Chúng tôi sử dụng dữ liệu của các công ty KLSE Main Board. Thời gian từ 1984-1999 là nhằm thu thập sự khác biệt trong điều kiện kinh tế của Malaysia. Công ty tồn tại trong suốt thời gian 16 năm với đầy đủ dữ liệu được đưa vào nghiên cứu. Chúng tôi loại trừ lĩnh vực tài chính, chứng khoán các công ty có đặc điểm tài chính và sử dụng đòn bẩy của họ là đáng kể. Chúng tôi cũng loại ra các công ty không có doanh số và thu nhập bình quân 4 năm âm. Sau khi loại bỏ, kích thước mẫu là 106 công ty. Chúng tôi điều chỉnh dữ liệu của các công ty, trong đó thay đổi năm tài chính của họ. Kết quả là dữ liệu trong một năm bị mất và dữ liệu năm tiếp theo nhiều hơn 12 tháng. Trước tiên chúng ta annualize dữ liệu năm tiếp theo, và sau đó thay thế dữ liệu bị mất bởi giá trị trung bình. Toàn bộ thời gian 1984-1999 được chia thành bốn giai đoạn con, mỗi giai đoạn con gồm bốn năm: 1984-1987, 1988-1991, 1992-1995 và 1996-1999. Do thị trường vốn và điều kiện kinh tế chung tại Malaysia, bốn giai đoạn này, tương ứng, với suy thoái, Xu hướng tăng, ổn định và tăng trưởng và suy thoái. Chúng tôi tính giá trị trung bình 4 năm của biến, ngoại trừ cho sự phát triển và biến động thu nhập, để giảm thiểu lỗi đo lường do biến động ngẫu nhiên trong các biến. Biến phụ thuộc (tỷ lệ nợ) được hồi quy (regressed to the lagged) các biến độc lập để tránh đảo ngược quan hệ nhân quả.
Trong nghiên cứu này, chúng tôi giả định rằng sự khác biệt trong tỷ lệ nợ có thể là kết quả hoạt động của một doanh nghiệp thông qua các khoảng thời gian khác nhau. Vì vậy, chúng tôi đưa ra các dữ liệu cho những khoảng thời gian và kiểm tra ảnh hưởng của các đặc điểm công ty trên chính sách nợ. Với các biến độc lập, mẫu gộp của chúng tôi bao gồm 318 quan sát. Chúng tôi sử dụng OLS hồi quy để hiểu được mối quan hệ thống kê giữa tỷ lệ nợ và các biến độc lập. Chúng tôi cũng báo cáo kết quả hồi quy cắt ngang mà sử dụng các giá trị trung bình của biến phụ theo từng thời kỳ. Cách tiếp cận này đã bỏ qua những thay đổi của thời gian. Vì vậy, cách tiếp cận thứ ba của chúng tôi là sử dụng các mô hình hiệu ứng cố định. Phương pháp tiếp cận nghiên cứu này tác động của biến độc lập về chính sách nợ trên cơ sở sự thay đổi qua thời gian. Chúng tôi cũng ước lượng OLS hồi quy cho từng giai đoạn riêng biệt.
Tỷ lệ nợ trung bình của giai đoạn 1988-1991 giảm so với giai đoạn 1984-1987 và như vậy, kết quả là với một số sự khác biệt giữa các phương pháp ước lượngvà khoảng thời gian. Phương trình hồi quy như sau:
Tỷ lệ nợ (D) là biến phụ thuộc . Chúng tôi sử dụng sáu biện pháp đo lường tỷ lệ nợ -ba giá trị sổ sách và ba giá trị thị trường. Mỗi thành phần của nợ dài hạn,ngắn hạn và tổng số nợ được chia cho tổng tài sản (hay vốn).
Tăng trưởng (G) được tính như một cộng với tốc độ tăng trưởng của doanh thu (bốn năm). Như ngụ ý của lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn và các lý thuyết trật tự phân hạng ,chúng tôi đưa ra giả thuyết rằng sự tăng trưởng có mối quan hệ đồng biến đến tỷ lệ nợ.
Cơ hội đầu tư (IO) xấp xỉ bởi tỷ lệ giá trị thị truờng trên giá trị sổ sách. Khi giá trị thị trường của cổ phiếu dự kiến tăng sẽ phản ánh tiềm năng tương lai của các cơ hội đầu tư. Phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng, chúng tôi đưa ra giả thuyết rằng cơ hội đầu tư có mối quan hệ nghịch biến với nợ dài hạn, đồng biến với tỷ lệ nợ ngắn hạn.
Lợi nhuận (P) được xác định là thu nhập trước thuế và lãi (EBIT) chia tổng tài sản (hay vốn). Theo lý thuyết trật tự phân hạng , chúng tôi đưa ra giả thuyết rằng lợi nhuận có một mối quan hệ nghịch biến với tỷ lệ nợ.Theo lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn (hoặc lá chắn thuế) lý thuyết sẽ được xác nhận nếu chúng ta tìm thấy một mối quan hệ đồng biến với tỷ lệ giữa lợi nhuận và nợ
Rủi ro (R) được tính như hệ số biến động trong lợi nhuận trước thuế trong vòng bốn năm. Để phù hợp với lý thuyết đánh đổi, chúng tôi đưa ra giả thuyết một mối liên hệ tích cực giữa các nguy cơ (biến động thu nhập) và tỷ lệ nợ.
Quy mô (S) được tính bằng cách lấy log của doanh thu. Doanh thu được tạo ra từ tài sản vì doanh thu ảnh hưởng đến giá trị hiện tại của nó. Theo thuyết đánh đổi cấu trúc vốn, chúng tôi đưa ra giả thuyết rằng quy mô có mối quan hệ đồng biến với tỷ lệ nợ. Ngoài ra, theo bằng chứng thực nghiệm, chúng ta có thể đưa ra giả thuyết rằng quy mô có mối quan hệ đồng biến với nợ dài hạn và một mối quan hệ nghịch biến với các khoản nợ ngắn hạn.
Hữu hình (T) được xác định bằng cách lấy tài sản cố định chia cho tổng tài sản. Theo lý thuyết đánh đổi, chúng tôi đưa ra giả thuyết một mối quan hệ đồng biến giữa hữu hìnhvà tỷ lệ nợ dài hạn. Mặt khác, theo nguyên tắc phù hợp, chúng ta nên mong đợi một mối quan hệ đồng biến giữa hữu hình và tỷ lệ nợ dài hạn và một mối quan hệ nghịch biến giữa hữu hình và tỷ lệ nợ ngắn hạn.
KẾT QUẢ
Bảng 1 cung cấp phương tiện giá trị sổ sách và tỷ lệ nợ trên giá trị thị trường trong khoảng thời gian 1988-1999 và được chia làm ba giai đoạn nhỏ. Trên trung bình, các công ty KLSE sử dụng mức nợ thấp. Cho toàn bộ thời gian 12 năm, tổng giá trị tỷ lệ nợ trên giá trị sổ sách là khoảng 15%. Có nghĩa là tỷ lệ nợ dài hạn khoảng một nửa tỷ lệ nợ ngắn hạn. Các giá trị tối đa là 31%, 37% và 56%, tương ứng, cho dài hạn, ngắn hạn và
tổng số nợ. Sự phân bố tỷ lệ là nghiêng về phía cuối thấp hơn. Trung bình tỷ lệ nợ trên giá trị thị trường thấp hơn so với tỷ lệ nợ trên giá trị sổ sách.
Tỷ lệ nợ không cho thấy sự thay đổi đáng kể trong giai đoạn 1988-1991 và 1992- 1995, tương ứng với sự ổn định và giai đoạn phát triển của thị truờng Malaysia. Trong hai giai đoạn này tỷ lệ nợ trên giá trị thị trường thấp hơn so với tỷ lệ nợ trên giá trị sổ sách. Trong giai đoạn thứ ba của 1996-1999, cả giá trị sổ sách và giá trị thị trường của nợ đều gia tăng. Tỷ lệ nợ /giá trị thị trường tăng với tốc độ cao hơn nhiều so với tỷ lệ nợ/ giá trị sổ sách . Trong thời gian này, nền kinh tế Malaysia bị suy thoái do khủng hoảng tài chính xảy ra trong tháng 10 năm1997 và giá thị trường của cổ phiếu giảm.
Table 1: Summary of Descriptive Statistics
BLTD BSTD BTD MLTD MSTD MTD Entire Period: 1988-99Median 0.021 0.055 0.118 0.018 0.039 0.0 Maximum 0.310 0.370 0.561 0.308 0.446 0.5 Minimum 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.0 Std. Dev. 0.070 0.093 0.137 0.061 0.084 0.1 Skewness 1.320 0.871 0.606 1.708 1.298 1.0 Kurtosis 4.063 2.715 2.262 5.877 4.300 3.5 Period 1: 1988-91 Median 0.015 0.059 0.099 0.011 0.038 0.0 Maximum 0.187 0.346 0.452 0.158 0.283 0.3 Minimum 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.0 Std. Dev. 0.050 0.096 0.128 0.038 0.076 0.1 00 Mean 0.053 0.081 0.134 0.034 0.051 0.0 Median 0.012 0.044 0.110 0.007 0.022 0.0 Maximum 0.266 0.319 0.425 0.172 0.266 0.3 Minimum 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.0 Std. Dev. 0.068 0.086 0.131 0.045 0.060 0.0 92 Mean 0.073 0.098 0.171 0.073 0.100 0.1 Median 0.048 0.067 0.146 0.052 0.064 0.1 Maximum 0.310 0.370 0.561 0.308 0.446 0.5 Minimum 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.0
Std. Dev. 0.082 0.096 0.149 0.082 0.103 0.1 Bảng 2 cung cấp ma trận tương quan cho các mẫu gộp của 318 quan sát.
Chúng tôi nhận thấy rằng sự tăng trưởng và lợi nhuận có môi quan hệ đồng biến đối với quy mô doanh nghiệp, trong khi cơ hội đầu tư có một mối quan hệ nghịch biến. Điều này cho thấy các doanh nghiệp lớn có xu hướng phát triển nhanh và có lợi nhuận cao hơn, nhưng họ cũng có cơ hội đầu tư nhỏ hơn so với giá trị thị trường của họ. Tăng trưởng và lợi nhuận có mối tương quan đồng biến với cơ hội đầu tư. Hữu hình (FA / TA tỷ lệ) và biến rủi ro có tương quan đáng kể với biến giải thích khác.
Biến tăng trưởng và kích thước có mối quan hệ đồng biến với tất cả các loại tỷ lệ nợ tính theo giá sổ sách và giá trị thị trường. Lợi nhuận có mối quan hệ nghịch biến với tất cả các phương pháp đo lường của tỷ lệ nợ. Điều này có nghĩa rằng các công ty sử dụng nhiều nợ khi họ tăng trưởng và phát triển quy mô, nhưng giảm nợ khi lợi nhuận của họ được cải thiện. Cơ hội đầu tư có mối tương quan nghịch biến với tổng nợ và tỷ lệ nợ ngắn hạn và mối tương quan đáng kể với tỷ lệ nợ dài hạn. Tài sản cũng có mối quan hệ tương tự với tỷ lệ nợ. Rủi ro có mối quan hệ đồng biến với tỷ lệ nợ dài hạn và nghịch biến với tỷ lệ nợ ngắn hạn. Nhưng hệ số là không đáng kể. Chúng tôi quan sát mối tương quan giữa giá trị sổ sách và giá trị thị trường của tỷ lệ nợ ngắn hạn, tỷ lệ nợ dài hạn và tổng nợ.
Page 9:
Bảng 3 mô tả kết quả hồi quy. Trước tiên chúng ta thảo luận kết quả của hồi quy gộp OLS.
Tăng trưởng: Chúng tôi tìm thấy một mối quan hệ đồng biến giữa tăng trưởng và cả giá trị sổ sách và giá trị thị trường của nợ. Phát hiện này bổ sung cho lý thuyết đánh đổi và lý thuyết trật tự phân hạng. Các công ty Malaysia có tỷ lệ nợ ngắn hạn cao hơn nợ dài hạn. Vì vậy, có vẻ như là họ sử dụng nợ ngắn hạn để tài trợ cho sự tăng trưởng của họ.
Cơ hội đầu tư: Các kết quả hồi quy OLS-đa biến gộp cho thấy biến hệ số cơ hội đầu tư (tỷ lệ giá trị thị trường-giá trị sổ sách) là không đáng kể trong suốt thời gian nghiên cứu. Điều này mâu thuẫn với lý thuyết trật tự phân hạng của Myers (1977, 1984) cho thấy rằng các công ty có giá trị thị trường cao hơn giá trị sổ sách sẽ có tỷ lệ nợ dài hạn thấp hơn do vấn đề thiếu đầu tư. Tuy nhiên, ma trận tương quan cho thấy, biến cơ hội đầu tư có mối quan hệ nghịch biến với giá trị sổ sách và giá trị thị trường nợ ngắn hạn và nợ dài hạn.Tương quan đơn giản này có nghĩa là các doanh nghiệp sẽ giành các cơ hội đầu tư hơn là đi vay với mức rủi ro cao hơn (chi phí phá sản). Nó có thể được ghi nhận từ ma trận tương quan rằng biến giá trị thị trường/giá trị sổ sách có một mối quan hệ đồng
biến với lợi nhuận và nghịch biến với quy mô công ty. Vì thế, chắc chắn là các ảnh hưởng của cơ hội đầu tư phụ thuộc theo biến quy mô và biến lợi nhuận trong hồi quy.
Lợi nhuận: kết quả của chúng tôi cho thấy rằng lợi nhuận có mối quan hệ nghịch biến với cả giá trị sổ sách và giá trị thị trường của tỷ lệ nợ. Những kết quả này khẳng định rằng kết quả của những nghiên cứu trước đây phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng (Myers, 1984) với giả định mối quan hệ nghịch biến giữa lợi nhuận và tỷ lệ nợ. Mối quan hệ nghịch biến giữa lợi nhuận và tỷ lệ nợ mâu thuẫn với lợi ích từ tấm chắn thuế. Lợi nhuận có vẻ là yếu tố quyết định ảnh hưởng lớn nhất đến tỷ lệ nợ của các công ty Malaysia khi nó có hệ số beta cao và t-số liệu thống kê có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 1%.
Rủi ro: Chúng tôi tìm thấy một mối quan hệ nghịch biến của biến động lợi nhuận với giá trị sổ sách và giá trị thị trường của tỷ lệ nợ dài hạn, điều này phù hợp với lý thuyết đánh đổi. Kết quả của chúng tôi cũng cho thấy một mối quan hệ đồng biến giữa rủi ro và tỷ lệ nợ ngắn hạn. Phát hiện này chứng minh quan điểm cho rằng sự biến động lớn chuyển tài trợ từ nợ dài hạn sang nợ ngắn hạn và vốn chủ sở hữu (Thies và Klock, 1992).
Quy mô: Chúng tôi thấy rằng quy mô là đồng biến với giá trị sổ sách và giá trị thị truờng của tất cả tỷ lệ nợ. Tất cả các hệ số có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 0,01. Mối quan hệ đồng biến giữa quy mô và tỷ lệ nợ củng cố thêm cho lý thuyết cho rằng các công ty lớn hơn có khuynh hướng đa dạng hóa hơn và ít bị phá sản và có chi phí trực tiếp phát hành nợ hoặc vốn chủ sở hữu nhỏ hơn. Điều này phù hợp với lý thuyết cân đánh đổi
Tài sản cố định: Kết quả của chúng tôi chỉ ra mối quan hệ đồng biến của tài sản hữu hình(tỷ lệ FA / TA ) với giá trị sổ sách và giá trị thị truờng của tỷ lệ nợ ngắn hạn. Điều này khẳng định nguyên tắc kỳ thanh toán phù hợp . Tài sản có mối quan hệ nghịch biến với giá trị thị truờng của tỷ lệ nợ dài hạn trong khi mối quan hệ với giá trị sổ sách của tỷ lệ nợ dài hạn không có ý nghĩa thống kê. Những kết quả mâu thuẫn với lý thuyết đánh đổi đòi hỏi một mối quan hệ đồng biến giữa tỷ lệ nợ dài hạn và tài sản kể từ lúc tài sản cố định hoạt động như tài sản thế chấp trong vấn đề phát hành nợ. Mối quan hệ nghịch biến giữa tài sản hữu hình và tổng số nợ cho thấy nợ ngắn hạn lớn hơn nợ dài hạn được đảm bảo bằng tài sản thế chấp. Nhìn chung, kết quả của chúng tôi phù hợp với
DeAngelo và Masulis (1980), người đưa ra một mối tương quan nghịch giữa tài sản hữu hình và tỷ lệ nợ. Tuy nhiên, có một vài tranh cãi cho mối quan hệ nghịch biến này là quan điểm truyền thống cho rằng các công ty có đòn bẩy hoạt động cao hơn (nhiều tài sản cố định) sẽ sử dụng đòn bẩy tài chính thấp hơn (cả nợ nợ dài hạn và ngắn hạn).
Trong bảng B và C của Bảng 3 chúng tôi cũng trình bày kết quả của các biến sử dụng trong phương pháp hồi quy OLS và mô hình các tác động cố định. Những kết quả này cho thấy bao nhiêu kết quả của hồi quy gộp OLS có thể đóng góp cho sự điều chỉnh tỷ lệ nợ và bao nhiêu sự khác biệt trong tỷ lệ nợ giữa các công ty. Các kết quả của các biến sử dụng trong phương pháp hồi quy OLS là tuơng đối giống như kết quả của OLS hồi quy gộp, nhưng giá trị R-bình phương điều chỉnh thường cao hơn. Kết quả cho thấy rằng giá trị sổ sách và giá trị thị trường của tổng nợ và các tỷ lệ nợ ngắn hạn được giải thích tốt bởi các biến độc lập hơn là tỷ lệ nợ dài hạn. Ngoài ra khả năng giải thích của biến tăng trưởng thấp. Giá trị điều chỉnh R-bình phương đối với nợ ngắn hạn và các tỷ lệ nợ khoảng 30% hoặc hơn trong khi các tỷ lệ nợ dài hạn thì ở mức khoảng 11-13%. Kết quả của mô hình các tác động cố định trong bảng C cho thấy khả năng giải thích của hồi quy tăng lên đáng kể. Giá trị điều chỉnh R-bình phương cao hơn nhiều so với trong OLS gộp và các biến sử dụng trong mô hình OLS. Kết quả của mô hình các tác động cố định cho thấy sự khác biệt quan trọng khi so sánh với mô hình hồi quy gộp và các biến sử dụng trong mô hình hồi quy OLS. Hệ số của biến rủi ro trở nên quan trọng trong trường giá trị sổ sách của các tỷ lệ nợ là biến phụ thuộc. Điều này cho thấy rằng mối quan hệ giữa tỉ lệ nợ và rủi ro bị ảnh hưởng khi các tác động công ty được kiểm soát. Giá trị điều