3 .Phương pháp nghiên cứu
4. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm và kiểm định giả thuyết
4.1. Thực tiễn xu hướng tài trợ thiếu hụt tài chính của các công ty niêm yết trên thị
trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2006 - 2011
- 200 400 600 800 1.000 1.200 2006 2007 2008 2009 2010 2011 Năm Tỷ đồng
∆D - Nợ vay tăng thêm ∆V - Vốn cổ phần tăng thêm DEF - thiếu hụt tài chính
Hình 4.1 - Xu hướng tài trợ thiếu hụt tài chính giai đoạn năm 2006 -2011 (các công ty niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam)
Hình 4.1 cho thấy xu hướng vốn dùng để tài trợ thiếu hụt tài chính đối với 198 quan sát thuộc 50 công ty chọn mẫu thì giai đoạn trước năm 2008 các cơng ty phần lớn phát hành vốn cổ phần nhiều hơn so với sử dụng nợ vay tăng thêm tài trợ cho thiếu hụt tài chính. Ngược lại, nợ vay được sử dụng nhiều hơn để tài trợ cho thiếu hụt tài chính trong
giai đoạn khoảng giữa năm 2008 đến nay. Điều này có thể xuất phát từ sự phát triển của thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn năm 2006 - 2011. Năm 2006 là năm bắt đầu bùng nổ của thị trường chứng khoán. Từ thực hiện việc cắt giảm, ưu đãi thuế thu nhập cho doanh nghiệp niêm yết kể từ ngày 1/1/2007 đã tạo ra một làn sóng lên sàn ồ ạt của các cơng ty cổ phần. Năm 2007 tiếp nối thành công của năm 2006, hầu hết các công ty IPO đều rất thành công, nhiều công ty phát hành cổ phiếu với giá cao ngất ngưỡng so với giá khởi điểm. Năm 2008, lượng cung tiếp tục được bổ sung đáng kể thông qua việc Chính Phủ đẩy mạnh cổ phần hố doanh nghiệp Nhà nước, và có rất nhiều kế hoạch IPO lớn được dự kiến từ năm 2007 dẫn đến tình trạng thị trường chứng khốn thừa "hàng" và cuộc khủng hoảng tài chính thế giới bắt nguồn từ Mỹ diễn ra bất ngờ đã ảnh hưởng đáng kể đến thị trường Việt Nam. Và năm 2008, sự giảm mạnh của thị trường chứng khoán Việt Nam là quy luật tất yếu sau khi phát triển nóng trong gần 2 năm trước đó. Thị trường chứng khoán đi xuống, nhiều mã cổ phiếu rơi xuống dưới mệnh giá, tính thanh khoản kém. Nếu như trong năm 2006 và 2007, các doanh nghiệp khi phát hành cổ phiếu chỉ chú trọng làm thế nào để bán với giá cao nhất, còn nhà đầu tư chỉ cần mua là có lợi nhuận thì bắt đầu từ năm 2008, doanh nghiệp phải chứng minh được tiềm năng tăng trưởng cao, năng lực quản trị doanh nghiệp tốt, minh bạch thông tin,... và mức giá khởi điểm hợp lý để phát hành cổ phiếu thành cơng. Từ đó cho thấy khoảng giữa năm 2008 đến nay việc phát hành cổ phiếu tài trợ cho thiếu hụt tài chính khơng cịn thuận lợi như 2 năm trước đó (cổ phiếu được bán với giá cao, cung không đủ cầu,...) và nguồn vốn cổ phần đã chiếm tỷ trọng đáng kể cũng đã góp phần cho các doanh nghiệp có xu hướng lựa chọn nợ vay tài trợ cho thiếu hụt tài chính ở giai đoạn sau này.
Phần tiếp theo tác giả sẽ trình bày các kết quả kiểm định mơ hình hồi quy 4.1 với hệ số dốc là hằng số, sau đó sẽ chạy mơ hình hồi quy với hệ số dốc thay đổi cho các công ty và qua thời gian.
4.2. Kiểm định lý thuyết trật tự phân hạng dựa theo mơ hình hồi quy đơn giản của Shyam-Sunder và Myers (1999)
Mơ hình tổng quát : ∆Dit = α+ βPO DEFit + εit (4.1)
Đây là mơ hình hồi quy đơn giản chỉ gồm một biến giải thích là thiếu hụt tài chính hiện tại (DEF) ảnh hưởng đến biến phụ thuộc là nợ vay tăng thêm (∆D). Bằng phương pháp đưa vào một lượt (enter) để xây dựng mơ hình hồi quy.
Kết quả sau khi thực hiện thủ tục chọn biến như sau:
Bảng 4.1. Kết quả mơ hình hồi quy đơn giản với hệ số dốc không đổi ( từ năm 2005
đến năm 2011)
Variables Entered/Removed(b)
Model Variables Entered Variables Removed Method
1 DEF(a) . Enter
a All requested variables entered. b Dependent Variable: ∆D Model Summary(b) Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 ,700(a) ,490 ,488 ,09093 1,644
a Predictors: (Constant), DEF b Dependent Variable: ∆D
ANOVA(b)
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 1,558 1 1,558 188,455 ,000(a)
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
Residual 1,621 196 ,008
Total 3,179 197
a Predictors: (Constant), DEF b Dependent Variable: ∆D Coefficients(a) Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) -,001 ,008 -,093 ,926 DEF ,528 ,038 ,700 13,728 ,000
- Theo kết quả ở bảng tóm tắt các thơng số thống kê (Model Summary) thì hệ số xác định R2 rất thấp (0,49) thể hiện mơ hình hồi quy tuyến tình xây dựng phù hợp với tập dữ liệu mẫu chỉ 49% . Ngoài ra, hệ số Durbin-Watson bằng 1,644 trong khi giá trị d tra bảng Durbin - Watson với 1 biến độc lập và 198 quan sát là (dL = 1,75; dU = 1,77), giá trị d tính được rơi vào miền có tự tương quan thuận chiều. Như vậy, mơ hình hồi quy dạng tuyến có thể khơng phù hợp hay bỏ sót biến quan trọng nào đó,... có thể làm mơ hình ước lượng khơng cịn phù hợp, việc kiểm định giả thuyết mất hiệu lực gây đánh giá nhầm về chất lượng của mơ hình hồi quy tuyến tính này. Do đó, tác giả khơng có kết luận gì đối với hệ số hồi quy hay kết luận lý thuyết cấu trúc vốn nào chiếm ưu thế trong lựa chọn tài trợ thiếu hụt tài chính.
Theo minh họa ở hình 4.1, xuất phát từ những thuận lợi vượt bật trong việc huy động vốn cổ phần như sự bùng nổ của thị trường chứng khoán từ năm 2006 (giá cổ phiếu biến động có lợi cho doanh nghiệp niêm yết), những ưu đãi thuế doanh nghiệp
cho những công ty niêm yết đầu năm 2007,... đã khiến các công ty niêm yết đa phần phát hành vốn cổ phần tài trợ cho thiếu hụt tài chính ở giai đoạn năm 2006 đến cuối năm 2007. Ngược lại điều này, nợ vay được sử dụng tài trợ thiếu hụt tài chính nhiều hơn từ khoảng đầu năm 2008 (giai đoạn nền kinh tế tế suy thoái, thị trường chứng khoán bắt đầu đi xuống) đến nay. Loại trừ những tác động của Chính Phủ để phát triển thị trường chứng khoán (khiến huy động bằng vốn cổ phần chiếm ưu thế), tác giả tiến hành kiểm định lý thuyết trật tự phân hạng dựa theo mơ hình hồi quy đơn giản của Shyam-Sunder và Myers (1999) từ năm 2008 đến năm 2011 xem có phù hợp như minh họa ở hình 4.1 khơng.
Bảng 4.2. Kết quả mơ hình hồi quy đơn giản với hệ số dốc không đổi (từ năm 2008
đến năm 2011)
Variables Entered/Removed(b)
Model Variables Entered Variables Removed Method
1 DEF(a) . Enter
a All requested variables entered. b Dependent Variable: ∆D
Model Summary(b)
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 ,800(a) ,639 ,637 ,07503 1,943
a Predictors: (Constant), DEF b Dependent Variable: ∆D
ANOVA(b)
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 1,656 1 1,656 294,218 ,000(a)
Residual ,935 166 ,006
Total 2,591 167
a Predictors: (Constant), DEF b Dependent Variable: ∆D Coefficients(a) Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) ,000 ,007 ,037 ,970 DEF ,640 ,037 ,800 17,153 ,000 a Dependent Variable: ∆D
- Theo kết quả dựa vào mơ hình hồi quy đơn giản của Shyam - Sunder và Myers (1999) với mẫu nghiên cứu chỉ lấy từ năm 2008 đến năm 2011 (gồm 168 quan sát) thì hệ số xác định R2 = 0,639, cải thiện hơn so với toàn bộ mẫu nghiên cứu (R2= 0,49 đối với giai đoạn mẫu nghiên cứu từ năm 2005 đến năm 2011). Lúc này, mơ hình hồi quy tuyến tính xây dựng phù hợp với dữ liệu khoảng 63,9%.
- Hệ số Durbin-Watson bằng 1,943 (gần bằng 2), giá trị d tra bảng Durbin - Watson với 1 biến độc lập và 168 quan sát là (dL = 1,758; dU = 1,778), giá trị d tính được rơi vào miền chấp nhận giả thiết khơng có tương quan chuỗi bậc nhất.
- Bảng phân tích phương sai - Anova thể hiện giá trị F tương ứng với mức ý nghĩa quan sát được là 0,000 nên ta an toàn bác bỏ giả thiết H0 cho rằng R2 của tổng thể bằng 0 và kết luận mơ hình hồi quy tuyến tính xây dựng phù hợp với tổng thể (hay
các biến hiện có trong mơ hình có thể giải thích được thay đổi trong việc gia tăng sử dụng nợ vay).
- Bảng hệ số hồi quy (Coefficients) của mơ hình đưa ra kết quả kiểm định giả thiết về ý nghĩa của hệ số độ dốc của mơ hình tổng thể cho thấy trị thống kê t và mức ý nghĩa quan sát được đối với hệ số dốc trong mơ hình có giá trị của sig. nhỏ hơn α bằng 0,05 chứng tỏ rằng giả thiết độ dốc của mơ hình tổng thể bằng 0 có thể bị bác bỏ với độ tin cậy rất cao (99%) hay giả thiết nợ vay tăng thêm và thiếu hụt tài chính khơng có liên hệ tuyến tính bị bác bỏ.
Hệ số chặn bằng không và hệ số dốc dương khá cao (0,64) thể hiện thiếu hụt tài chính hiện tại có mối quan hệ cùng hướng với nợ vay tăng thêm, cho thấy thiếu hụt tài chính được tài trợ phần lớn là nợ vay. Như vậy mơ hình 3.1 với hệ số dốc là hằng số để kiểm định lý thuyết trật tự phân hạng trong lựa chọn tài trợ vốn cho thấy các công ty (giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2011) trước tiên sử dụng nguồn tài trợ nội bộ kế đến là ưu tiên sử dụng nợ vay tài trợ cho thiếu hụt tài chính và sau đó là phát hành vốn cổ phần.
4.3. Kết quả chạy mô hình hồi quy dựa theo nghiên cứu của Shyam-Sunder &
Myers (1999) có bổ sung khả năng vay nợ của Michael L.Lemmon & Zaime F.Zender (2002)
Mơ hình tổng quát:
∆Dit = α+ βit1 *DEFit + βit2EDEFit*DEFit + βit3PPEit*DEFit + βit4MTBit*DEFit + βit5IPO*DEFit
+βit6FAit *DEFit + εit (3.3)
Ngược lại với mơ hình hồi quy 3.1 có hệ số dốc là hằng số như đã trình bày, phần này sẽ trình bày hàm hồi quy có hệ số dốc thay đổi theo đặc tính của cơng ty liên quan đến khả năng vay nợ và/hoặc chi phí sử dụng vốn vay. Kết quả mơ hình cụ thể như sau:
Bảng 4.3. Kết quả chạy mơ hình hồi quy dựa theo nghiên cứu của Shyam-Sunder & Myers (1999) có bổ sung khả năng vay nợ của Michael L.Lemmon & Zaime F.Zender (2002) Variables Entered/Removed(a) Model Variables Entered Variables Removed Method
1 DEF . Stepwise (Criteria: Probability-of-F-to-enter <= ,050, Probability-of-F-to- remove >= ,100).
2 DEF*IPO . Stepwise (Criteria: Probability-of-F-to-enter <= ,050, Probability-of-F-to- remove >= ,100).
3 DEF*FA .
Stepwise (Criteria: Probability-of-F-to- enter <= ,050, Probability-of-F-to- remove >= ,100).
4 DEF*PPE .
Stepwise (Criteria: Probability-of-F-to- enter <= ,050, Probability-of-F-to- remove >= ,100).
a Dependent Variable: ∆D
Model Summary(e)
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate 4 ,809(d) ,655 ,648 ,075376522897121 a Predictors: (Constant), DEF
b Predictors: (Constant), DEF, DEF*IPO
c Predictors: (Constant), DEF, DEF*IPO, DEF*FA
d Predictors: (Constant), DEF, DEF*IPO, DEF*FA, DEF*PPE e Dependent Variable: ∆D
ANOVA(e)
Model Squares Sum of df Square Mean F Sig. 4 Regression 2,083 4 ,521 91,634 ,000(d)
Residual 1,097 193 ,006
Total 3,179 197
a Predictors: (Constant), DEF
b Predictors: (Constant), DEF, DEF*IPO
c Predictors: (Constant), DEF, DEF*IPO, DEF*FA
d Predictors: (Constant), DEF, DEF*IPO, DEF*FA, DEF*PPE e Dependent Variable: ∆D
Coefficients(a)
Unstandardized
Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics Model
B Error Std. Beta Tolerance VIF
4 (Constant) -,011 ,007 -1,576 ,117 DEF ,732 ,078 ,971 9,415 ,000 ,168 5,948 DEF*IPO -,539 ,078 -,450 -6,934 ,000 ,424 2,356 DEF*FA -,044 ,014 -,225 -3,194 ,002 ,361 2,774 DEF*PPE ,407 ,158 ,174 2,575 ,011 ,393 2,546 a Dependent Variable: ∆D
Mơ hình hồi quy được chạy bằng phương pháp hồi quy từng bước sau khi bổ sung các yếu tố liên quan đến khả năng vay nợ và trong số kết quả các mơ hình được chọn thì mơ hình thứ 4 thể hiện tốt nhất. Trong đó, hai yếu tố liên quan đến khả năng vay nợ là thiếu hụt tài chính tương lai, hệ số giá thị trường trên giá trị sổ sách bị loại trừ ra khỏi mơ hình cho thấy hai yếu tố này không tác động đến việc lựa chọn tài trợ cho thiếu hụt tài chính. Kết quả chạy mơ hình hồi quy cụ thể như sau:
- Theo kết quả thể hiện ở bảng Model Summary thì hệ số xác định R2 điều chỉnh bằng 64,8% cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tình xây dựng phù hợp với tập dữ liệu mẫu khoảng 64,8%, cải thiện hơn so với mơ hình hồi quy theo nghiên cứu của Shyam - Sunder & Myers (1999) (R2 điều chỉnh = 0,637 đối với giai đoạn mẫu từ năm 2008 đến năm 2011, R2 điều chỉnh =0,488 đối với toàn bộ giai đoạn mẫu). Điều này thể hiện việc bổ sung các biến liên quan các đặc tính về khả năng vay nợ trong mơ hình đã cải thiện mức ý nghĩa khả năng giải thích của mơ hình. Và hệ số Durbin-Watson bằng 2,028 (gần bằng 2), giá trị d tra bảng Durbin - Watson với 4 biến độc lập và 198 quan sát là (dL = 1,728; dU = 1,81), giá trị d tính được rơi vào miền chấp nhận giả thuyết khơng có tương quan chuỗi bậc nhất hay có thể nói các biến ảnh hưởng đã được đưa hết vào mơ hình và mối liên hệ tuyến tính giữa các biến thể hiện khá phù hợp.
- Bảng phân tích phương sai - Anova thể hiện giá trị F tương ứng với mức ý nghĩa quan sát được là 0,000 nên ta an toàn bác bỏ giả thiết H0 cho rằng R2 của tổng thể bằng 0 và kết luận mơ hình hồi quy tuyến tính xây dựng phù hợp với tổng thể (hay các biến hiện có trong mơ hình có thể giải thích được thay đổi trong việc gia tăng sử dụng nợ vay).
- Bảng hệ số hồi quy (Coefficients) của mơ hình đưa ra kết quả kiểm định giả thuyết về ý nghĩa của hệ số độ dốc của mơ hình tổng thể cho thấy trị thống kê t và mức ý nghĩa quan sát được đối với các hệ số dốc trong mơ hình có giá trị sig. nhỏ
hơn α bằng 0,05; chứng tỏ rằng giả thuyết độ dốc của mơ hình tổng thể bằng 0 có thể bị bác bỏ với độ tin cậy rất cao (thấp nhất khoảng 98,9%). Ngồi ra, cơng cụ đo lường đa cộng tuyến (Collinearity Diagnostics) cho thấy các biến độc lập trong mơ hình khơng gây ra hiện tượng cộng tuyến với nhau hay khơng có tương quan chặt chẽ với nhau (các hệ số phóng đại phương sai VIF rất thấp hơn 10). Theo kết quả thể hiện trên, ta thấy các yếu tố liên quan đến khả năng vay nợ dựa theo mơ hình thực nghiệm của Michael L.Lemmon & Zaime F.Zender (2002) có liên quan đến lựa chọn tài trợ cho thiếu hụt tài chính của các cơng ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam (loại trừ nhân tố hệ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách). Các yếu tố liên quan đến khả năng vay nợ thể hiện mối quan hệ có ý nghĩa thống kê với tài trợ nợ vay tăng thêm cho thiếu hụt tài chính. Cụ thể:
Hệ số chặn phủ định (-0,011) có thể thấy một số công ty phát hành vốn cổ phần trước khi nghiên cứu khả năng vay nợ. Lý do các công ty nghĩ đến phát hành vốn cổ phần trước có thể xuất phát từ chính sách kinh tế theo hướng có lợi cho việc gia tăng vốn cổ phần như cắt giảm thuế thu nhập doanh nghiệp đối với các tổ chức niêm yết và giao dịch chứng khoán; giai đoạn biến động thuận lợi của giá cổ phiếu; những biến động mạnh của thị trường tài chính - tiền tệ (lãi suất vay tăng cao,...) và/hoặc các công ty để dành khả năng vay nợ nhằm tăng khả năng linh hoạt tài chính cho tăng trưởng trong dài hạn.
Hệ số dốc của thiếu hụt tài chính dương (0,732) gần bằng 1, cải thiện hơn so với hệ số dốc thiếu hụt tài chính trong mơ hình khi chưa xét đến khả năng vay nợ (0,64). Như vậy, thiếu hụt tài chính hiện tại có mối quan hệ cùng hướng đáng kể với nợ vay mới tài trợ cho thiếu hụt tài chính. Từ đó cho thấy trình tự lựa chọn tài trợ trước tiên là lợi nhuận giữ lại, tiếp đến khi có thiếu hụt tài chính thì sử dụng nguồn vốn bên ngồi. Nguồn vốn bên ngoài được sử dụng theo thứ tự trước tiên là nợ vay tăng thêm và kế đến là phát hành vốn cổ phần mới. Như vậy, lựa chọn
nguồn vốn tài trợ của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam