2,094
0,078 3,324
0,082
Tỷ số thanh khoản ROA
oanh nghiệp có nguồn gốc nhà nƣớc oanh nghiệp tƣ nhân
Nguồn: Khảo sát của tác giả.
Hình 3.11 So sánh tỷ số thanh khoản và ROA theo đặc điểm tổ chức
1,773
0,076 2,958
0,081
Tỷ số thanh khoản ROA
oanh nghiệp tập đoàn oanh nghiệp độc lập
Nguồn: Khảo sát của tác giả.
Tóm lại về tổng n , n dài hạn, tổng vay, vay dài hạn, cơ cấu n dài hạn thì doanh nghiệp nhà nƣớc cao hơn doanh nghiệp khơng có vốn nhà nƣớc; doanh
nghiệp tập đoàn cao hơn doanh nghiệp độc lập. Về tỷ số thanh khoản và ROA thì doanh nghiệp nhà nƣớc thấp hơn doanh nghiệp tƣ nhân, doanh nghiệp tập đoàn thấp hơn doanh nghiệp độc lập.
Bảng 3.4 Kết luận về tỷ lệ nợ của các nhóm doanh nghiệp Việt Nam So sánh theo đặc điểm sở hữu So sánh theo hình thức tổ
chức hoạt động Doanh nghiệp có vốn nhà nƣớc Doanh nghiệp tƣ nhân Doanh nghiệp tập đoàn Doanh nghiệp độc lập Tổng n + - + - N dài hạn + - + - Cấu trúc n dài hạn + - + - Tổng vay + - + - Vay dài hạn + - + - Tỷ số thanh khoản - + - + ROA - + - +
Ghi chú: (+): Cao hơn; -): Thấp hơn
Nguồn: Kết quả khảo sát của tác giả.
3.3 Các nhân tố tác động đến tình hình vay nợ của doanh nghiệp Việt
Nam
Các nhân tố tác động đến tình hình vay n của doanh nghiệp Việt Nam đƣ c phân tích qua mơ hình phân tích các nhân tố tác động đến tình hình vay n của doanh nghiệp Việt Nam có dạng Y = α + βn Xn + εi trong đó Y : biến phụ thuộc; Xn: biến độc lập; βn: hệ số hồi quy ; αi: hệ số tự do ; εi: sai số ngẫu nhiên.
Tỷ lệ n của doanh nghiệp Việt Nam và các nhân tố là các chỉ số tài chính lấy t số liệu tài chính trong 5 năm, t năm 2006 đến năm 2010 của mẫu nghiên cứu gồm 127 doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh
(HoSe) và Hà Nội (HNX). Số liệu doanh nghiệp đƣ c thu thập trực tiếp t các báo cáo tài chính và tính các chỉ tiêu tài chính t ng năm, và tính bình qn 5 năm trên phần mềm Excel. Các chỉ tiêu tài chính bình qn 5 năm đƣ c đƣa vào phần mềm SPSS 16.0 để xác định hệ số tƣơng quan giữa biến độc lập với biến phụ thuộc, kiểm định hệ số tƣơng quan, lựa chọn biến có tƣơng quan, đƣa vào hồi quy theo phƣơng pháp đƣa tất cả biến, sau đó kiểm định. Biến phụ thuộc (Y) là tỷ lệ n , tính bằng tổng n phải trả trên tổng tài sản. Các biến độc lập (Xn) là các nhân tố giả thuyết tác động đến biến phụ thuộc đƣ c giả thuyết gồm:
3.2.1. Quy mô doanh nghiệp
Theo Rajan và Zingales (1995), doanh nghiệp có quy mơ lớn có khuynh hƣớng dễ đa dạng hóa và sử dụng nhiều n hơn vì giảm đƣ c khả năng phá sản. Mặt khác, doanh nghiệp nhỏ khó có khả năng tiếp cận vốn nên đi vay ít hơn. Zingales (1995), Ghosh, Cai và Lee (2000), Bevan và Danbolt (2002) nhận thấy có tƣơng quan thuận (+) giữa doanh thu và vay. Doanh nghiệp lớn có khuynh hƣớng vay dài hạn nhiều hơn và giả thuyết tƣơng quan thuận (+) giữa quy mô và tỷ lệ vay. Tuy nhiên theo thuyết trật tự phân hạng, thông tin bất cân xứng giữa các nhà quản lý với thị trƣờng vốn sẽ thấp đối với các doanh nghiệp lớn, do đó doanh nghiệp lớn có điều kiện phát hành vốn cổ phần (Kester, 1986, trích dẫn bởi Chen, 2003). Titman và Wessels (1988) (trích dẫn bởi Chen, 2003 đã đƣa ra các bằng chứng tƣơng quan nghịch (-) giữa quy mô và đ n bẩy. Vậy giả thuyết quy mô doanh nghiệp có tƣơng quan thuận (+) và tƣơng quan nghịch (-) với tỷ lệ n vay.
3.2.2 Lợi nhuận
Lý thuyết trật tự phân hạng của Myers and Majluf (1984) cho thấy các doanh nghiệp khi cần tài tr vốn thì trƣớc tiên là tài tr bằng vốn nội bộ t l i nhuận để lại, sau đó là vay n và cuối cùng mới là phát hành vốn cổ phần. Lý thuyết trật tự phân hạng đƣa ra vấn đề thông tin bất cân xứng làm phát sinh chi phí giao dịch. Do đó các doanh nghiệp có l i nhuận sẽ sử dụng nguồn nội bộ để tài tr cho hoạt động sản xuất kinh doanh hơn là đi vay. Ngƣ c lại các doanh nghiệp có l i nhuận cao sử
dụng n hơn là vốn cổ phần để tận dụng l i thế của tấm chắn thuế bởi vì chi phí lãi vay là chi phí h p l đƣ c tr vào l i nhuận trƣớc thuế. Vậy giả thuyết n vay có tƣơng quan thuận + và tƣơng quan nghịch (-) với l i nhuận doanh nghiệp. L i nhuận đƣ c đo lƣờng bằng tỷ số giữa l i nhuận sản xuất kinh doanh với tổng số tài sản nhƣ Rajan và Zingales, 1995 (trích dẫn bởi Datta, M. và Majumda, R., 2006).
3.2.3 Tài sản hữu hình
Khi thơng tin bất cân xứng, ngƣời cho vay sẽ yêu cầu tài sản cố định hữu hình để bảo đảm n vay. Doanh nghiệp có tài sản hữu hình cao sẽ sử dụng nhiều n nhƣ nghiên cứu của Titman và Wessels (1988), Rajan và Zingales (1995) và Ghosh, Cai và Lee (2000) (trích dẫn bởi Chen, 2003). Vậy có tƣơng quan thuận (+) giữa n dài hạn và tài sản cố định hữu hình.
Lý thuyết chi phí đại diện c ng cho thấy chi phí đại diện của vốn cổ phần dẫn đến những quyết định đầu tƣ gây thiệt hại. Ngồi ra thơng tin bất cân xứng sẽ dẫn đến chứng khoán bị định giá thấp. Trong khi đó việc sử dụng n đƣ c bảo đảm bằng tài sản giúp giảm chi phí đại diện, vì vậy có tƣơng quan thuận (+) giữa tài sản cố định hữu hình và đ n bẩy tài chính, đặc biệt là n vay dài hạn. Kết quả này hỗ tr lý thuyết đánh đổi trong lĩnh vực chi phí kiệt quệ tài chính và lý thuyết trật tự phân hạng trong định giá tài sản không đúng (Chen, 2003, tr.1347).
Vậy giả thuyết n vay có tƣơng quan thuận (+) với tài sản cố định hữu hình. Tài sản cố định hữu hình đƣ c đo lƣờng bằng tỷ số giữa giá trị còn lại của tài sản cố định hữu hình so với tổng số tài sản nhƣ Rajan và Zingales, 1995 trích dẫn bởi Datta, M. and Majumda, R. 2006).
3.2.4 Cơ hội phát triển
Lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn nhấn mạnh đến chi phí kiệt quệ tài chính (gồm chi phí trực tiếp và chi phí gián tiếp và đây là yếu tố làm hạn chế n vay.
Myers (1977) cho thấy chi phí kiệt quệ tài chính rất cao ở các doanh nghiệp đầu tƣ nhiều vào tài sản vơ hình hoặc có tốc độ phát triển cao. o đó các doanh nghiệp này ít đƣ c ngân hàng cho vay. Mặt khác, các doanh nghiệp có tốc độ phát triển cao thƣờng có nhu cầu vốn nhiều hơn, do đó nguồn l i nhuận giữ lại khơng đủ so với nhu cầu vốn. Theo lý thuyết trật tự phân hạng (Myer, 1984), khi l i nhuận giữ lại không đủ cho nhu cầu vốn, doanh nghiệp sẽ sử dụng nguồn vốn kế tiếp là đi vay. Vì vậy giả thiết Cơ hội phát triển có tƣơng quan thuận (+) hoặc tƣơng quan nghịch (-) với tổng n . Cơ hội phát triển đƣ c đo lƣờng bằng giá thị trƣờng so với giá trị doanh nghiệp theo giá sổ sách (Rajan và Zingales, 1995, trích dẫn bởi Datta, M. và Majumda, R., 2006) hoặc tỷ lệ tăng doanh thu trên tỷ lệ tăng tổng tài sản (Chen, 2003, tr.1344). Tốc độ tăng trƣởng trong mơ hình đƣ c đo lƣờng bằng tốc độ tăng trƣởng của tổng tài sản.
3.2.5 Đặc điểm riêng của sản phẩm
Mơ hình của Titman (1984) cho thấy giá vốn hàng bán có tác động đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp. Kết quả cho thấy giá vốn cao đối với doanh nghiệp chỉ sản xuất một loại sản phẩm hay sản phẩm mang tính cá biệt. Các doanh nghiệp ít đƣ c chủ n cho vay vì khó sản phẩm của doanh nghiệp khó thu hồi khi đến phá sản. o đó n vay dự kiến là có tƣơng quan nghịch (-) với tính đặc điểm riêng của sản phẩm nhƣ nghiên cứu của Titman và Wessels (1988). Đặc điểm riêng của sản phẩm đƣ c đo lƣờng bằng tỷ số giữa giá vốn hàng bán trên doanh thu sản xuất kinh doanh.
Khả năng thanh khoản thể hiện khả năng trả các khoản n ngắn hạn. Khả năng thanh khoản (thể hiện qua doanh nghiệp dồi dào về tiền mặt, các khoản tƣơng đƣơng tiền c ng làm doanh nghiệp hạn chế đi vay, theo l thuyết trật tự phân hạng.
Vậy giả thuyết là n có tƣơng quan nghịch (-) với khả năng thanh khoản. Khả năng thanh khoản đƣ c đo lƣờng bằng tỷ số giữa tài sản lƣu động trên n ngắn hạn (Deesomsak, R. và c.s, 2004, tr.9).
Bảng 3.5 Các giả thiết về tƣơng quan giữa các nhân tố tác động đến tỷ lệ nợ
STT
Nhân tố Ký
hiệu
Đo lƣờng Giả thuyết
mối tƣơng quan
1 Quy mô doanh nghiệp
SIZE Logarit tự nhiên của tổng tài sản +/-
2 L i nhuận PRO Tỷ số giữa l i nhuận sản xuất kinh doanh với tổng số tài sản
+/-
3 Tài sản cố định hữu hình
TANG Tỷ số giữa giá trị còn lại của tài sản cố định hữu hình so với tổng số tài sản
+
4 Cơ hội phát triển GRO Tốc độ tăng trƣởng của tổng tài sản
+/-
5 Đặc điểm riêng của sản phẩm
UNI Tỷ số giá vốn hàng bán trên doanh thu sản xuất kinh doanh
-
6 Khả năng thanh khoản
LIQ Tỷ số giữa tài sản lƣu động trên n ngắn hạn
-
Mơ hình hồi quy bội đo lƣờng các nhân tố tác động đến tỷ lệ n giả thuyết nhƣ sau: L_T = β0+ β1 S ZE + β2 PRO + β3 TANG + β4 GRO +β5 UNI + β6 LIQ + ε.
Bảng 3.6 Thống kê mô tả các biến
L_TA SIZE PRO TANG GRO UNI LIQ
Bình quân 0,520 13,191 0,088 0,212 0,419 0,803 2,501
Lớn nhất 0,868 16,189 0,396 0,927 4,760 1,030 29,390
Nhỏ nhất 0,053 10,014 0,001 0,003 -0,916 0,107 0,168
Độ lệch tiêu chuẩn 0,190 1,238 0,060 0,180 0,544 0,132 3,725
Nguồn: Thống kê t phần mềm SPSS 16.0 (Phụ lục 6).
Hệ số tƣơng quan và mức nghĩa cho t phần mềm SPSS 16.0 (Bảng 3.7) đƣ c kiểm định để xác định t ng biến khơng có tƣơng quan hay có tƣơng quan tuyến tính với biến phụ thuộc. Với mỗi biến, giả thuyết H0: r1 = 0 tức là khơng có tƣơng quan tuyến tính giữa tỷ lệ n và biến độc lập, và H1: r1 khác 0 tức là có tƣơng quan tuyến tính giữa tỷ lệ n và biến độc lập, tức là biến có ý nghĩa thống kê.
Tƣơng quan giữa biến phụ thuộc với các biến SIZE, PRO, UNI, LIQ đều có mức nghĩa Sig lần lƣ t là 0,009; 0,000; 0,032; 0,000 nhỏ hơn mức nghĩa α 0,05 hay 5%) nên bác bỏ giả thuyết hệ số tƣơng quan bằng 0, nghĩa là chấp nhận giả thuyết hệ số tƣơng quan khác 0 tức là có tƣơng quan tuyến tính giữa tỷ lệ n và các biến phụ thuộc này. o đó các biến này đƣ c đƣa vào mơ hình.
Tƣơng quan giữa biến phụ thuộc với các biến TANG, GROW có mức nghĩa Sig lần lƣ t là 0,114; 0,060 lớn hơn mức nghĩa α 0,05 hay 5% do đó các biến này bị loại ra khỏi mơ hình.
Bảng 3.7 Ma trận hệ số tƣơng quan giữa các biến
SIZE Hệ số tƣơng quan 1 -0,119 0,098 0,003 -0,075 -0,129 0,230**
Mức nghĩa
0,183 0,275 0,975 0,401 0,147 0,009
PRO Hệ số tƣơng quan
1 -0,150 0,003 -0,054 -0,015 -0,430**
Mức nghĩa
0,093 0,971 0,543 0,868 0,000
TANG Hệ số tƣơng quan
1 -0,212* -0,190* -0,127 0,141
Mức nghĩa
0,017 0,033 0,156 0,114
GRO Hệ số tƣơng quan 1 0,039 0,063 -0,167
Mức nghĩa
0,666 0,483 0,060
UNI Hệ số tƣơng quan
1 -0,209* 0,191*
Mức nghĩa
0,019 0,032
LIQ Hệ số tƣơng quan
1 -0,499**
Mức nghĩa
0,000 L_TA Hệ số tƣơng quan
1
Mức nghĩa
** Tƣơng quan với mức nghĩa 0,01. * Tƣơng quan với mức nghĩa 0,05.
Nguồn: Hệ số tƣơng quan tính t phần mềm SPSS (phụ lục 6.1).
Vậy mơ hình hồi quy tuyến tính các nhân tố tác động đến tỷ lệ n của doanh nghiệp Việt Nam nhƣ sau: L_T = β0+ β1 S ZE + β2 PRO + β3 UNI +β4 LIQ + ε
Kiểm định hệ số hồi quy của t ng biến nhằm kiểm tra mỗi biến bằng 0 hay khác 0. Với mỗi biến, giả thuyết H0: β1 = 0 tức là hệ số hồi quy của biến này bằng 0, giả thiết H1: β1 khác 0 tức là hệ số hồi quy của biến này khác 0. Kết quả cho thấy biến SIZE, UNI có mức nghĩa Sig lần lƣ t là 0,069 ; 0,254 (bảng 3.8) lớn hơn 0,05 nên khơng có nghĩa thống kê, do đó các biến S ZE, UN đƣ c loại khỏi mơ hình. Sau khi hồi quy với các biến PRO, LIQ cho thấy các hệ số hồi quy β của các biến này đều có các mức nghĩa Sig tƣơng ứng nhỏ hơn 0,05 (Bảng 3.8) nên bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng hệ số hồi quy β của t ng biến bằng 0, tức là chấp nhận giả thuyết hệ số hồi quy của biến PRO, LIQ khác 0.
Bảng 3.8 Hệ số hồi quy và mức ý nghĩa của các biến giả thuyết có liên quan
Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .354 .173 2.043 .043
PRO_0610 -1.340 .216 -.418 -6.208 .000 .980 1.021 LIQ_0610 -.024 .004 -.472 -6.855 .000 .933 1.071 SIZE_0610 .019 .010 .125 1.838 .069 .956 1.046 UNI_0610 .113 .099 .079 1.146 .254 .941 1.063
a. Dependent Variable: L_TA_0610
Bảng 3.9 Hệ số hồi quy và mức ý nghĩa các biến sau khi loại bỏ biến không phù hợp Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .708 .025 28.907 .000
PRO_0610 -1.403 .216 -.437 -6.508 .000 1.000 1.000 LIQ_0610 -.026 .003 -.505 -7.520 .000 1.000 1.000
a. Dependent Variable: L_TA_0610
Kiểm định độ phù h p chung của mơ hình nhằm kiểm tra trƣờng h p tất cả các hệ số hồi quy đều bằng 0 tức là β1 = β2 = 0. Giả thuyết H0: β1 = β2 = 0 tức là hệ số hồi quy của biến PRO và L Q đều bằng 0; H1: Có ít nhất hệ số hồi quy βk khác 0. Kết quả kiểm định độ phù h p chung của mơ hình (Bảng 3.10) cho thấy giá trị Sig rất nhỏ (nhỏ hơn mức nghĩa 5%) nên bác bỏ H0 giả thuyết tất cả các hệ số hồi quy bằng 0 (ngoại tr hằng số). Vậy có ít nhất một hệ số hồi quy khác 0, tức là mơ hình có nghĩa thống kê.
Kiểm định hiện tƣ ng đa cộng tuyến cho thấy các biến đều có hệ số phóng đại phƣơng sai Variance inflation factor - VIF) bằng 1 tại bảng Coefficients (Bảng 3.9), nhỏ hơn 10 nên không xảy ra hiện tƣ ng đa cộng tuyến. Kiểm định tính độc lập của sai số cho thấy giá trị Durbin-Watson tại bảng Model Summary là 2,008 (Bảng 3.11), gần bằng 2 nên không xảy ra hiện tƣ ng tự tƣơng quan21.
Bảng 3.10 Kết quả kiểm định độ phù hợp chung của mơ hình
ANOVAb
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 2.009 2 1.005 48.732 .000a
Residual 2.556 124 .021
Total 4.565 126
a. Predictors: (Constant), LIQ_0610, PRO_0610 b. Dependent Variable: L_TA_0610
Bảng 3.11 Kết quả kiểm định tính độc lập của sai số
Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square
Std. Error of the
Estimate Durbin-Watson
1 .663a .440 .431 .143573 2.008
a. Predictors: (Constant), LIQ_0610, PRO_0610 b. Dependent Variable: L_TA_0610
Vậy mơ hình hồi quy các nhân tố tác động đến tỷ lệ n của doanh nghiệp Việt Nam nhƣ sau: L_TA = 0,708 – 1,403 PRO - 0,026 LIQ + ε
Mơ hình cho thấy tỷ lệ n của doanh nghiệp Việt Nam khi khơng có nhân tố tác động là 0,708. Khi l i nhuận tăng lên 1% thì tỷ lệ n giảm 1,403 x 1% trong
21
Không xảy ra hiện tƣ ng Tự tƣơng quan khi đại lƣ ng thống kê Dubin-Watson gần bằng 2; có dấu hiệu Đa cộng tuyến khi V vƣ t quá 10 (Hoàng Trọng, Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, tr.233, 252)
điều kiện các nhân tố khác không thay đổi. Khi tính thanh khoản tăng lên 1% thì tỷ lệ n giảm 0,026 x 1% trong điều kiện các nhân tố khác khơng thay đổi.
Mơ hình cho thấy nhân tố tác động lớn nhất đối với tỷ lệ n là l i nhuận và tác động ngƣ c chiều, nghĩa là doanh nghiệp có l i nhuận cao sẽ vay ít hơn. Điều này phù h p với lý thuyết trật tự phân hạng của Myers and Majluf (1984) phát biểu rằng