Trung bình dịng tiền chia tổng tài sản
Năm 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 Cổ tức 0.0271 0.0404 0.0316 0.0282 0.0313 0.0432 0.0288 0.0259 Đầu tư ròng 0.1085 0.0807 0.0454 0.0415 0.0256 0.0109 0.0177 0.0151 Δvốn luân chuyển 0.1063 0.0112 0.0393 0.0402 0.0000 -0.0079 0.0130 0.0194 Dòng tiền nội bộ 0.0909 0.0791 0.1030 0.0835 0.0659 0.0550 0.0539 0.0552 Thâm hụt tài chính 0.1510 0.0533 0.0133 0.0264 -0.0091 -0.0087 0.0056 0.0052 Nợ phát hành ròng 0.0161 0.0070 0.0140 0.0060 -0.0001 -0.0085 0.0009 0.0015 Vốn cổ phần ròng 0.1984 0.0750 0.0690 0.0705 0.0292 0.0085 0.0306 0.0290 Tài trợ bên ngồi 0.2145 0.0820 0.0829 0.0766 0.0291 0.0000 0.0315 0.0304
Tính tốn của tác giả
Giới hạn về tính đồng nhất của kế tốn thâm hụt tài chính sẽ được bù đắp bởi các khoản nợ ròng và vốn chủ sở hữu ròng. Nếu lý thuyết trật tự đúng, kỳ vọng rằng
0.25 0.2 0.15 0.1 0.05 0 2007 2008 2009 201020112012 2013 2014 -0.05 -0.1 DEF ∆D ∆E
các khoản nợ sẽ được phát hành để bù dắp mức thâm hụt tài chính chặt chẽ hơn nhiều so với vốn chủ sở hữu ròng. Lưu chuyển tiền trong một doanh nghiệp được thể hiện bằng phương trình sau: DEFt = DIVt + It + ΔWt – Ct = ΔDt + ΔEt
Biểu đồ 4.1: Phát hành nợ ròng (∆D), phát hành vốn cổ phần ròng (∆E), thâm hụt tài chính (DEF) từ 2007-2014. Biểu đồ thể hiện giá trị trung bình hàng năm của các tỷ lệ nợ rịng chia cho tài sản ròng, vốn chủ sở hữu chia cho tài sản rịng và thâm hụt tài chính chia cho sản rịng. Trong đó nợ phát hành rịng là phát hành nợ dài hạn trừ đi mua lại nợ dài hạn, vốn chủ sở hữu phát hành ròng là phát hành cổ phiếu trừ đi mua lại cổ phiếu. Các giá trị đều lấy giá trị cuối năm trừ cho giá trị đầu năm. Thâm hụt tài chính được tính như cổ tức bằng tiền mặt cộng với các khoản đầu tư ròng cộng với thay đổi vốn lưu động trừ đi dịng tiền nội bộ.
Tính tốn của tác giả
Trên biểu đồ 4.1 qua các năm phát hành nợ và phát hành cổ phần có xu hướng giảm dần từ năm 2007 đến 2011 và có xu hướng tăng trở lại trong giai đoạn còn lại và tăng giảm cùng chiều với thâm hụt tài chính. Đặc biệt trong năm 2011 có sự thặng dư trong tài chính các doanh nghiệp giảm tỷ lê nợ tuy nhiên vẫn phát hành cổ phần, nhìn chung qua số liệu tính tốn giá trị trung bình và biểu đồ 1 cho ta thấy vốn chủ sở hữu được phát hành nhiều hơn nợ. Thâm hụt tài chính được tài trợ bằng
0.25 0.2 0.15 0.1 0.05 0 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 -0.05
Internal cash flow Net external financing
vốn cổ phần nhiều hơn là được tài trợ bằng nợ. Điều này không ủng hộ cho lý thuyết trật tự phân hạng.
Biểu đồ 4.2: Dòng tiền nội bộ và dịng tiền bên ngồi 2007-2014. Biểu đồ thể hiện trung bình hằng năm của dịng tiền nội bộ trên tài sản ròng và dịng tiền bên ngồi trên tài sản rịng.
Tính tốn của tác giả
Các lý thuyết trật tự trong cũng dự đốn rằng một cơng ty thích tài trợ nội bộ hơn tài trợ bên ngồi. Nói cách khác, để đầu tư cho các dự án điều mà cơng ty nghĩ đến trước nhất đó là dịng tiền nội. Biểu đồ 4.2 cho thấy dòng tiền nội bộ thường được nhiều hơn nguồn tài chính bên ngồi. Nếu dịng tiền nội bộ khơng đủ để trang trải chi tiêu đầu tư trung bình, trả cổ tức, đáp ứng nhu cầu vốn ln chuyển thì tài trợ từ bên ngồi sẽ được sử dụng, đặc biệt ta thấy trong biểu đồ 2 tài trợ bên ngoài được sử dụng nhiều ở năm 2007 cho ta thấy phát hành cổ phần trong năm này cao gấp nhiều lần so với phát hành nợ. Điều này như một minh chứng cho hành động phát hành cổ phần của các doanh nghiệp khi thị trường chứng khoán đi lên.
4.2 Phân tích thống kê mơ tả các biến
Phân tích thơng kê mơ tả được thực hiện nhằm tóm tắt các đặc điểm của dữ liệu. Thống kê mơ tả phân tích các chỉ tiêu phổ biến như giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị lớn nhất, giá trị nhỏ nhất. Kết quả thống kê được trình bày như sau:
Bảng 4.2: Thống kê mơ tả mơ hình trật tự phân hạng
Chia cho tài sản ròng Chia cho doanh thu ròng
DEF ∆D ∆E DEF ∆D ∆E
Mean 0.0219 0.0037 0.1140 0.0118 0.0038 0.0768
Std. Dev 0.2569 0.0885 0.1568 0.1775 0.0643 0.1317 Min -0.4028 -0.1747 -0.0906 -0.3432 -0.1405 -0.0489
Max 0.6877 0.2368 0.5244 0.4752 0.1925 0.4836
Tính tốn từ stata 12
Bảng 4.3 Thống kê mơ tả mơ hình nhân tố tác động địn bẩy và mơ hình kiểm định thời điểm thị trường
Variable Mean Std. Dev. Min Max
D 0.1842 0.3379 0.0000 1.2593 T 0.1952 0.1505 0.0123 0.5631 MTB 1.2951 0.9690 0.3275 3.8553 LS 12.928 1.2443 10.884 14.938 P 0.0803 0.0693 -0.0174 0.2538 CDEF 0.0952 0.2341 -0.3235 0.5848 ΔD/A -0.0044 0.0823 -0.1861 0.1462 M/B 1.3036 0.6818 0.6242 3.2416 PA/A 0.2052 0.1681 0.0036 0.7479 EBITDA/A 0.1443 0.0744 0.03636 0.3191 SZ 12.778 1.2691 10.595 14.999 D/A 0.4738 0.2068 0.1202 0.8008 Tính tốn từ stata 12
Theo bảng 4.2 mô tả thống kê các biến thâm hụt tài chính, phát hành nợ rịng và phát hành cổ phần ròng qua hai cách khác nhau. Cố định theo tài sản ròng và doanh thu rịng. Điều này khơng ảnh hưởng gì đến kết quả hồi qui nó chỉ mang tính chất giảm bớt tác động đối với hệ số hồi qui do sự khác nhau về qui mơ doanh nghiệp. Giá trị trung bình của biến thâm hụt tài chính, nợ phát hành rịng và cổ phần phát hành ròng tất cả chia cho tài sản ròng lần lượt là 0.0219, 0.0037, 0.1140 ta thấy tỷ lệ phát hành nợ rịng là khá thấp so với thâm hụt tài chính. sự khác biệt giữa các giá trị thâm hụt tài chính là khác lớn với độ lệch chuẩn lần lượt là 0.2569, tỷ lệ nợ rịng thì ít khác biệt hơn với độ lệch chuẩn 0.0885 và cũng khá khác nhau đối với biến phát hành cổ phần ròng 0.1568. Đối với cách chia cho doanh thu ròng ta thấy độ lệch chuẩn thấp hơn điều này chứng tỏ sự khác biệt giữa các biến ít hơn, giá trị trung bình của thâm hụt tài chính là 0.0118, tỷ lệ nợ là 0.0037, tỷ lệ phát hành cổ phần là 0.0768.
Tương tự ở bảng 4.3 mơ tả thống kê các biến mơ hình nhân tố tác động đến đòn bẩy và tỷ lệ đòn bẩy. Ta thấy trung bình nợ chia cho tổng tài sản là 0.1842, tài sản cố định trên tổng tài sản là 0.1952, trung bình lợi nhuận thuần trên tổng tài sản là 0.0803 và thâm hụt tài chính tích lũy trên tổng tài sản là 0.0952. Đối với các nhân tố tác động lên tỷ lệ địn bẩy trung bình sự thay đổi trong tỷ lệ nợ là –0.0044 điều này cho ta thấy sự thay đổi tỷ lệ nợ có xu hướng giảm theo hướng ít vay nợ.
4.3 Kiểm tra các khuyết điểm mơ hình
4.3.1 Phân tích hệ số tương quan
Nhìn vào ma trận tương quan giữa các biến cho ta thấy được mối quan hệ giữa các biến độc lập trong mơ hình. Nếu các biến độc lập có hệ số tương quan càng cao cho thấy chúng có tác động lẫn nhau càng nhiều và có khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Khơng có một tài liệu nào qui định cụ thể hệ số tương quan bao nhiêu thì xảy ra hiện tượng đa công tuyến. Tuy nhiên Theo Guijarati (1995) để
loại bỏ vấn đề đa cộng tuyến nếu hệ số tương quan >0.8 thì chúng ta sẽ lưu ý đến nó và kiểm tra bằng kiểm định khác.
Bảng 4.4: Ma trận hệ số tương quan các nhân tố tác động đòn bẩy
D T MTB LS P CDEF D 1.0000 T 0.2798* 1.0000 (0.0000) MTB -0.2251* 0.0033 1.0000 (0.0000) (0.9102) LS 0.1945* -0.0184 0.0408 1.0000 (0.0000) (0.5307) (0.1652) P -0.3287* 0.0035 0.4881* -0.0274 1.0000 (0.0000) (0.9051) (0.0000) (0.3517) CDEF 0.1484* -0.1359* -0.0603* 0.1195* -0.1852* 1.0000 (0.0000) (0.0000) (0.0399) (0.0000) (0.0000) Tính tốn từ Stata 12 * ở mức ý nghĩa 5%
Các biến độc lập trong mơ hình nhân tố các nhân tố tác động lên địn bẩy có hệ số tương quan khơng cao cho thấy chúng ít tác động lẫn nhau và ít có khả năng xảy ra đa cộng tuyến trong mơ hình.
Mặc khác nhìn vào ma trận hệ số tương quan ta cịn nhận thấy nợ có mối quan hệ cùng chiều với tài sản cố định (T), doanh thu thuần (LS) và thâm hụt tài chính tích lũy (CDEF) phù hợp với kỳ vọng dấu mà tác giả đã nêu ở phần lý thuyết tất cả đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Tài sản cố định được xem như là vật thế chấp, một tài sản đảm bảo khi vay nợ vì vậy một doanh nghiệp có nhiều tài sản cố định sẽ có khả năng vay nợ nhiều hơn. Doanh thu thuần (LS) đại diện cho qui mô của công ty và được lập luận rằng các cơng ty lớn và danh tiếng sẽ có khả năng đa
dạng hóa dịng tiền tốt hơn, cũng như tiếp cận nguồn vốn vay dễ hơn nên có kỳ vọng dấu(+). Theo như lý thuyết trật tự phân hạng thì khi cơng ty thâm hụt tài chính sẽ vay nợ vì vậy mang kỳ vọng dấu (+).
Bảng 4.5: Ma trận hệ số tương quan các biến mơ hình kiểm định thuyết thời điểm thị trường:
ΔD/A M/B PA/A EBITDA/A SZ D/A
ΔD/A 1.0000 M/B -0.1022* 0.0005 1.0000 PA/A -0.0327 -0.0140 1.0000 0.2658 0.6341 EBITDA/A 0.0228 0.4656* 0.2289* 1.0000 0.4385 0.0000 0.0000 SZ 0.0700* -0.0098 -0.0042 -0.0102 1.0000 0.0172 0.7389 0.8873 0.7277 D/A -0.2276* -0.1779* 0.0394 -0.3487* 0.2313* 1.0000 0.0000 0.0000 0.1799 0.0000 0.0000 Tổng hợp từ Stata 12 * ở mức ý nghĩa 5%
Tương tự ta có bảng hệ số tương quan các biến của mơ hình nhân tố tác động lên tỷ lệ đòn bẩy. Ta thấy tỷ lệ đòn bẩy có mối quan hệ nghịch biến với MB (- 0.1022) điều này cũng phù hợp với kỳ vọng dấu như ban đầu và nó được giải thích bởi MB là biến đại diện cho cơ hội tăng trưởng với những cơng ty có cơ hội tăng trưởng tăng thường ít vay nợ hơn và DA cũng có mối quan hệ nghịch biến với tỷ lệ đòn bẩy bởi nếu tỷ lệ nợ năm trước cao thì doanh nghiệp có thể cân nhắc khi tiếp tục vay nợ trong năm nay chính vì vậy kỳ vọng dấu là (-0.2276). Biến đại diện cho qui mô doanh nghiệp LogSZ có mối tương quan dương với tỷ lệ nợ (+0.07), điều
này cũng rất dễ hiểu bởi những doanh nghiệp lớn có khả năng đa dạng hóa tốt dịng tiền và tiếp cận nguồn vốn vay dễ hơn.
Mặc khác, ta nhận thấy các biến độc lâp trong mơ hình có mối tương quan thấp. Điều này có nghĩa mơ hình ít có khả năng bị đa cộng tuyến.
4.3.2 Đa cộng tuyến
Bảng 4.6: Hệ số phóng đại phương sai
Tên biến VIF 1/VIF Tên biến VIF 1/VIF
P 1.36 0.736234 M/B 1.30 0.767834
MTB 1.32 0.758212 PA/A 1.10 0.912367
CDEF 1.07 0.934090 EBITDA/A 1.55 0.645955
T 1.02 0.981007 SZ 1.06 0.939664
LS 1.02 0.982319 D/A 1.23 0.811440
Mean VIF 1.16 Mean VIF 1.25
Tổng hợp từ Stata 12
Khi phân tích hệ số tương quan, hệ số này cao là dấu hiệu của đa cộng tuyến. Một kiểm định mạnh hơn đó là sử dụng hệ số phóng đại phương sai (VIF: Variance Inflation Factor). Khi VIF10 thì mức độ cộng tuyến được xem là cao và khi đó các hệ số ước lượng có thể khơng cịn chính xác nữa. Kết quả các hệ số phóng đại phương sai các biến trong mơ hình nhân tố ảnh hưởng tỷ lệ nợ bảng 4.6 tất cả đều nhỏ hơn 10. Vì vậy càng khẳng định các biến nghiên cứu trong các mơ hình khơng có đa cộng tuyến.
4.3.3 Phương sai thay đổi
Để kiểm định xem mơ hình có bị phương sai thay đổi không chúng tôi sử dụng kiểm định Wald hiệu chỉnh với giả thiết:
H0: Khơng có hiện tượng phương sai thay đổi H1: có hiện tượng phương sai thay đổi
Nếu kết quả kiểm định cho giá trị P-value <0.05 bác bỏ giả thiết H0 tức là có xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi.
Bảng 4.7: Kiểm định Wald về phương sai thay đổi
Biến phụ thuộc
Mơ hình P-
Value
Kết quả kiểm tra
D Mơ hình 1 Chia tài sản rịng 0.0000 Phương sai thay đổi Mơ hình 1 Chia doanh thu rịng 0.0000 Phương sai thay đổi
E Mơ hình 2 Chia tài sản rịng 0.0000 Phương sai thay đổi Mơ hình 2 Chia doanh thu rịng 0.0000 Phương sai thay đổi
D Mơ hình 3 0.0000 Phương sai thay đổi
(D/A)t-(D/A)t-1 Mơ hình 4 0.0000 Phương sai thay đổi
Tổng hợp từ Stata 12
Qua bảng 4.7 đa số các mơ hình đều xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi có giá trị P-value <0.05. Phương sai thay đổi khơng làm hệ số hồi qui thay đổi, tức nó khơng ảnh hưởng đến tính vững của mơ hình. Tuy nhiên ước lượng OLS với sai số khơng cịn bé nhất nữa làm ảnh hưởng đến tính hiệu quả của mơ hình.
4.3.4 Tự tương quan
Sử dụng kiểm định Wooldridge xem mơ hình có tự tương quan hay khơng. Trong đó giả thiết H0: Khơng có hiện tượng tự tương quan. H1: có tự tương quan. Nếu kết quả kiểm định cho giá trị P-value < 0.05 bác bỏ giả thiết H0 chấp nhân giả thiết H1 có nghĩa mơ hình xảy ra hiện tượng tự tương quan. Nó cũng giống khi mơ hình bị phương sai thay đổi, nó khơng làm ảnh hưởng đến tính vững của mơ hình nhưng nó làm ảnh hưởng tính hiệu quả và dẫn đến kết quả sai số khơng cịn là bình
phương bé nhất. Vì vậy khi kiểm định mơ hình chúng ta cần khắc phục phương sai thay đổi và tự tương quan. Ở đây tác giả sử dụng lệnh robust trong stata để khắc phục cả hai bệnh này.
Bảng 4.8: Kiểm định Wooldridge về tự tương quan
Biến phụ thuộc Mơ hình P-Value Kết quả kiểm tra
D Mơ hình 1 Chia tài sản rịng 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 rịng 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 không 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 không 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 sốt 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 công 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/