CHƢƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1 Lựa chọn phƣơng pháp ƣớc lƣợng:
Việc ƣớc lƣợng các mơ hình hồi quy dữ liệu bảng đƣợc thông qua 2 phƣơng pháp ƣớc lƣợng là : mơ hình ảnh hƣởng cố định (FEM) và mơ hình ảnh hƣởng ngẫu nhiên (REM). Tuy nhiên, để xem phƣơng pháp FEM hay REM là phù hợp, kiểm định Hausman sẽ đƣợc thực hiện với giả thuyết:
H0: P-value <5% (chọn mơ hình FEM), (có nghĩa là đặc điểm riêng
của các cơng ty có tƣơng quan đến các iến độc lập).
H1: P-value >5% (chọn mơ hình REM), (có nghĩa đặc điểm riêng của
cơng ty và iến động theo thời gian không tƣơng quan đến iến độc lập). Căn cứ theo dữ liệu thu thập đƣợc thì kết quả của kiểm định Hausman nhƣ sau:
B ng 4.1: K t qu kiể nh Hausman
Biến phụ thuộc Chi Prob.
DEBT 24.406232 0.0010
Chi ti t xem phụ lục 1
Từ bảng kết quả trên ta thấy P-value < 0.05 => chấp nhận giả thuyết H0, bác bỏ giả thuyết H1 . Từ kết quả trên, mơ hình hồi quy thích hợp đƣợc áp dụng để phân tích tác động của các nhân tố đến việc lựa chọn cấu trúc vốn của cơng ty là mơ hình ảnh hƣởng cố định (FEM)
4.2. Thống kê mơ tả các biến của mơ hình hồi quy:
B ng 4.2 Tóm t t th ng kê mơ t cho tồn m u nghiên cứu và cho m u theo quy mô công ty
Biến quan sát Trung bình Trung vị Lớn nhất Nhỏ nhất Độ lệch chuẩn Số quan sát (1) (2) (3) (4) (5) (6) DEBT Toàn mẫu 0.2754 0.2640 0.8275 0.0000 0.2087 1100 Công ty vừa và nhỏ 0.2243 0.1983 0.7247 0.0000 0.1890 365 Công ty lớn 0.3007 0.2927 0.8275 0.0000 0.2135 735 STD Toàn mẫu 0.1782 0.1360 0.8275 0.0000 0.1679 1100 Công ty vừa và nhỏ 0.1449 0.0917 0.7247 0.0000 0.1580 365 Công ty lớn 0.1947 0.1633 0.8275 0.0000 0.1703 735 LTD Toàn mẫu 0.0972 0.0259 0.6957 0.0000 0.1449 1100 Công ty vừa và nhỏ 0.0795 0.0052 0.5861 0.0000 0.1280 365 Công ty lớn 0.1060 0.0323 0.6957 0.0000 0.1519 735 NDTS Toàn mẫu 0.0309 0.0212 0.3379 0.0001 0.0335 1100 Công ty vừa và nhỏ 0.0243 0.0121 0.2936 0.0001 0.0308 365 Công ty lớn 0.0342 0.0242 0.3379 0.0001 0.0343 735 PROF Toàn mẫu 0.1387 0.1221 0.6104 -0.4905 0.0969 1100 Công ty vừa và nhỏ 0.1209 0.1084 0.5159 -0.2091 0.0937 365 Công ty lớn 0.1476 0.1303 0.6104 -0.4905 0.0973 735 GROW Toàn mẫu 0.2060 0.1303 6.6988 -0.6742 0.3988 1100 Công ty vừa và nhỏ 0.2023 0.0978 6.6988 -0.4288 0.5116 365
Công ty lớn 0.2079 0.1481 3.4380 -0.6742 0.3291 735
ITAG
Toàn mẫu 0.0221 0.0057 0.4910 0.0000 0.0395 1100 Công ty vừa và nhỏ 0.0283 0.0014 0.2658 0.0000 0.0512 365
Công ty lớn 0.0190 0.0068 0.4910 0.0000 0.0318 735
Từ kết quả trong bảng 4.1 ta thấy:
Tỷ lệ nợ trung bình của 220 công ty trong mẫu quan sát là 27,54% trong đó tỷ lệ nợ trung bình ở nhóm cơng ty có quy mơ lớn (30,07%) cao hơn so với nhóm các cơng ty vừa và nhỏ (22,43%). Cơng ty có tỷ lệ nợ thấp nhất là 0% cho cả 3 mẫu quan sát. Cơng ty có tỷ lệ nợ cao nhất trong 220 cơng ty nói chung và các cơng ty lớn nói riêng là 82,75%, cịn trong các cơng ty vừa và nhỏ là 72,47%.
Trong các mẫu quan sát, tỷ lệ nợ ngắn hạn ình quân dao động từ 14,49% đến 19,47% cao hơn tỷ lệ nợ dài hạn ình quân dao động từ 7,95% đến 10,60%. Nhƣ vậy trong mẫu quan sát thì các cơng ty có xu hƣớng sử dụng nợ ngắn hạn cao hơn so với nợ dài hạn.
Công ty có tỷ lệ nợ ngắn hạn, dài hạn thấp nhất là 0 % cho các mẫu quan sát, trong khi đó cơng ty có tỷ lệ nợ ngắn hạn (dài hạn) cao nhất lần lƣợt là 82,75% (69,57%) (trong toàn mẫu quan sát và nhóm các cơng ty lớn) và 72,47% (58,61%) (nhóm các cơng ty vừa và nhỏ).
Nhìn chung các công ty tại Việt Nam sử dụng nợ ở mức khơng cao, trong đó các cơng ty sử dụng nợ ngắn hạn cao hơn so với nợ dài hạn. Tỷ lệ lợi nhuận của các cơng ty xoay quanh mức 13,87%
Nhìn chung, các cơng ty trong mẫu nghiên cứu đều có cơ hội tăng trƣởng khá tốt với mức tăng trƣởng bình quân khoản 20% năm.
Tỷ lệ tài sản vơ hình chỉ chiếm khoản 2,21% trong tổng tài sản. Nhƣ vậy phẩn lớn tài sản của các công ty trong mẫu quan sát là tài sản hữu
hình. Điều này khá phù hợp với đặc điểm tại Việt Nam khi mà phƣơng pháp định giá tài sản vơ hình cịn nhiều bất cập và chƣa thống nhất.
4.3 Ma trận hệ số tƣơng quan giữa các biến trong mơ hình:
Do các hệ số tƣơng quan giữa các cặp iến trong mơ hình đều khơng quá lớn nên vấn đề đa cộng tuyến không ảnh hƣởng đến kết quả mơ hình
hồi quy
Kết quả bảng 4.3 cho thấy:
Mối tƣơng quan nghịch chiều giữa lợi nhuận và tài sản vơ hình với tổng nợ của cơng ty. Điều này có nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, công ty kiếm đƣợc lợi nhuận càng nhiều và tài sản vơ hình càng nhiều thì cơng ty càng giảm việc sử dụng nợ.
Trong khi đó các iến cịn lại (tấm chắn thuế phi nợ, cơ hội tăng trƣởng và các biến đo lƣờng quy mơ cơng ty) có mối quan hệ cùng chiều với việc sử dụng nợ của công ty.
B ng 4.3 Ma tr n h s t ữa các bi n trong mơ hình hồi quy
DEBT NDTS PROF GROW ITAG LNTA LNSLS LNEMP
DEBT 1.0000 NDTS 0.0374 1.0000 PROF -0.2596 0.5073 1.0000 GROW 0.1040 -0.1121 0.0166 1.0000 ITAG -0.0905 -0.0480 -0.0044 -0.0831 1.0000 LNTA 0.3665 -0.1236 -0.1337 0.0975 -0.1398 1.0000 LNSLS 0.3334 -0.0508 0.0383 0.0460 -0.0258 0.7685 1.0000 LNEMP 0.2455 0.1114 0.0581 0.0339 -0.0583 0.5101 0.6032 1.0000
4.4. Kiểm định tự tƣơng quan:
Để xem xét có xảy ra hiện tƣợng tự tƣơng quan giữa các biến trong mô hình hồi quy hay khơng ta sử dụng kiểm định Breusch-Godfrey với giả thuyết:
H0: P-value > 5%: chấp nhận giả thuyết H0 => khơng có tự tƣơng quan H1: P-value < 5%: bác bỏ giả thuyết H0 => có hiện tƣợng tự tƣơng quan
B ng 4.4: K t qu kiể nh Breusch-Godfrey:
Biến phụ thuộc Obs*R-squared Prob. Chi-Square
RESID 0.310494 0.8562
(Chi ti t xem phụ lục 2)
Từ bảng kết quả trên ta thấy giá trị P-valuae > 5% => chấp nhận giả
thuyết H0 . Nhƣ vậy khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan giữa các biến trong mơ hình hồi quy
4.5. Kiểm định phƣơng sai thay đổi:
Việc xác định các sai số ngẫu nhiên của các quan sát trong mơ hình hồi quy có thay đổi hay khơng đƣợc thực hiện thông qua kiểm định White với giả thuyết:
H0: P-value > 5%: chấp nhận giả thuyết H0 => phƣơng sai không thay đổi H1: P-value < 5%: bác bỏ giả thuyết H0 => phƣơng sai thay đổi
B ng 4.5: K t qu kiể nh White:
Biến phụ thuộc Obs*R-squared Prob. Chi-Square
RESID^2 1.668859 0.0525
(Chi ti t xem phụ lục 3)
Kết quả kiểm định White cho thấy giá trị P-value > 5% nên ta chấp nhận giả thuyết H0. Nghĩa là không xảy ra hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi trong mơ hình hồi quy của bài nghiên cứu.
4.6. Kết quả mơ hình hồi quy:
4.6.1 Kết quả hồi quy mơ hình (1.1):
B ng 4.6.1 K t qu hồi quy mơ hình 1.1
Mơ hình 1.1
Tồn mẫu SMEs LEs
Constant (C) -0.085142 -0.128806 0.031303 0.019200 0.048400 0.511100 LDEBT 0.810085 *** 0.766526*** 0.832507*** 0.000000 0.000000 0.000000 NDTS 0.326205 *** -0.181641 0.697157*** 0.007000 0.459500 0.000000 PROF -0.33132 *** -0.130880 -0.439534*** 0.000000 0.101600 0.000000 GROW 0.066112 *** 0.058309*** 0.111726*** 0.000000 0.000000 0.000000 ITAG -0.089461 0.113097 -0.106253 0.285000 0.319100 0.377300 LN(TA) 0.012585 *** 0.014600*** 0.003563 0.000000 0.004600 0.308700 R2 0.831203 0.780779 0.855296
G : 4.6.1 ồ ộ ê ẩ ổ ( E ) ử ụ (FEM). ê ( ) ặ ồ (*) ó ở ứ ê l t là 10% (**) ó ở ứ ê l t là 5% (***) ó ở ứ ê l t là 1%
Mơ hình ƣớc lƣợng iến phụ thuộc tổng nợ (DEBT) (1.1)cho mẫu quan sát lần lƣợt của 220 công ty; 73 công ty vừa và nhỏ; 147 công ty lớn theo phƣơng pháp FEM nhƣ sau:
DEBT = - 0.085142 + 0.810085*LDEBT + 0.326205*NDTS - 0.33132*PROF + 0.066112*GROW - 0.089461*INTG + 0.012585*LN(TA)
DEBT = - 0.128806+ 0.766526*LDEBT - 0.181641*NDTS - 0.130880*PROF + 0.058309*GROW + 0.113097*INTG + 0.014600*LN(TA)
DEBT = 0.031303 + 0.832507*LDEBT + 0.697157*NDTS - 0.439534*PROF + 0.111726*GROW - 0.106253*INTG + 0.003563*LN(TA)
+ Biến độ trễ của nợ (LDEBT): có mối tƣơng quan cùng chiều với địn ẩy tài chính ở cả 3 mẫu quan sát với mức ý nghĩa thống kê 1%. Hệ số hồi quy của biến này xoay quanh mức 0,8%. Khi các yếu tố khác khơng đổi thì:
- Với mẫu quan sát là 220 cơng ty: khi nợ kỳ trƣớc tăng 1% thì làm cho tổng nợ của cơng ty tăng 81,00%
- Với mẫu quan sát là 73 công ty vừa và nhỏ: khi nợ kỳ trƣớc tăng 1% thì làm cho tổng nợ của công ty tăng 76,65%
- Với mẫu quan sát là 147 công ty lớn: khi nợ kỳ trƣớc tăng 1% thì làm cho tổng nợ của công ty tăng 83,25%
+ Biến tấm chắn thuế phi nợ (NDTS) có tác động cùng chiều với địn
bẩy tài chính và có mức ý nghĩa thống kê 1% đối với mẫu quan sát toàn mẫu và các cơng ty LEs. Trong khi đó với mẫu các cơng ty SMEs thì biến NDTS lại có tác động ngƣợc chiều và kết quả này khơng có ý nghĩa thống kê . Khi các yếu tố khác khơng đổi thì:
- Với mẫu quan sát là 220 cơng ty: khi tấm chắn thuế phi nợ tăng 1% thì làm cho tổng nợ của cơng ty tăng 32,62%
- Với mẫu quan sát là 73 công ty vừa và nhỏ: khi tấm chắn thuế phi nợ tăng 1% thì làm cho tổng nợ của công ty giảm 18,16% (Kết quả hồi quy khơng có ý nghĩa thống kê)
- Với mẫu quan sát là 147 công ty lớn: khi tấm chắn thuế phi nợ tăng 1% thì làm cho tổng nợ của cơng ty tăng 69,72%
Theo nghiên cứu của DeAngelo và Masulis (1980) thì tấm chắn thuế phi nợ là sản phẩm thay thế cho các lợi ích về thuế khi các doanh nghiệp không sử dụng tài trợ ằng nợ vay. Một doanh nghiệp có tấm chắn thuế phi nợ lớn đồng nghĩa với việc sử dụng ít nợ. Tuy nhiên, nghiên cứu của Bradley et al (1984) cho rằng tấm chắn thuế phi nợ tƣơng quan thuận chiều với đòn ẩy.
Theo kết quả của phƣơng trình hồi quy thì tác động của tấm chắn thuế phi nợ lên nhóm các cơng ty LEs cao hơn so với nhóm các cơng ty SMEs
Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Titman & Wessels (1988) , Samuel G. H. Huang and Frank M. Song (2006) và Degryse, Goeij & Kappert (2009) cho rằng tấm chắn thuế phi nợ có mối tƣơng quan cùng chiều với việc
sử dụng nợ. Tuy nhiên kết quả trên lại trái ngƣợc với lý thuyết TOT và trái ngƣợc với kết quả nghiên cứu của Victor & Francisco (2011), DeAngelo & Masulis (1980), Jean J. Chen (2003) và Nahum Biger, Nam V. Nguyen, Quyen X. Hoang, (2007) cho rằng một cơng ty có tấm chắn thuế phi nợ lớn đồng nghĩa với việc sử dụng nợ ít hơn.
+ Biến lợi nhuận (PROF) có tác động ngƣợc chiều với tổng nợ trên
tổng tài sản của công ty trong cả 3 mẫu quan sát. Tuy nhiên kết quả hồi quy này cùng một mức ý nghĩa thống kê 1% ở mẫu quan sát tồn mẫu và các cơng ty LEs và khơng có ý nghĩa thống kê đối với mẫu các cơng ty SMEs. Điều này có nghĩa là:
- Với mẫu quan sát là 220 công ty: khi cơng ty tăng 1% lợi nhuận thì tổng nợ của cơng ty giảm 33,13%
- Với mẫu quan sát là 73 công ty vừa và nhỏ: khi cơng ty tăng 1% lợi nhuận thì tổng nợ của cơng ty giảm 13,09% (Kết quả hồi quy khơng có ý nghĩa thống kê)
- Với mẫu quan sát là 147 công ty lớn: khi cơng ty tăng 1% lợi nhuận thì tổng nợ của cơng ty giảm 43,95%
Nhƣ vậy trong các cơng ty LEs thì ảnh hƣởng của lợi nhuận lên việc sử dụng nợ lại tiếp tục cao hơn so với các công ty SMEs. Nghĩa là trong khi các yếu tố khác khơng đổi thì ở cùng một mức tăng lợi nhuận 1% thì các cơng ty lớn sẽ giảm việc sử dụng nợ nhiều hơn các công ty vừa và nhỏ.
Mối tƣơng quan ngƣợc chiều này trái ngƣợc với lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn (TOT) là khi cơng ty có lợi nhuận càng lớn thì khả năng cơng ty rơi vào tình trạng kiệt quệ càng thấp nên công ty sẽ gia tăng việc sử dụng nợ nhiều hơn. Tuy nhiên kết quả trên lại phù hợp với dự đoán của lý thuyết trật tự phân hạng (POT) là khi cơng ty có lợi nhuận càng lớn thì nguồn thu nhập từ lợi nhuận giữ lại càng nhiều đủ để đáp ứng cho việc thực hiện các cơ hội
phát triển của công ty nên cơng ty khơng cần phải vay mƣợn bên ngồi. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với tình hình thực tế của các công ty tại Việt Nam là các cơng ty thích sử dụng nguồn tài trợ từ nguồn nội bộ hơn là vay nợ bên ngoài với suy nghĩ nguồn tài trợ từ nội bộ cơng ty có chi phí thấp hơn so với nguồn vốn vay bên ngồi và khơng bị giám sát, ràng buộc bởi các chủ nợ.
Kết quả hồi quy cho mẫu quan sát tại Việt Nam phù hợp với các nghiên cứu trƣớc đây của Titman & Wessels (1988); Victor & Francisco (2011); Rajan và Zingales (1995); Gaud et al. (2005); G.H. Huang & Frank Song
(2006); Fama & French (2002), Booth et al (2001); Nahum Biger, Nam V. Nguyen, Quyen X. Hoang, (2007); Dzung Nguyen, Ivan Diaz-Rainey, Ivan Diaz-Rainey (2012).
+ Biến cơ hội tăng trƣởng (GROW): kết quả của mơ hình hồi quy
(1.1) cho thấy các hệ số hồi quy của biến GROW có mối tƣơng quan cùng chiều với địn ẩy tài chính với cùng mức ý nghĩa thống kê là 1% cho cả 3 mẫu quan sát. Kết quả này ngụ ý rằng:
- Với mẫu quan sát là 220 công ty: khi cơng ty có cơ hội tăng trƣởng tăng 1% thì tổng nợ của công ty tăng 6,61%
- Với mẫu quan sát là 73 công ty vừa và nhỏ: khi cơng ty có cơ hội tăng trƣởng tăng 1% thì tổng nợ của công ty tăng 5,83%
- Với mẫu quan sát là 147 công ty lớn: khi cơng ty có cơ hội tăng trƣởng tăng 1% thì tổng nợ của cơng ty tăng 11,17%
Tác động cùng chiều của cơ hội tăng trƣởng và địn bẩy tài chính phù hợp với dự đốn của lý thuyết POT. Khi cơng ty có nhiều cơ hội tăng trƣởng hơn, nguồn tài trợ từ nội bộ công ty không đáp ứng đủ nhu cầu vốn cho sự phát triển của công ty, trong khi việc phát hành cổ phiếu có thể tạo cho các nhà đầu tƣ có suy nghĩ khơng đúng về giá trị thực của cổ phiếu nên công ty sẽ gia tăng nguồn tài trợ bên ngồi từ nợ là thích hợp nhất (Myer, 1984).
Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Jean J. Chen (2003) cho các công ty ở Trung Quốc; Nguyen, Tran Dinh Khoi (2006), Nahum Biger, Nam V. Nguyen, Quyen X. Hoang, (2007) và Dzung Nguyen, Ivan Diaz-Rainey, Ivan Diaz-Rainey (2012) cho các công ty tại Việt Nam; và Degryse, Goeij & Kappert (2009) cho các công ty tại Hà Lan.
+ Biến tài sản vơ hình (ITAG) có mối quan hệ ngƣợc chiều với mức
độ sử dụng nợ của công ty ở mẫu quan sát tồn bộ các cơng ty và các cơng ty LEs. Tuy nhiên, kết quả này lại có mối tƣơng quan cùng chiều với đòn ẩy trong mẫu quan sát các công ty SMEs. Các kết quả hồi quy của biến ITAG đều khơng có ý nghĩa thống kê cho cả 3 mẫu quan sát.
+ Biến LN(TA:) đều có tác động cùng chiều với tổng nợ của công ty
trong cả 3 mẫu quan sát. Kết quả này chỉ có ý nghĩa thống kê với mẫu quan sát tồn bộ các cơng ty và các cơng ty SMEs ở mức tin cậy 99%. Kết quả này ngụ ý rằng:
- Với mẫu quan sát là 220 cơng ty: khi cơng ty có tổng tài sản tăng 1% thì tổng nợ của cơng ty tăng 1,26%
- Với mẫu quan sát là 73 cơng ty vừa và nhỏ khi cơng ty có tổng tài sản tăng 1% thì tổng nợ của cơng ty tăng 1,46%
Điều có có nghĩa là khi tổng tài sản của cơng ty tăng thì việc sử dụng nợ cũng tăng lên. Nhƣ vậy, tài sản của công ty đƣợc tài trợ bằng nợ nhiều hơn