Chƣơng 1 : CƠ SỞ LÝ THUYẾT
2.3 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
2.3.2.2 Ước lượng tham số hàm hồi quy giới hạn
STD=C(1)+C(2)*LIQ+C(3)*SIZE+C(4)*UNI (2.16)
Bảng 2.6: Tác động các biến độc lập đến nợ ngắn hạn/tổng tài sản của mơ hình hồi quy giới hạn
Dependent Variable: STD Method: Least Squares Sample: 1 252
Included observations: 252
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.561137 0.139084 4.034517 0.000100
LIQ -0.051446 0.005298 -9.710833 0.000000
SIZE -0.020083 0.009214 -2.179579 0.030200
UNI 0.256229 0.060006 4.270071 0.000000
R-squared 0.386512 Mean dependent var 0.376005
Adjusted R-squared 0.379090 S.D. dependent var 0.203462 S.E. of regression 0.160324 Akaike info criterion -0.807496 Sum squared resid 6.374525 Schwarz criterion -0.751474 Log likelihood 105.7445 Hannan-Quinn criter. -0.784954
F-statistic 52.08190 Durbin-Watson stat 2.120937
Prob(F-statistic) 0.000000
Nguồn: Tác giả tính tốn từ chương trình Eviews
LTD=C(1)+C(2)*STATE+C(3)*ROA+C(4)*SIZE+C(5)*TANG+C(6)*UNI (2.17)
Bảng 2.7: Tác động các biến độc lập đến nợ dài hạn/tổng tài sản của mơ hình hồi quy giới hạn
Dependent Variable: LTD Method: Least Squares Sample: 1 252
Included observations: 252
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.514425 0.123583 -4.162573 0.000000 STATE 0.040377 0.020096 2.009230 0.045600 ROA -0.536601 0.106097 -5.057629 0.000000 SIZE 0.057922 0.007861 7.368642 0.000000 TANG 0.124009 0.042767 2.899661 0.004100 UNI -0.183394 0.054398 -3.371313 0.000900
R-squared 0.342283 Mean dependent var 0.133025
Adjusted R-squared 0.328914 S.D. dependent var 0.164928 S.E. of regression 0.135109 Akaike info criterion -1.141951 Sum squared resid 4.490579 Schwarz criterion -1.057917 Log likelihood 149.8859 Hannan-Quinn criter. -1.108138
F-statistic 25.60417 Durbin-Watson stat 2.007520
Prob(F-statistic) 0.000000
Nguồn: Tác giả tính tốn từ chương trình Eviews
TD=C(1)+C(2)*GROW+C(3)*LIQ+C(4)*ROA+C(5)*SIZE+C(6)*TANG (2.18)
Bảng 2.8: Tác động các biến độc lập đến tổng nợ/tổng tài sản của mơ hình hồi quy giới hạn
Dependent Variable: TD Method: Least Squares Sample: 1 252
Included observations: 252
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.160652 0.127418 1.260831 0.208600 GROW 0.048454 0.019718 2.457303 0.014700 LIQ -0.046680 0.005052 -9.240246 0.000000 ROA -0.817328 0.109268 -7.480005 0.000000 SIZE 0.032762 0.009027 3.629376 0.000300 TANG 0.189019 0.050036 3.777630 0.000200
R-squared 0.541248 Mean dependent var 0.510911
Adjusted R-squared 0.531923 S.D. dependent var 0.224585 S.E. of regression 0.153652 Akaike info criterion -0.884728 Sum squared resid 5.807818 Schwarz criterion -0.800694 Log likelihood 117.4757 Hannan-Quinn criter. -0.850914
F-statistic 58.04740 Durbin-Watson stat 1.936641
Prob(F-statistic) 0.000000
Nguồn: Tác giả tính tốn từ chương trình Eviews
2.3.3 Kiểm định hệ số của mơ hình hồi quy
Mỗi thủ tục kiểm định đƣợc trình bày dƣới đây liên quan đến một giả thuyết không (H
0) nhất định. Tác giả sử dụng kiểm định Wald để kiểm định các hệ số của mơ hình hồi quy. Đây là một kiểm định rất quan trọng trong phân tích hồi qui bằng cách tính một thống kê kiểm định dựa trên hồi qui không bị ràng buộc. Thống kê Wald cho biết mức độ các ƣớc lƣợng không bị ràng buộc thỏa mãn các ràng buộc nhƣ thế nào dƣới giả thuyết không. Nếu các ràng buộc thực sự là đúng, thì các ƣớc lƣợng khơng bị ràng buộc sẽ thỏa mãn các ràng buộc. Để quyết định bác bỏ hay chấp nhận H
0, nếu là mơ hình hồi qui tuyến tính ta so sánh giá trị F tính tốn với giá trị F phê phán ở một mức ý nghĩa xác định.
2.3.3.1 Kiểm định giới hạn của mơ hình hồi quy tổng thể
Kiểm định giới hạn của mơ hình (2.13)
Giả thuyết H0 : C(2)=C(3)=C(5)=C(6)=C(7)=C(9)=C(10)=0 [Chọn mơ hình giới hạn (2.16)].
Tính tốn bằng chƣơng trình Eviews, kết quả nhƣ sau:
Bảng 2.9: Kết quả kiểm định giới hạn mơ hình (2.13) - STD
Wald Test: Equation: (2.13)
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 1.04999 (7, 241) 0.3969
Chi-square 7.34993 7 0.3934
Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err.
C(2) -0.025503 0.024616 C(3) 0.018049 0.020882 C(5) -0.097781 0.107331 C(6) 0.000029 0.000110 C(7) -0.219244 0.127055 C(9) 0.042175 0.053584 C(10) -0.011604 0.054920
Restrictions are linear in coefficients.
Nguồn: Tác giả tính tốn từ chương trình Eviews
Kiểm định giới hạn của mơ hình (2.14)
Giả thuyết H0 : C(3)=C(4)=C(5)=C(6)=C(10)=0 [Chọn mơ hình giới hạn (2.17)].
Tính tốn bằng chƣơng trình Eviews, kết quả nhƣ sau:
Bảng 2.10: Kết quả kiểm định giới hạn mơ hình (2.14) - LTD
Wald Test: Equation: (2.14)
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 1.067055 (5, 241) 0.3793
Chi-square 5.335275 5 0.3763
Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err.
C(3) 0.031579 0.017598
C(4) 0.003614 0.004586
C(5) 0.078708 0.090453
C(6) 8.30E-05 9.28E-05
C(10) 0.005233 0.046284
Restrictions are linear in coefficients.
Nguồn: Tác giả tính tốn từ chương trình Eviews
Kiểm định giới hạn của mơ hình hồi quy (2.15)
Giả thuyết H0 : C(2)=C(5)=C(6)=C(10)=C(11)=0 [Chọn mơ hình giới hạn (2.18)].
Tính tốn bằng chƣơng trình Eviews, kết quả nhƣ sau:
Bảng 2.11: Kết quả kiểm định giới hạn mơ hình (2.15) - TD
Wald Test: Equation: (2.15)
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 0.424998 (5, 241) 0.8311
Chi-square 2.12499 5 0.8316
Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err.
C(2) 0.018116 0.023747
C(5) -0.021738 0.103544
C(6) 0.000112 0.000106
C(10) -0.009043 0.052983
C(11) 0.033140 0.064273
Restrictions are linear in coefficients.
Nguồn: Tác giả tính tốn từ chương trình Eviews
2.3.3.2 Kiểm định khả năng giải thích của các mơ hình hồi quy giới hạn
Kiểm định khả năng giải thích của mơ hình hồi quy (2.16)
Giả thuyết H0 : C(4)=C(8)=C(11)=0 [Khơng chọn mơ hình giới hạn (2.16)]. Tính tốn bằng chƣơng trình Eviews, kết quả nhƣ sau:
Bảng 2.12: Kết quả kiểm định khả năng giải thích của mơ hình (2.16)
Wald Test: Equation: (2.13)
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 39.17009 (3, 241) 0.000000
Chi-square 117.5103 3 0.000000
Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err.
C(4) -0.049776 0.005442
C(8) -0.023231 0.009687
C(11) 0.207940 0.066624
Restrictions are linear in coefficients.
Nguồn: Tác giả tính tốn từ chương trình Eviews
Vì F = 39.17009 > F0.05(3,241) ~ 2.64 nên bác bỏ giả thuyết H0 Vậy mơ hình giới hạn (2.16) đƣợc chấp nhận
Kiểm định khả năng giải thích của mơ hình hồi quy (2.17)
Giả thuyết H0 : C(2)=C(7)=C(8)=C(9)=C(11)=0 [Khơng chọn mơ hình giới hạn (2.17)].
Tính tốn bằng chƣơng trình Eviews, kết quả nhƣ sau:
Bảng 2.13: Kết quả kiểm định khả năng giải thích của mơ hình (2.17)
Wald Test: Equation: (2.14)
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 25.21763 (5, 241) 0.000000
Chi-square 126.0881 5 0.000000
Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err.
C(7) -0.559727 0.107075
C(9) 0.139827 0.045158
C(8) 0.057453 0.008164
C(11) -0.174965 0.056147
C(2) 0.042141 0.020745
Restrictions are linear in coefficients.
Nguồn: Tác giả tính tốn từ chương trình Eviews
Vì F = 25.21763 > F0.05(5,241) ~ 2.25 nên bác bỏ giả thuyết H0 Vậy mơ hình giới hạn (2.17) đƣợc chấp nhận
Kiểm định khả năng giải thích của mơ hình hồi quy (2.18)
Giả thuyết H0 : C(3)=C(4)=C(7)=C(8)=C(9)=0 [Khơng chọn mơ hình giới hạn (2.18)].
Tính tốn bằng chƣơng trình Eviews, kết quả nhƣ sau:
Bảng 2.14: Kết quả kiểm định khả năng giải thích của mơ hình (2.18)
Wald Test: Equation: (2.15)
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 44.4366 (5, 241) 0.000000
Chi-square 222.183 5 0.000000
Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err.
C(3) 0.049991 0.020145
C(4) -0.046125 0.00525
C(7) -0.789721 0.122572
C(8) 0.033497 0.009346
C(9) 0.179692 0.051694
Restrictions are linear in coefficients.
Nguồn: Tác giả tính tốn từ chương trình Eviews
Vì F = 44.4366 > F0.05(5,241) ~ 2.25 nên bác bỏ giả thuyết H0 Vậy mơ hình giới hạn (2.18) đƣợc chấp nhận
2.3.4 Kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến
Để khẳng định thêm tính phù hợp của mơ hình, tác giả tiến hành kiểm tra thêm hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập. Dữ liệu để xây dựng mơ hình là dữ liệu chéo nên hiện tƣợng đa cộng tuyến có thể xảy ra. Việc kiểm tra này là vơ cùng cần thiết vì nếu nhƣ có hiện tƣợng đa cộng tuyến thì khơng thể xác định chính xác các hệ số của mơ hình và việc đƣa ra mơ hình sẽ mắc sai lầm. Căn cứ vào Bảng tổng hợp hệ số tƣơng quan giữa các biến độc (phụ lục 1) thì kết quả cho thấy rằng
hệ số tƣơng quan giữa các biến trong mơ hình rất thấp. Vì vậy có thể khẳng định rằng khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến xảy ra khi chạy mơ hình.
2.3.5 Phát hiện mới từ kết quả nghiên cứu
Kết quả mơ hình hồi quy xem xét mối quan hệ giữa các biến độc lập đại diện cho các nhân tố tác động đến địn bẩy tài chính (các biến phụ thuộc) hay cấu trúc vốn của các doanh nghiệp đang niêm yết trên thị trƣờng chứng khốn Việt Nam đƣợc trình bày ở Bảng tóm tắt sau:
Bảng 2.15: Tổng hợp các giả thuyết và kết quả nghiên cứu thực nghiệm các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn Giả thuyết nghiên cứu Nhân tố tác động Ký hiệu Kết quả kỳ vọng Kết quả nghiên cứu thực nghiệm STD LTD TD
H1 Lợi nhuận ROA +/- - - -
H2 Tài sản hữu hình TANG + + +
H3 Thuế thu nhập doanh nghiệp TAX +
H4 Quy mô doanh nghiệp SIZE +/- - + +
H5 Cơ hội tăng trƣởng GROW +/- +
H6 Rủi ro kinh doanh RISK -
H7 Đặc điểm riêng của sản phẩm UNI - + -
H8 Tính thanh khoản LIQ +/- - -
H9 Tấm chắn thuế phi nợ NDTS -
H10 Tỷ lệ vốn sở hữu của Nhà nƣớc STATE + +
Bảng 2.15 cho thấy có bảy nhân tố có mối tƣơng quan đến địn bẩy tài chính của doanh nghiệp. Đó là:
- Lợi nhuận (ROA) tỷ lệ nghịch (-) với tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản, tỷ lệ nợ dài hạn/tổng tài sản (có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%) và tỷ lệ nợ ngắn hạn/tổng tài sản (có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%). Điều này đúng với lý
thuyết trật tự phân hạng trong tài trợ của doanh nghiệp, nghĩa là các doanh nghiệp hoạt động có lời nhiều sẽ có nhiều nguồn vốn giữ lại để tài trợ cho các hoạt động của mình do vậy sẽ ít sử dụng nợ vay hơn. Nhƣng so với lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn thì kết quả thực nghiệm này không phù hợp.
- Tỷ lệ tài sản hữu hình trên tổng tài sản (TANG) tỷ lệ thuận (+) với tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản và tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản (có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%); tỷ lệ thuận với tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản nhƣng khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này có nghĩa là các doanh nghiệp có tỷ lệ tài sản cố định hữu hình trên tổng tài sản cao sẽ sử dụng nhiều nợ dài hạn hơn do tính chất phù hợp về thời hạn giữa món vay và tính chất của tài sản, và tài sản cố định hữu hình đóng vai trị là vật thế chấp trong các khoản vay dài hạn.
- Quy mô doanh nghiệp (SIZE) tỷ lệ thuận (+) với tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản và tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%) , trong khi đó tỷ lệ nghịch (-) với tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%). Điều này đúng với lý thuyết về cấu trúc vốn, tức là các doanh nghiệp có quy mơ càng lớn thì càng dễ dàng tiếp cận với các nguồn vốn vay mƣợn, đặc biệt là nguồn vốn dài hạn hơn các doanh nghiệp có quy mơ nhỏ và nhƣ vậy các doanh nghiệp có quy mơ lớn sử dụng nhiều nợ vay dài hạn hơn. Và cũng chính vì thế mà các doanh nghiệp nhỏ sẽ sử dụng nguồn tài trợ ngắn hạn là chủ yếu do khó đƣợc tiếp cận nguồn vốn dài hạn từ các chủ nợ. Vậy, xét trên tổng nợ thì quy mơ doanh nghiệp càng lớn thì sử dụng nợ càng nhiều.
- Cơ hội tăng trƣởng (GROW) tỷ lệ thuận (+) với tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%. Trong khi đó, mối liên hệ giữa tốc độ tăng trƣởng với tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản và tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản khơng có ý nghĩa thống kê. Nhƣ vậy các doanh nghiệp tăng trƣởng cao có khuynh hƣớng sử dụng nợ nhiều để tài trợ.
- Đặc điểm riêng của sản phẩm (UNI) tỷ lệ thuận (+) với tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản và tỷ lệ nghịch (-) với tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản, và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%. Các doanh nghiệp có các đặc điểm đặc biệt
trong sản phẩm sẽ sử dụng ít nợ vay dài hạn bởi vì trong trƣờng hợp doanh nghiệp bị phá sản có thể khơng có thị trƣờng thứ cấp mang tính cạnh tranh cho việc thanh lý các hàng tồn kho và các thiết bị sản xuất của doanh nghiệp. Ngƣợc lại, bởi vì các khoản mục cấu thành giá vốn hàng bán có tỷ lệ giá vốn hàng bán trên doanh thu thuần cao sử dụng nhiều nguồn tài trợ từ nợ ngắn hạn nhƣ các khoản vay ngắn hạn, phải trả ngƣời bán.v.v.. Vậy, điểm đặc biệt của sản phẩm tỷ lệ thuận với nợ ngắn hạn và tỷ lệ nghịch với nợ dài hạn, điều này có nghĩa là các doanh nghiệp có tỷ lệ giá vốn hàng bán trên doanh thu thuần cao ít sử dụng nợ dài hạn và sử dụng nhiều nợ ngắn hạn trong cơ cấu nợ của mình.
- Tính thanh khoản (LIQ) tỷ lệ nghịch (-) với tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản và tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản, và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%; tính thanh khoản và tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả này cho thấy các doanh nghiệp có tính thanh khoản cao sẽ ít sử dụng nợ vì các tài sản có tính thanh khoản cao của doanh nghiệp đã đƣợc sử dụng để tài trợ cho hoạt động của doanh nghiệp.
- Tỷ lệ vốn sở hữu của Nhà nƣớc trong doanh nghiệp (STATE) tỷ lệ thuận (+) với tỷ nợ dài hạn trên tổng tài sản và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% . Điều này đƣợc giải thích là do các doanh nghiệp có tỷ lệ vốn góp của nhà nƣớc từ 51% trở lên thì càng dễ dàng tiếp cận với nguồn vốn dài hạn do có mối quan hệ với các chủ nợ từ trƣớc khi doanh nghiệp đƣợc cổ phần hoá. Nhƣ vậy, tỷ lệ vốn sở hữu của Nhà nƣớc trong doanh nghiệp có quan hệ tỷ lệ thuận với địn bẩy tài chính, phù hợp với giả thuyết nghiên cứu ban đầu.
Và ba nhân tố cịn lại khơng có mối tƣơng quan đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp (thống kê lớn hơn 5%). Đó là:
- Thuế thu nhập doanh nghiệp (TAX) khơng có ý nghĩa thống kê khi xem xét mối tƣơng quan giữa thuế thu nhập doanh nghiệp với địn bẩy tài chính. Theo lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn, lãi vay là chi phí đƣợc trừ vào thu nhập chịu thuế trƣớc khi tính thuế nên sử dụng nợ giúp doanh nghiệp tiết kiệm thuế. Tuy nhiên
điều này sẽ khơng cịn ý nghĩa nữa đối với những doanh nghiệp nào đƣợc ƣu đãi hay vì lý do gì đó mà thuế suất thuế thu nhập ở mức thấp.
- Rủi ro kinh doanh (RISK) của doanh nghiệp tỷ lệ thuận (+) với tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản, tỷ lệ nợ ngắn hạn và nợ dài hạn trên tổng tài sản nhƣng khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả này đã không khẳng định đƣợc giả thuyết thứ 6. Theo lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn và lý thuyết trật tự phân hạng cho rằng rủi ro kinh doanh tỷ lệ nghịch với địn bẩy tài chính và theo kết quả thực nghiệm của tác giả cho thấy khơng có sự tƣơng quan với địn bẩy tài chính mặc dù khơng có ý nghĩa thống kê nhƣng kết quả có tác động (+) cũng phù hợp với các kết quả nghiên cứu của Gaud et al., (2005) and by Gomes and Leal (2000). Kremp et al., (1999)4.
- Tấm chắn thuế phi nợ (NDTS) cho thấy NDTS tỷ lệ nghịch (-) với tổng nợ và nợ ngắn hạn trên tổng tài sản và tỷ lệ thuận (+) với nợ dài hạn trên tổng tài sản, nhƣng khơng có ý nghĩa thống kê. Ở những kết quả nghiên cứu thực nghiệm khác cho rằng, tấm chắn thuế phi nợ tỷ lệ nghịch với địn bẩy tài chính. Vậy, kết quả hồi quy cho thấy biến NDTS khơng có mối tƣơng quan rõ ràng với địn bẩy tài chính.
Kết luận chƣơng 2
Ở chƣơng 1, tác giả đã trình bày sơ lƣợc các lý thuyết cấu trúc vốn và các kết quả nghiên cứu trƣớc đây. Tiếp theo chƣơng 2, tác giả trình bày các nội dung chính nhƣ sau:
- Trình bày những bất cập trong công tác huy động vốn của các doanh