng. Cụ thể, quy mô công ty, kỳ hạn tài sản, địn bẩy tài chính, khả năng thanh khoản và trái phiếu phát hành có tương quan dương với kỳ hạn nợ; hiệu suất sử dụng tài sản và độ biến động thu nhập có tương quan âm với kỳ hạn nợ. Thuế phải nộp TAX tương quan âm với kỳ hạn nợ có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5% đối với các công ty nhỏ nhưng với các nhóm cơng ty khác và trên tồn bộ mẫu, thuế không tác động lên kỳ hạn nợ.
nghiên cứu của Flannery (1986), Diamond (1991), Ozkan (2002), Shah và Khan (2009), Stephan và cộng sự (2011), Lemma và Negash (2011), Hajiha và Akhlagi (2012), ….Để giảm chi phí đại diện phát sinh, các cơng ty xây dựng cấu trúc kỳ hạn nợ phù hợp với cấu trúc kỳ hạn của tài sản, các cơng ty nhỏ có nhiều cơ hội tăng trưởng hơn và việc kiểm sốt cịn lỏng lẻo thường phát sinh nhiều chi phí đại diện hơn các công ty lớn nên sử dụng nhiều nợ ngắn hạn hơn, đồng thời các cơng ty có nhiều cơ hội tăng trưởng đồng nghĩa với xác suất phát sinh chi phí đại diện càng cao càng có động cơ rút ngắn kỳ hạn nợ để kiểm sốt chi phí này; Các cơng ty có tình hình tài chính lành mạnh như độ biến động trong thu nhập thấp, khả năng thanh khoản cao có khả năng tiếp cận các nguồn vốn dễ dàng hơn, đồng nghĩa với việc họ có thể kéo dài kỳ hạn nợ trong cấu trúc nợ vay; Và cuối cùng, các cơng ty có khả năng tiếp cận thị trường vốn dài hạn (như thị trường trái phiếu, thị trường chứng khốn) có cơ hội phát hành nhiều nợ dài hạn hơn.
Theo đó, các cơng ty cổ phần Việt Nam đang có xu hướng lựa chọn cấu trúc kỳ hạn nợ: (1) phù hợp với quy mơ của mình, các cơng ty nhỏ ưu tiên sử dụng nợ ngắn hạn nhiều hơn, (2) phù hợp với cấu trúc kỳ hạn của tài sản: cơng ty càng có nhiều tài sản cố định càng ưu tiên sử dụng nợ dài hạn nhiều hơn, (3) ưu tiên sử dụng nhiều nợ ngắn hạn hơn khi cơng ty có hiệu suất sử dụng tài sản cao, tình hình tài chính lành mạnh hoặc độ biến động trong thu nhập lớn để giảm thiểu rủi ro, (4) tương xứng với khả năng thanh khoản, theo đó, các cơng ty có khả năng thanh khoản dồi dào, càng có khả năng sử dụng nhiều nợ ngắn hạn hơn và (5), các cơng ty có khả năng tiếp cận thị trường trái phiếu có khả năng sử dụng nhiều nợ dài hạn hơn trong cấu trúc nợ vay.
Bên cạnh đó việc kiểm định giả thuyết trên nhóm các cơng ty được phân chia theo khả năng tiếp cận nguồn tài chính cho thấy có sự khác biệt về nhân tố tác động cũng như quy mô tác động của nhân tố, cho thấy khả năng tiếp cận thị trường tài chính là một chỉ tiêu quan trọng ảnh hưởng đến việc quyết định cấu trúc kỳ hạn nợ của các công ty tại Việt Nam cả về nhân tố cũng như mức độ tác động của nhân tố, phù hợp với
nghiên cứu của Stephan và cộng sự (2011) trên dữ liệu các công ty tại Ukraine. Cụ thể, với các nhóm cơng ty phân chia theo quy mô công ty, khả năng thanh khoản và khả năng tiếp cận thị trường trái phiếu. Mức độ tác động của các biến ở hai nhóm cơng ty là khác nhau và có một số biến là nhân tố quan trọng ảnh hưởng đến cấu trúc kỳ hạn nợ trong nhóm các cơng ty này lại không tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ trong nhóm các cơng ty cịn lại.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN 5.1. Kết luận và kiến nghị 5.1. Kết luận và kiến nghị
5.1.1. Kết luận
Với mục tiêu là xác định các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc kỳ hạn nợ của công ty niêm yết - bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam. Bài nghiên cứu thực hiện hồi quy Tobit hiệu ứng cố định trên dữ liệu của mẫu gồm 363 công ty niêm yết trên Sở giao dịch HoSE và HNX trong giai đoạn 2009-2014.
Kết quả bài nghiên cứu cho thấy, quy mô công ty, kỳ hạn của tài sản, khả năng thanh khoản, đòn bẩy tài chính có tương quan dương với kỳ hạn nợ và hiệu suất sử dụng tài sản, trái phiếu phát hành, độ biến động lợi nhuận có tương quan âm với kỳ hạn nợ của các công ty cổ phần Việt Nam. Các kết quả này ủng hộ nội dung của lý thuyết chi phí đại diện, lý thuyết bất cân xứng thơng tin trong việc giải thích quyết định lựa chọn kỳ hạn nợ cũng như kết quả nghiên cứu của Stephan và cộng sự (2011). Bài nghiên cứu chưa tìm thấy bằng chứng chắc chắn về tác động của thuế lên kỳ hạn nợ của các cơng ty vì kết quả hồi quy khơng bền vững trên các nhóm mẫu khác nhau và khơng có mối liên hệ giữa khả năng tăng trưởng với kỳ hạn nợ của các cơng ty.
Bên cạnh đó, dựa trên đặc trưng của nền kinh tế Việt Nam đang trong giai đoạn chuyển đổi, khi các công ty bị hạn chế trong việc tiếp cận nguồn tài trợ bên ngồi, thơng qua việc phân chia mẫu thành các nhóm dựa trên khả năng tiếp cận nguồn tài chính của các cơng ty kiểm tra tác động của khả năng tiếp cận nguồn tài chính lên quyết định lựa chọn kỳ hạn nợ của các công ty. Kết quả cho thấy có sự khác biệt trên kết quả hồi quy giữa các nhóm cơng ty, do vậy khả năng tiếp cận nguồn tài chính là một tiêu chí quan trọng quyết định nhân tố cũng như mức độ tác động của nhân tố lên kỳ hạn nợ của các công ty cổ phần Việt Nam.
5.1.2. Kiến nghị
Tùy theo đặc thù của doanh nghiệp mình, các doanh nghiệp Việt Nam khi xây dựng cấu trúc kỳ hạn nợ cần chú ý đến các nhân tố sau:
Dựa trên quy mô của doanh nghiệp mình, cơng ty ưu tiên sử dụng nợ dài hạn hoặc nợ ngắn hạn nhiều hơn nhằm hạn chế các chi phí đại diện phát sinh. Theo đó các cơng ty có quy mơ lớn có thể theo đuổi chính sách nợ có nhiều nợ dài hạn hơn, cịn các cơng ty nhỏ nên ưu tiên sử dụng nợ ngắn hạn.
Tùy theo tình hình tài chính hiện hành của doanh nghiệp, các doanh nghiệp có tình hình tài chính lành mạnh, có khả năng thanh khoản dồi dào, độ biến động trong thu nhập thấp, hiệu suất sử dụng tài sản cao có thể sử dụng nợ ngắn hạn nhiều hơn. Việc sử dụng nợ ngắn hạn giúp doanh nghiệp giảm bớt chi phí vay nợ do lãi suất thường thấp hơn, dễ dàng tiếp cận hơn đồng thời là một tín hiệu tốt ra thị trường để thu hút các nhà đầu tư và dự án tiềm năng. Ngược lại các doanh nghiêp có tình hình tài chính khơng tốt nên sử dụng nhiều nợ dài hạn để hạn chế áp lực trả nợ khi đến hạn.
Các doanh nghiệp khi xây dựng cấu trúc kỳ hạn nợ cũng cần quan tâm đến cấu trúc kỳ hạn tài sản hiện hành. Việc tương xứng giữa kỳ hạn nợ và kỳ hạn tài sản sẽ giảm bớt rủi ro cho doanh nghiệp, giảm bớt các vấn đề chi phí đại diện phát sinh do bất cân xứng giữa tài sản và nguồn vốn. Theo đó, một doanh nghiệp sử dụng nhiều nợ ngắn hạn hơn khi trong cơ cấu tài sản của họ chủ yếu là tài sản ngắn hạn.
Một doanh nghiệp có khả năng vay nợ cao thơng qua việc dễ dàng tiếp cận thị trường trái phiếu và thể hiện ở cấu trúc vốn có tỷ lệ nợ vay trong tổng nguồn vốn cao nên sử dụng nợ dài hạn nhiều hơn trong cấu trúc kỳ hạn nợ để tận dụng ưu đãi của tấm chắn thuế, giảm bớt chi phí giao dịch khi đi vay, tăng khả năng tiếp cận các dự án dài