Luận văn Mối quan hệ phi tuyến giữa cơ hội tăng trưởng và nợ của các công ty trên thị trường chứng khoán Việt Nam

0.1664 Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables) R-squared 0.439035 Mean dependent var 0.001708 Adjusted R-squared 0.239339 S.D. dependent var 0.003538 S.E. of regression 0.003085 Akaike info criterion -8.502567 Sum squared resid 0.002942 Schwarz criterion -7.434785 Log likelihood 1896.539 Hannan-Quinn criter. -8.080531 F-statistic 2.198513 Durbin-Watson stat 2.184752 Prob(F-statistic) 0.000000 Với giả thuyết Ho: α2 = α3 = α4 = α5 = α6 = α7 = 0 (không có hiện tượng phương sai thay đổi) H1: có ít nhất 1 α trên khác không (có hiện tượng phương sai thay đổi) Ta có LM1 = n* R-squared = 0.439 * 420 = 184.38 Thống kê Chisao = 9.236 Kết quả kiểm định cho ta thấy LM1 > Chisao, suy ra bác bỏ giả thuyết H0 Kết luận mô hình 1 có hiện tượng phương sai thay đổi Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi, tác giả sử dụng mô hình FGLS cho mô hình 1 Blev Coef C -1.59575*** (0.00000) BLEVi,t-1 0.26564*** (0.00000) GO1 -0.00004*** 29 Cross sectional times series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -1.595747 0.068189 -23.40183 0.0000 BLEVi,t-1 0.265644 0.057075 4.654296 0.0000 GO1 -4.00E-05 4.25E-06 -9.409863 0.0000 GO2 0.000182 6.81E-05 2.668592 0.0080 PRO -0.288385 0.018137 -15.90044 0.0000 SIZE 0.348154 0.016589 20.98740 0.0000 TANG 0.023254 0.023588 0.985877 0.3250 Kết quả hồi quy theo mô hình FGLS cho thấy các biến giá trị sổ sách của nợ (BLEV1,t-1), cơ hội tăng trưởng (GO1, GO2), lợi nhuận doanh nghiệp (PRO), quy mô doanh nghiệp (SIZE) đều có ý nghĩa thống kê và chỉ có tài sản cố định (TANG) không có ý nghĩa thống kê. Biến trễ giá trị sổ sách của nợ có ảnh hướng đến mối quan hệ giữa cơ hội tăng trưởng và nợ, đặc biệt là cơ hội tăng trưởng (GO1) tác động ngược chiều đến giá trị sổ sách của nợ điều này trái ngược với nghiên cứu của Serrasqueiro và Macus Nunes. Cơ hội tăng trưởng (GO2) được đại diện bởi tỷ lệ chênh lệch tài sản vô hình lại có tác động cùng chiều với giá trị sổ sách của nợ và ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy việc cơ hội tăng trưởng của các doanh nghiệp không phụ thuộc vào đòn bẩy, không sử dụng đòn bẩy nợ (0.00000) GO2 0.00018*** (0.00800) PRO -0.28839*** (0.00000) SIZE 0.34815*** (0.00000) TANG 0.02325 (0.32500) 30 Bên cạnh đó ta thấy lợi nhuận của doanh nghiệp có tác động ngược chiều với giá trị sổ sách của nợ và quy mô doanh nghiệp có tác động cùng chiều đến giá trị sổ sách của nợ. 4.3.2 Hồi quy mô hình 2: MLEVi,t = β0 + β1MLEVi,t-1 + β2GO1 + β3GO2 + β4PRO + β5SIZE + β6TANG +εt Bảng 4. 4: Kết quả hồi quy mô hình 2 Mô hình 2 MLEV Pooled Regression Fixed effect Random Effect Biến độc lập MLEVi,t-1 0.76210*** 0.27170*** 0.76210*** (0.00000) (0.00000) (0.00000) GO1 0.00000*** 0.00000*** 0.00000*** (0.00000) (0.00000) (0.00000) GO2 0.00000 0.00000 0.00000 (0.75520) (0.65120) (0.71070) PRO -0.00156 0.00045 -0.00156* (0.14880) (0.86060) (0.08600) SIZE 0.00080*** 0.00628*** 0.00080*** (0.00040) (0.00000) (0.00000) TANG -0.00003 -0.00049 -0.00003 (0.95700) (0.77710) (0.94890) Hệ số tự do -0.00268 -0.03323 -0.00268 (0.03940) (0.00000) (0.01430) Likelihood ratio Test 0.0000 Hausman Test 0.0000 Thực hiện đánh giá chọn lựa giữa phương pháp Pooled Regression và Fixed effect ta dùng Likelihood ratio Test để quyết định chọn phương pháp phù hợp để ước lượng mô hình 2, kết quả như sau: 31 Test cross-section fixed effects Effects Test Statistic d.f. Prob. Cross-section F 2.648786 (104,309) 0.0000 Cross-section Chi-square 267.695632 104 0.0000 Với giả thuyết: Ho: Phương pháp Pooled Regression là phù hợp H1: Phương pháp Fixed effect là phù hợp Với p-value =0 < α = 0.5 bác bỏ giả thuyết H0, suy ra phương pháp FEM là phù hợp Tiến hành tương tự ta thực hiện đánh giá chọn lựa giữa phương pháp Random effect và Fixed effect ta dùng Hausman Test để quyết định chọn phương pháp phù hợp để ước lượng mô hình 2, kết quả như sau: Test cross-section random effects Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob. Cross-section random 221.180356 6 0.0000 Với giả thuyết: Ho: Phương pháp Random effect là phù hợp H1: Phương pháp Fixed effect là phù hợp Với p-value =0 < α = 0.5 bác bỏ giả thuyết H0, suy ra phương pháp FEM là phù hợp Từ kết quả trên ta áp dụng phương pháp Fixed Effect cho mô hình 2 là phù hợp Kiểm tra hiện tượng tự tương quan cho mô hình 2 như sau: Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.033229 0.007354 -4.518323 0.0000 MLEVi,t-1 0.271696 0.049619 5.475626 0.0000 GO1 -2.26E-06 5.36E-07 -4.222775 0.0000 GO2 2.17E-06 4.79E-06 0.452589 0.6512 PRO 0.000451 0.002566 0.175791 0.8606 SIZE 0.006278 0.001226 5.118746 0.0000 32 TANG -0.000492 0.001735 -0.283411 0.7771 R-squared 0.811917 Mean dependent var 0.003251 Adjusted R-squared 0.744962 S.D. dependent var 0.004109 S.E. of regression 0.002075 Akaike info criterion -9.295860 Sum squared resid 0.001331 Schwarz criterion -8.228078 Log likelihood 2063.131 Hannan-Quinn criter. -8.873824 F-statistic 12.12627 Durbin-Watson stat 2.410707 Prob(F-statistic) 0.000000 Ta thấy hệ số Durbin – Watson của mô hình 2 là 2.4107 Giả thuyết cho rằng hệ số 1 < Durbin – Watson < 3 cho ta thấy mô hình 2 không có hiện tượng tự tương quan bậc 1 Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến cho mô hình 2 bằng nhân tử phòng đại phương sai VIF: Biến VIF MLEVi,t-1 1.02 GO1 1.06 GO2 1.04 PRO 1.13 SIZE 1.08 TANG 1.07 Mean VIF 1.07 Từ giá trị VIF trung bình là 1.07 cho ta thấy được mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến. Kiểm tra phương sai thay đổi: Chay hồi quy phụ bao gồm biến phụ thuộc là phần dư của mô hình 2, ta có kết quả như sau: Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -7.04E-06 3.39E-05 -0.207840 0.8355 MLEVi,t-1 -0.000909 0.000229 -3.977129 0.0001 GO1 3.84E-10 2.47E-09 0.155680 0.8764 GO2 -6.32E-09 2.21E-08 -0.286058 0.7750 PRO 4.91E-07 1.18E-05 0.041550 0.9669 SIZE 2.31E-06 5.65E-06 0.408295 0.6833 TANG -2.59E-06 7.99E-06 -0.324622 0.7457 33 Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables) R-squared 0.491663 Mean dependent var 3.17E-06 Adjusted R-squared 0.310702 S.D. dependent var 1.15E-05 S.E. of regression 9.56E-06 Akaike info criterion -20.05600 Sum squared resid 2.82E-08 Schwarz criterion -18.98822 Log likelihood 4322.760 Hannan-Quinn criter. -19.63396 F-statistic 2.716950 Durbin-Watson stat 2.821490 Prob(F-statistic) 0.000000 Với giả thuyết Ho: α2 = α3 = α4 = α5 = α6 = α7 = 0 (không có hiện tượng phương sai thay đổi) H1: có ít nhất 1 α trên khác không (có hiện tượng phương sai thay đổi) Ta có LM2 = n* R-squared = 0.4916 * 420 = 206.472 Thống kê Chisao = 9.236 Kết quả kiểm định ta thấy LM2 > Chisao, suy ra bác bỏ giả thuyết H0 Kết luận mô hình 2 có hiện tượng phương sai thay đổi Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi, tác giả sử dụng mô hình FGLS cho mô hình 2 MLEV Coef C -0.01679*** (0.00000) MLEVi,t-1 0.064649 (0.57380) GO1 -1.91E-06*** (0.00000) GO2 1.63E-06 (0.20420) PRO -0.00033 34 (0.40360) SIZE 0.00354*** (0.00000) TANG 8.02E-05 (0.51070) Cross sectional times series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.016793 0.002279 -7.370087 0.0000 MLEVi,t-1 0.064649 0.114809 0.563102 0.5738 GO1 -1.91E-06 1.98E-07 -9.627890 0.0000 GO2 1.63E-06 1.28E-06 1.272290 0.2042 PRO -0.000333 0.000398 -0.836317 0.4036 SIZE 0.003540 0.000428 8.261704 0.0000 TANG 8.02E-05 0.000122 0.658575 0.5107 Từ kết quả trên ta thấy biến trễ giá trị thị trường của nợ (MLEV), cơ hội tăng trưởng (GO2), lợi nhuận doanh nghiệp (PRO) và tài sản cố định (TANG) không có ý nghĩa thống kê, không ảnh hưởng đến giá trị thị trường của nợ. Cơ hội tăng trưởng (GO1) và quy mô doanh nghiệp (SIZE) có ý nghĩa thống kê và có tác động đến đòn bẩy nợ. Cơ hội tăng trưởng (GO1) tác động ngược chiều với giá trị thị trường của nợ nhưng quy mô doanh nghiệp (SIZE) lại có tác động cùng chiều với đòn bẩy nợ. 4.3.3 Hồi quy mô hình 3: BLEVi,t = β0 + β1BLEVi,t-1 + β2GO1 + β3GO1 2 + β4GO2 + β5GO2 2 + β6PRO + β7SIZE + β8TANG +εt Bảng 4. 5: Kết quả hồi quy mô hình 3 Mô hinhf3 BLEV Pooled Regression Fixed Effect Random Effect Biến độc lập 35 BLEVi,t-1 0.859262*** 0.293651*** 0.793715*** (0.00000) (0.00000) (0.00000) GO1 -8.67E-05*** -8.36E-05*** -0.00011*** (0.00020) (0.00050) (0.00000) GO1 2 2.09E-08*** 1.42E-08** 2.68E-08*** (0.00630) (0.04050) (0.00000) GO2 0.000238 0.000553 0.000331 (0.67540) (0.24660) (0.44510) GO2 2 2.28E-07 -1.06E-06 3.01E-08 (0.89850) (0.47610) (0.98240) PRO -0.05719** -0.31599*** -0.0963*** (0.05570) (0.00000) (0.00080) SIZE 0.019898*** 0.307895*** 0.031249*** (0.00160) (0.00000) (0.00000) TANG -0.04238** 0.00782 -0.04721*** (0.01520) (0.84930) (0.00590) Hệ số tự do 0.009839 -1.35302*** -0.00666 (0.78730) (0.00000) (0.85570) Likelihood ratio Test 0.0000 Hausman Test 0.0000 Thực hiện đánh giá chọn lựa giữa phương pháp Pooled Regression và Fixed effect ta dùng Likelihood ratio Test để quyết định chọn phương pháp phù hợp để ước lượng mô hình 3, kết quả như sau: Test cross-section fixed effects Effects Test Statistic d.f. Prob. Cross-section F 4.862178 (104,307) 0.0000 36 Cross-section Chi-square 408.858676 104 0.0000 Với giả thuyết: Ho: Phương pháp Pooled Regression là phù hợp H1: Phương pháp Fixed effect là phù hợp Với p-value =0 < α = 0.5 bác bỏ giả thuyết H0, suy ra phương pháp FEM là phù hợp Tiến hành tương tự ta thực hiện đánh giá chọn lựa giữa phương pháp Random effect và Fixed effect ta dùng Hausman Test để quyết định chọn phương pháp phù hợp để ước lượng mô hình 3, kết quả như sau: Test cross-section random effects Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob. Cross-section random 267.143725 8 0.0000 Với giả thuyết: Ho: Phương pháp Random effect là phù hợp H1: Phương pháp Fixed effect là phù hợp Với p-value =0 < α = 0.5 bác bỏ giả thuyết H0, suy ra phương pháp FEM là phù hợp Từ kết quả trên ta áp dụng phương pháp Fixed Effect cho mô hình 3 là phù hợp Kiểm tra hiện tượng tự tương quan cho mô hình 3 như sau: Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -1.353017 0.172396 -7.848325 0.0000 BLEVi,t-1 0.293651 0.043413 6.764051 0.0000 GO1 -8.36E-05 2.37E-05 -3.522860 0.0005 GO1^2 1.42E-08 6.90E-09 2.057256 0.0405 GO2 0.000553 0.000477 1.160769 0.2466 GO2^2 -1.06E-06 1.49E-06 -0.713539 0.4761 PRO -0.315988 0.059837 -5.280842 0.0000 SIZE 0.307895 0.029129 10.57021 0.0000 TANG 0.007820 0.041131 0.190120 0.8493 Effects Specification 37 Cross-section fixed (dummy variables) R-squared 0.962861 Mean dependent var 0.493563 Adjusted R-squared 0.949312 S.D. dependent var 0.213084 S.E. of regression 0.047974 Akaike info criterion -3.011626 Sum squared resid 0.706562 Schwarz criterion -1.924606 Log likelihood 745.4415 Hannan-Quinn criter. -2.581986 F-statistic 71.06421 Durbin-Watson stat 2.149846 Prob(F-statistic) 0.000000 Ta thấy hệ số Durbin – Watson của mô hình 3 là 2.1498 Giả thuyết cho rằng hệ số 1 < Durbin – Watson < 3 cho ta thấy mô hình 3 không có hiện tượng tự tương quan Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến cho mô hình 1 bằng nhân tử phòng đại phương sai VIF: Biến VIF BLEVi,t-1 1.07 GO1 3.89 GO1 2 3.80 GO2 19.18 GO2 2 18.91 PRO 1.15 SIZE 1.14 TANG 1.12 Mean VIF 6.28 Từ giá trị VIF trung bình là 6.28 cho ta thấy được mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến Kiểm tra phương sai thay đổi: Chay hồi quy phụ bao gồm biến phụ thuộc là phần dư của mô hình 3, ta có kết quả như sau: 38 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.030498 0.010922 2.792365 0.0056 BLEVi,t-1 0.001464 0.002750 0.532148 0.5950 GO1 2.05E-06 1.50E-06 1.361796 0.1743 GO1^2 -5.16E-10 4.37E-10 -1.179977 0.2389 GO2 -4.87E-05 3.02E-05 -1.611497 0.1081 GO2^2 1.52E-07 9.45E-08 1.604223 0.1097 PRO -0.004331 0.003791 -1.142451 0.2542 SIZE -0.005243 0.001845 -2.841103 0.0048 TANG 0.004692 0.002606 1.800432 0.0728 Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables) R-squared 0.443526 Mean dependent var 0.001682 Adjusted R-squared 0.240512 S.D. dependent var 0.003488 S.E. of regression 0.003039 Akaike info criterion -8.529637 Sum squared resid 0.002836 Schwarz criterion -7.442616 Log likelihood 1904.224 Hannan-Quinn criter. -8.099997 F-statistic 2.184711 Durbin-Watson stat 2.194175 Prob(F-statistic) 0.000000 Với giả thuyết Ho: α2 = α3 = α4 = α5 = α6 = α7 = α8 = α9 =0 (không có hiện tượng phương sai thay đổi) H1: có ít nhất 1 α trên khác không (có hiện tượng phương sai thay đổi) Ta có LM3 = n* R-squared = 0.44352 * 420 = 186.2784 Thống kê Chisao = 12.017 Kết quả kiểm định ta thấy LM3 > Chisao, suy ra bác bỏ giả thuyết H0 Kết luận mô hình 3 có hiện tượng phương sai thay đổi Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi, tác giả sử dụng mô hình FGLS cho mô hình 3 BLEV Coef C -1.6147*** (0.00000) BLEVi,t-1 0.258955*** (0.00000) 39 GO1 -7.32E-05*** (0.00000) GO1 2 1.10E-08*** (0.00030) GO2 0.000428*** (0.00000) GO2 2 -8.68E-07** (0.02070) PRO -0.28077*** (0.00000) SIZE 0.35384*** (0.00000) TANG 0.011625 (0.60800) Cross sectional times series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -1.614703 0.076894 -20.99908 0.0000 BLEVi,t-1 0.258955 0.059428 4.357499 0.0000 GO1 -7.32E-05 9.21E-06 -7.945826 0.0000 GO1^2 1.10E-08 2.98E-09 3.688348 0.0003 GO2 0.000428 8.43E-05 5.075745 0.0000 GO2^2 -8.68E-07 3.73E-07 -2.325661 0.0207 PRO -0.280765 0.021658 -12.96350 0.0000 SIZE 0.353840 0.018192 19.45031 0.0000 TANG 0.011625 0.022641 0.513468 0.6080 Từ kết quả trên cho ta thấy các yếu tố cơ hội tăng trưởng (GO1, GO2), lợi nhuận doanh nghiệp (PRO) và quy mô doanh nghiệp (SIZE) đều có ý nghĩa thống kê và có 40 tác động đến giá trị sổ sách của nợ, tài sản cố định (TANG) không có ý nghĩa thống kê. Cơ hội tăng trưởng (GO1) có tác động ngược chiều đến giá trị sổ sách của nợ khi cơ hội tăng trưởng ở mức thấp và cùng chiều khi cơ hội tăng trưởng ở mức cao. Cơ hội tăng trưởng (GO2) có tác động cùng chiều đến giá trị sổ sách của nợ khi cơ hội tăng trưởng ở mức thấp và ngược chiều khi cơ hội tăng trưởng ở mức cao Ta thấy lợi nhuận (PRO) tác động ngược chiều với giá trị sổ sách của nợ, phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng, nhưng quy mô doanh nghiệp (SIZE) có tác động cùng chiều với nợ 4.3.4 Hồi quy mô hình 4: MLEVi,t = β0 + β1MLEVi,t-1 + β2GO1 + β3GO1 2 + β4GO2 + β5GO2 2 + β6PRO + β7SIZE + β8TANG +εt Bảng 4. 6: Kết quả hồi quy mô hình 4 Mô hình 4 MLEV Pooled Regression Fixed effect Random Effect Biến độc lập MLEVi,t-1 0.697018*** 0.260937*** 0.697018*** (0.00000) (0.00000) (0.00000) GO1 -4.91E-06*** -6.16E-06*** -4.91E-06*** (0.00000) (0.00000) (0.00000) GO1 2 1.29E-09*** 1.33E-09*** 1.29E-09*** (0.00000) (0.00000) (0.00000) GO2 -7.75E-06 -2.65E-06 -7.75E-06 (0.70310) (0.89490) (0.64890) GO2 2 2.97E-08 1.74E-08 2.97E-08 (0.64260) (0.78180) (0.57940) PRO -0.00073 0.002098 -0.00073 (0.49660) (0.40570) (0.41670) 41 SIZE 0.000704*** 0.005525*** 0.000704*** (0.00150) (0.00000) (0.00020) TANG 8.04E-05 -0.00054 8.04E-05 (0.89740) (0.75350) (0.87750) Hệ số tự do -0.00133 -0.02804*** -0.00133 (0.30620) (0.00010) (0.22170) Likelihood ratio Test 0.0000 Hausman Test 0.0000 Thực hiện đánh giá chọn lựa giữa phương pháp Pooled Regression và Fixed effect ta dùng Likelihood ratio Test để quyết định chọn phương pháp phù hợp để ước lượng mô hình 4, kết quả như sau: Test cross-section fixed effects Effects Test Statistic d.f. Prob. Cross-section F 2.687659 (104,307) 0.0000 Cross-section Chi-square 271.888340 104 0.0000 Với giả thuyết: Ho: Phương pháp Pooled Regression là phù hợp H1: Phương pháp Fixed effect là phù hợp Với p-value =0 < α = 0.5 bác bỏ giả thuyết H0, suy ra phương pháp FEM là phù hợp Tiến hành tương tự ta thực hiện đánh giá chọn lựa giữa phương pháp Random effect và Fixed effect ta dùng Hausman Test để quyết định chọn phương pháp phù hợp để ước lượng mô hình 4, kết quả như sau: Test cross-section random effects Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob. Cross-section random 224.490162 8 0.0000 Với giả thuyết: 42 Ho: Phương pháp Random effect là phù hợp H1: Phương pháp Fixed effect là phù hợp Với p-value =0 < α = 0.5 bác bỏ giả thuyết H0, suy ra phương pháp FEM là phù hợp Từ kết quả trên ta áp dụng phương pháp Fixed Effect cho mô hình 4 là phù hợp Chọn phương pháp Fixed cho mô hình Kiểm tra hiện tượng tự tương quan cho mô hình 4 như sau: Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.028041 0.007227 -3.880064 0.0001 MLEVi,t-1 0.260937 0.048378 5.393699 0.0000 GO1 -6.16E-06 9.97E-07 -6.182275 0.0000 GO1^2 1.33E-09 2.90E-10 4.584871 0.0000 GO2 -2.65E-06 2.01E-05 -0.132191 0.8949 GO2^2 1.74E-08 6.29E-08 0.277163 0.7818 PRO 0.002098 0.002519 0.832628 0.4057 SIZE 0.005525 0.001202 4.595647 0.0000 TANG -0.000539 0.001714 -0.314360 0.7535 Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables) R-squared 0.824031 Mean dependent var 0.003251 Adjusted R-squared 0.759834 S.D. dependent var 0.004109 S.E. of regression 0.002014 Akaike info criterion -9.352912 Sum squared resid 0.001245 Schwarz criterion -8.265891 Log likelihood 2077.111 Hannan-Quinn criter. -8.923272 F-statistic 12.83592 Durbin-Watson stat 2.407496 Prob(F-statistic) 0.000000 Ta thấy hệ số Durbin – Watson của mô hình 4 là 2.407 Giả thuyết cho rằng hệ số 1 < Durbin – Watson < 3 cho ta thấy mô hình 4 không có hiện tượng tự tương quan bậc 1 Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến cho mô hình 1 bằng nhân tử phòng đại phương sai VIF: Biến VIF MLEVi,t-1 1.03 GO1 3.90 43 GO1 2 3.80 GO2 19.31 GO2 2 19.04 PRO 1.16 SIZE 1.10 TANG 1.11 Mean VIF 6.31 Từ giá trị VIF trung bình là 6.31 cho ta thấy được mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến. Kiểm tra phương sai thay đổi: Chay hồi quy phụ bao gồm biến phụ thuộc là phần dư của mô hình 3, ta có kết quả như sau: Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 1.46E-07 3.33E-05 0.004366 0.9965 MLEVi,t-1 -0.000836 0.000223 -3.747027 0.0002 GO1 -2.93E-09 4.60E-09 -0.637505 0.5243 GO1^2 1.09E-12 1.34E-12 0.817801 0.4141 GO2 -8.94E-08 9.26E-08 -0.965826 0.3349 GO2^2 2.66E-10 2.90E-10 0.917336 0.3597 PRO 3.42E-06 1.16E-05 0.294470 0.7686 SIZE 9.70E-07 5.54E-06 0.175023 0.8612 TANG -5.01E-07 7.91E-06 -0.063311 0.9496 R-squared 0.492166 Mean dependent var 2.96E-06 Adjusted R-squared 0.306898 S.D. dependent var 1.12E-05 S.E. of regression 9.29E-06 Akaike info criterion -20.11128 Sum squared resid 2.65E-08 Schwarz criterion -19.02426 Log likelihood 4336.370 Hannan-Quinn criter. -19.68164 F-statistic 2.656507 Durbin-Watson stat 2.799119 Prob(F-statistic) 0.000000 Với giả thuyết: Ho: α2 = α3 = α4 = α5 = α6 = α7 = α8 = α9 = 0 (không có hiện tượng phương sai thay đổi) H1: có ít nhất 1 α trên khác không (có hiện tượng phương sai thay đổi) Ta có LM4 = n* R-squared = 0.4921 * 420 = 206.682 44 Thống kê Chisao = 12.017 Kết quả kiểm định ta thấy LM4 > Chisao, suy ra bác bỏ giả thuyết H0 Kết luận mô hình 4 có hiện tượng phương sai thay đổi Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi, tác giả sử dụng mô hình FGLS cho mô hình 4 MLEV Coef C -0.0129*** (0.00000) MLEVi,t-1 0.051522 (0.61810) GO1 -4.41E-06*** (0.00000) GO1 2 1.15E-09*** (0.00000) GO2 -2.42E-06 (0.26110) GO2 2 1.82E-08* (0.09770) PRO 0.000254 (0.38840) SIZE 0.002972*** (0.00000) TANG -0.00011 (0.59650) Cross sectional times series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic 45 Correlation: no autocorrelation Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.012899 0.001172 -11.00518 0.0000 MLEVi,t-1 0.051522 0.103232 0.499085 0.6181 GO1 -4.41E-06 3.31E-07 -13.35200 0.0000 GO1^2 1.15E-09 1.91E-10 5.997328 0.0000 GO2 -2.42E-06 2.15E-06 -1.125779 0.2611 GO2^2 1.82E-08 1.09E-08 1.661197 0.0977 PRO 0.000254 0.000293 0.863829 0.3884 SIZE 0.002972 0.000245 12.11449 0.0000 TANG -0.000109 0.000206 -0.529971 0.5965 Từ kết quả trên cho thấy cơ hội tăng trưởng (GO1) và quy mô doanh nghiệp (SIZE) có ý nghĩa thống kê, có tác động đến giá trị thị trường của nợ. Các biến cơ hội tăng trưởng (GO2), lợi nhuận (PRO) và tài sản cố định (TANG) không có ý nghĩa thống kê. Cơ hội tăng trưởng (GO1) có tác động ngược chiều đến giá trị thị trường của nợ khi doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng ở mức thấp và cùng chiều khi cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp ở mức cao. Quy mô doanh nghiệp (SIZE) có tác động cùng chiều với giá trị thị trường của nợ 4.3.5 Hồi quy mô hình 5: BLEVi,t = β0 + β1BLEVi,t-1 + β2GO1 + β3GO1 2 + β4GO1 3 + β5GO2 + β6GO2 2 + β7GO2 3 + β8PRO + β9SIZE + β10TANG + εt Bảng 4. 7: Kết quả hồi quy mô hình 5 Mô hình 5 BLEV Pooled Regression Fixed effect Random Effect Biến độc lập BLEVi,t-1 0.847381 0.292983 0.780322 0.00000 0.00000 0.00000 GO1 -0.00016 -0.00011 -0.00021 0.00030 0.01210 0.00000 GO1 2 9.25E-08 4.10E-08 1.20E-07 0.01260 0.23970 0.00010 GO1 3 -1.43E-11 -5.10E-12 -1.84E-11 46 0.04700 0.43240 0.00120 GO2 0.00119 0.000383 0.000903 0.25320 0.65650 0.25640 GO2 2 -1.21E-05 1.49E-06 -7.02E-06 0.31690 0.88290 0.44700 GO2 3 2.83E-08 -6.12E-09 1.60E-08 0.31060 0.79490 0.45530 PRO -0.05562 -0.31262 -0.08889 0.06230 0.00000 0.00180 SIZE 0.017928 0.303713 0.02812 0.00480 0.00000 0.00000 TANG -0.04058 0.005726 -0.04502 0.02020 0.89220 0.00840 Hệ số tự do 0.03936 -1.32261 0.033974 0.31390 0.00000 0.37350 Likelihood ratio Test 0.0000 Hausman Test 0.0000 Thực hiện đánh giá chọn lựa giữa phương pháp Pooled Regression và Fixed effect ta dùng Likelihood ratio Test để quyết định chọn phương pháp phù hợp để ước lượng mô hình 5, kết quả như sau: Test cross-section fixed effects Effects Test Statistic d.f. Prob. Cross-section F 4.753376 (104,305) 0.0000 Cross-section Chi-square 404.665160 104 0.0000 Với giả thuyết: Ho: Phương pháp Pooled Regression là phù hợp H1: Phương pháp Fixed effect là phù hợp 47 Với p-value =0 < α = 0.5 bác bỏ giả thuyết H0, suy ra phương pháp FEM là phù hợp Tiến hành tương tự ta thực hiện đánh giá chọn lựa giữa phương pháp Random effect và Fixed effect ta dùng Hausman Test để quyết định chọn phương pháp phù hợp để ước lượng mô hình 5, kết quả như sau: Test cross-section random effects Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob. Cross-section random 261.323166 10 0.0000 Với giả thuyết: Ho: Phương pháp Random effect là phù hợp H1: Phương pháp Fixed effect là phù hợp Với p-value =0 < α = 0.5 bác bỏ giả thuyết H0, suy ra phương pháp FEM là phù hợp Từ kết quả trên ta áp dụng phương pháp Fixed Effect cho mô hình 5 là phù hợp Kiểm tra hiện tượng tự tương quan cho mô hình 5 như sau: Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -1.322614 0.176599 -7.489344 0.0000 BLEVi,t-1 0.292983 0.043647 6.712519 0.0000 GO1 -0.000114 4.50E-05 -2.524598 0.0121 GO1^2 4.10E-08 3.48E-08 1.178027 0.2397 GO1^3 -5.10E-12 6.49E-12 -0.786105 0.4324 GO2 0.000383 0.000861 0.445183 0.6565 GO2^2 1.49E-06 1.01E-05 0.147366 0.8829 GO2^3 -6.12E-09 2.35E-08 -0.260175 0.7949 PRO -0.312618 0.060495 -5.167666 0.0000 SIZE 0.303713 0.029619 10.25391 0.0000 TANG 0.005726 0.042222 0.135613 0.8922 Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables) R-squared 0.962945 Mean dependent var 0.493563 Adjusted R-squared 0.949095 S.D. dependent var 0.213084 S.E. of regression 0.048076 Akaike info criterion -3.004376 Sum squared resid 0.704958 Schwarz criterion -1.898116 Log likelihood 745.9190 Hannan-Quinn criter. -2.567132 F-statistic 69.52660 Durbin-Watson stat 2.156896 Prob(F-statistic) 0.000000 48 Ta thấy hệ số Durbin – Watson của mô hình 5 là 2.156 Giả thuyết cho rằng hệ số 1 < Durbin – Watson < 3 cho ta thấy mô hình 5 không có hiện tượng tự tương quan bậc 1 Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến cho mô hình 1 bằng nhân tử phòng đại phương sai VIF: Biến VIF BLEVi,t-1 1.08 GO1 13.94 GO1 2 96.38 GO1 3 51.47 GO2 62.37 GO2 2 865.29 GO2 3 518.08 PRO 1.17 SIZE 1.18 TANG 1.18 Mean VIF 161.21 Từ giá trị VIF trung bình là 161.21 cho ta thấy được mô hình có hiện tượng đa cộng tuyến Kiểm tra phương sai thay đổi: Chay hồi quy phụ bao gồm biến phụ thuộc là phần dư của mô hình 5, ta có kết quả như sau: Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.027714 0.011140 2.487840 0.0134 BLEVi,t-1 0.001425 0.002753 0.517472 0.6052 GO1 4.24E-06 2.84E-06 1.493344 0.1364 GO1^2 -2.47E-09 2.20E-09 -1.125493 0.2613 GO1^3 3.61E-13 4.09E-13 0.883096 0.3779 GO2 -4.55E-05 5.43E-05 -0.837132 0.4032 GO2^2 8.41E-08 6.38E-07 0.131714 0.8953 GO2^3 1.74E-10 1.48E-09 0.116920 0.9070 49 PRO -0.004438 0.003816 -1.162928 0.2458 SIZE -0.004840 0.001868 -2.590476 0.0100 TANG 0.004895 0.002663 1.837827 0.0671 R-squared 0.445674 Mean dependent var 0.001678 Adjusted R-squared 0.238483 S.D. dependent var 0.003475 S.E. of regression 0.003033 Akaike info criterion -8.531120 Sum squared resid 0.002805 Schwarz criterion -7.424859 Log likelihood 1906.535 Hannan-Quinn criter. -8.093875 F-statistic 2.151031 Durbin-Watson stat 2.186174 Prob(F-statistic) 0.000000 Với giả thuyết: Ho: α2 = α3 = α4 = α5 = α6 = α7 = α8 = α9 = α10 = α11 =0 (không có hiện tượng phương sai thay đổi) H1: có ít nhất 1 α trên khác không (có hiện tượng phương sai thay đổi) Ta có LM5 = n* R-squared = 0.4456 * 420 = 187.152 Thống kê Chisao = 12.017 Kết quả kiểm định ta thấy LM5 > Chisao, suy ra bác bỏ giả thuyết H0 Kết luận mô hình 5 có hiện tượng phương sai thay đổi Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi, tác giả sử dụng mô hình FGLS cho mô hình 5 BLEV Coef C -1.60847*** (0.00000) BLEVi,t-1 0.254545*** (0.00000) GO1 -8.59E-05*** (0.00000) GO1 2 2.41E-08*** (0.00000) GO1 3 -2.56E-12*** (0.00000) 50 GO2 0.00014 (0.64810) GO2 2 4.09E-06 (0.43740) GO2 3 -1.23E-08 (0.33400) PRO -0.27549*** (0.00000) SIZE 0.35337*** (0.00000) TANG 0.010717 (0.65050) Cross sectional times series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -1.608469 0.079064 -20.34384 0.0000 BLEVi,t-1 0.254545 0.059938 4.246790 0.0000 GO1 -8.59E-05 9.66E-06 -8.897241 0.0000 GO1^2 2.41E-08 3.88E-09 6.215766 0.0000 GO1^3 -2.56E-12 4.88E-13 -5.241843 0.0000 GO2 0.000140 0.000307 0.456791 0.6481 GO2^2 4.09E-06 5.27E-06 0.777531 0.4374 GO2^3 -1.23E-08 1.27E-08 -0.967529 0.3340 PRO -0.275491 0.024386 -11.29724 0.0000 SIZE 0.353370 0.018614 18.98377 0.0000 TANG 0.010717 0.023629 0.453568 0.6505 Từ kết quả trên cho ta thấy cơ hội tăng trưởng (GO2) và tài sản cố định (TANG) không có ý nghĩa thống kê. Cơ hội tăng trưởng (GO1), lợi nhuận doanh nghiệp (PRO) và quy mô doanh nghiệp (SIZE) có ý nghĩa thống kê và có tác động đến giá trị sổ sách của nợ. Lợi nhuận doanh nghiệp có tác động ngược chiều với giá trị số sách của nợ, trong khi quy mô doanh nghiệp thì có tác động cùng chiều với giá trị sổ sách của nợ, điều này phù hợp với nghiên cứu của Serasquiro và Macas Nunes. 51 Tuy nhiên mối quan hệ giữa cơ hội tăng trưởng và giá trị sổ sách của nợ có mối quan hệ phức tạo hơn, phản ứng ngược lại với nghiên cứu của Serasquiro và Macas Nunes, cụ thể là khi doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng ở mức cao và thấp thì cơ hội tăng trưởng tương quan ngược chiều với nợ và khi doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng ở mức trung bình thì mối quan hệ giữa cơ hội tăng trưởng và giá trị sổ sách của nợ là cùng chiều. Điều này cho thấy các doanh nghiệp Việt Nam sử dụng lợi ích từ tấm chắn thuế còn hạn chế và công cụ nợ chưa được sử dụng rộng rãi để thúc đầy tăng trưởng doanh nghiệp, đặc biệt là các doanh nghiệp lớn ở Việt Nam sử dụng công cụ phát hành cổ phiếu được coi là nguồn huy động vốn là chủ yếu, còn các doanh nghiệp tăng trưởng thấp thì khả năng sử dụng nợ còn hạn chế vì phải đối diện với chi phí kiệt quệ tài chính. 4.3.6 Hồi quy mô hình 6: MLEVi,t = β0 + β1MLEVi,t-1 + β2GO1 + β3GO1 2 + β4GO1 3 + β5GO2 + β6GO2 2 + β7GO2 3 + β8PRO + β9SIZE + β10TANG + εt Bảng 4. 8: Kết quả hồi quy mô hình 6 Mô hình 6 MLEV Pooled Regression Fixed effect Random Effect Biến độc lập MLEVi,t-1 0.58773*** 0.242*** 0.58773*** (0.00000) (0.00000) (0.00000) GO1 -1.45E-05*** -1.62E-05*** -1.45E-05*** (0.00000) (0.00000) (0.00000) GO1 2 1.05E-08*** 1.03E-08*** 1.05E-08*** (0.00000) (0.00000) (0.00000) GO1 3 -1.83E-12*** -1.71E-12*** -1.83E-12*** (0.00000) (0.00000) (0.00000) GO2 -1.43E-06 7.51E-06 -1.43E-06 (0.96740) (0.82450) (0.96090) 52 GO2 2 -1.23E-08 -7.16E-08 -1.23E-08 (0.97570) (0.85680) (0.97090) GO2 3 6.94E-11 1.77E-10 6.94E-11 (0.94070) (0.84750) (0.92890) PRO -0.00055 0.003614 -0.00055 (0.58520) (0.12990) (0.51280) SIZE 0.000509** 0.004287*** 0.000509*** (0.01530) (0.00020) (0.00370) TANG 0.000299 -0.00033 0.000299 (0.61120) (0.84130) (0.54220) Hệ số tự do 0.001774 -0.01921*** 0.001774** (0.16950) (0.00590) (0.09970) Likelihood ratio Test 0.0000 Hausman Test 0.0000 Thực hiện đánh giá chọn lựa giữa phương pháp Pooled Regression và Fixed effect ta dùng Likelihood ratio Test để quyết định chọn phương pháp phù hợp để ước lượng mô hình 6, kết quả như sau: Test cross-section fixed effects Effects Test Statistic d.f. Prob. Cross-section F 2.722075 (104,305) 0.0000 Cross-section Chi-square 275.762776 104 0.0000 Với giả thuyết: Ho: Phương pháp Pooled Regression là phù hợp H1: Phương pháp Fixed effect là phù hợp Với p-value =0 < α = 0.5 bác bỏ giả thuyết H0, suy ra phương pháp FEM là phù hợp 53 Tiến hành tương tự ta thực hiện đánh giá chọn lựa giữa phương pháp Random effect và Fixed effect ta dùng Hausman Test để quyết định chọn phương pháp phù hợp để ước lượng mô hình 6, kết quả như sau: Test cross-section random effects Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob. Cross-section random 223.386411 10 0.0000 Với giả thuyết: Ho: Phương pháp Random effect là phù hợp H1: Phương pháp Fixed effect là phù hợp Với p-value =0 < α = 0.5 bác bỏ giả thuyết H0, suy ra phương pháp FEM là phù hợp Từ kết quả trên ta áp dụng phương pháp Fixed Effect cho mô hình 6 là phù hợp Kiểm tra hiện tượng tự tương quan cho mô hình 6 như sau: Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.019210 0.006928 -2.772714 0.0059 MLEVi,t-1 0.242000 0.045492 5.319625 0.0000 GO1 -1.62E-05 1.77E-06 -9.163318 0.0000 GO1^2 1.03E-08 1.37E-09 7.526865 0.0000 GO1^3 -1.71E-12 2.55E-13 -6.689826 0.0000 GO2 7.51E-06 3.38E-05 0.221950 0.8245 GO2^2 -7.16E-08 3.97E-07 -0.180564 0.8568 GO2^3 1.77E-10 9.22E-10 0.192496 0.8475 PRO 0.003614 0.002380 1.518678 0.1299 SIZE 0.004287 0.001144 3.745877 0.0002 TANG -0.000330 0.001648 -0.200423 0.8413 Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables) R-squared 0.846551 Mean dependent var 0.003251 Adjusted R-squared 0.789196 S.D. dependent var 0.004109 S.E. of regression 0.001887 Akaike info criterion -9.480327 Sum squared resid 0.001086 Schwarz criterion -8.374067 Log likelihood 2105.869 Hannan-Quinn criter. -9.043082 F-statistic 14.75989 Durbin-Watson stat 2.392014 Prob(F-statistic) 0.000000 Ta thấy hệ số Durbin – Watson của mô hình 6 là 2.392 54 Giả thuyết cho rằng hệ số 1 < Durbin – Watson < 3 cho ta thấy mô hình 6 không có hiện tượng tự tương quan bậc 1 Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến cho mô hình 1 bằng nhân tử phòng đại phương sai VIF: Biến VIF MLEVi,t-1 1.04 GO1 14.03 GO1 2 96.85 GO1 3 51.67 GO2 62.46 GO2 2 863.61 GO2 3 516.45 PRO 1.18 SIZE 1.14 TANG 1.17 Mean VIF 160.96 Từ giá trị VIF trung bình là 160.96 cho ta thấy được mô hình có hiện tượng đa cộng tuyến Kiểm tra phương sai thay đổi: Chay hồi quy phụ bao gồm biến phụ thuộc là phần dư của mô hình 6, ta có kết quả như sau: Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 6.36E-06 3.18E-05 0.199793 0.8418 MLEVi,t-1 -0.000667 0.000209 -3.193172 0.0016 GO1 -8.14E-09 8.14E-09 -1.000726 0.3178 GO1^2 7.46E-12 6.29E-12 1.185530 0.2367 GO1^3 -1.39E-15 1.17E-15 -1.182069 0.2381 GO2 -1.19E-07 1.55E-07 -0.762797 0.4462 GO2^2 9.43E-10 1.82E-09 0.517982 0.6048 GO2^3 -1.79E-12 4.23E-12 -0.422481 0.6730 PRO 2.94E-06 1.09E-05 0.268883 0.7882 SIZE -1.53E-07 5.26E-06 -0.029073 0.9768 TANG 4.52E-07 7.57E-06 0.059650 0.9525 55 R-squared 0.489984 Mean dependent var 2.58E-06 Adjusted R-squared 0.299355 S.D. dependent var 1.04E-05 S.E. of regression 8.66E-06 Akaike info criterion -20.24703 Sum squared resid 2.29E-08 Schwarz criterion -19.14077 Log likelihood 4366.877 Hannan-Quinn criter. -19.80979 F-statistic 2.570353 Durbin-Watson stat 2.777190 Prob(F-statistic) 0.000000 Với giả thuyết Ho: α2 = α3 = α4 = α5 = α6 = α7 = α8 = α9 = α10 = α11 =0 (không có hiện tượng phương sai thay đổi) H1: có ít nhất 1 α trên khác không (có hiện tượng phương sai thay đổi) Ta có LM6 = n* R-squared = 0.489 * 420 = 205.38 Thống kê Chisao = 12.017 Kết quả kiểm định ta thấy LM6> Chisao, suy ra bác bỏ giả thuyết H0 Kết luận mô hình 6 có hiện tượng phương sai thay đổi Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi, tác giả sử dụng mô hình FGLS cho mô hình 6 MLEV Coef C -0.00658*** (0.00230) MLEVi,t-1 0.081326 (0.38680) GO1 -1.20E-05*** (0.00000) GO1 2 7.96E-09*** (0.00000) GO1 3 -1.34E-12*** (0.00000) GO2 1.47E-05*** 56 (0.00000) GO2 2 -1.61E-07*** (0.00000) GO2 3 3.95E-10*** (0.00000) PRO 0.001386*** (0.00000) SIZE 0.002083*** (0.00000) TANG -0.0001 (0.80280) Cross sectional times series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.006579 0.002140 -3.074812 0.0023 MLEVi,t-1 0.081326 0.093841 0.866629 0.3868 GO1 -1.20E-05 3.34E-07 -35.93327 0.0000 GO1^2 7.96E-09 4.57E-10 17.42188 0.0000 GO1^3 -1.34E-12 1.03E-13 -13.07694 0.0000 GO2 1.47E-05 2.82E-06 5.197617 0.0000 GO2^2 -1.61E-07 1.79E-08 -9.018697 0.0000 GO2^3 3.95E-10 3.77E-11 10.47875 0.0000 PRO 0.001386 0.000284 4.881731 0.0000 SIZE 0.002083 0.000406 5.127487 0.0000 TANG -0.000101 0.000403 -0.249979 0.8028 Từ kết quả trên cho ta thấy tài sản cố định (TANG) không có ý nghĩa thống kê, điều này phù hợp với nghiên cứu của Serasquiro và Macas Nunes. Lợi nhuận (PRO) và quy mô doanh nghiệp (SIZE) có ý nghĩa thống kê và có tác động cùng chiều đến giá trị thị trường của nợ. Cơ hội tăng trưởng (GO1) có ý nghĩa thống kê và tác động ngược chiều đến giá trị thị trường của nợ khi doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao và thấp; và có tác động cùng chiều đến giá trị thị trường của nợ khi doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng ở mức trung bình, cơ hội tăng trưởng (GO2) cũng có ý nghĩa thống kê và tác động cùng chiều đến giá trị thị trường của nợ khi doanh 57 nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao và thấp; và có tác động ngược chiều đến giá trị thị trường của nợ khi doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng ở mức trung bình, kết quả cũng cho ta thấy được đối với các doanh nghiệp Việt Nam việc sử dụng công cụ nợ và lợi ích từ tấm chắn thuế là rất hạn chế, đặc biệt là các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao, doanh nghiêp thường có khuynh hướng sử dụng phát hành cổ phiếu để huy động nguồn vốn tài trợ cho các dự án nhiều hơn và sử dụng công cụ nợ 4.4 Thảo luận kết quả nghiên cứu: Bảng 4. 9: Mối quan hệ bậc 1 giữa cơ hội tăng trưởng và nợ Thực nghiệm Kỳ vọng BLEV MLEV GO1   + GO2 + un-sig + PRO  un-sig  SIZE + + + TANG un-sig un-sig + Kết quả từ bảng trên ta thấy cơ hội tăng trưởng mà đại diện là giá trị của doanh nghiệp có tương quan ngược chiều với đòn bẩy nợ, cho thấy doanh nghiệp Việt Nam có xu hướng càng tăng trưởng thì càng ít sử dụng nợ, nhưng cơ hội tăng trưởng mà đại diện là tỷ lệ chênh lệch tài sản cố định vô hình có tác động cùng chiều đến giá trị sổ sách của nợ, cho thấy xu hướng doanh nghiệp càng có uy tín, thương hiệu hoặc sở hữu công nghệ càng lớn thì càng sử dụng nợ nhiều, điều này phù hợp với nhận định của Serasquiro và Macas Nunes, bên cạnh đó lợi nhuận có tác động ngược chiều với giá trị sổ sách của nợ, cho thấy doanh nghiệp càng có nhiều lợi nhuận thì càng ít sử dụng nợ, điều này phù hợp với lý thuyết trật tự phân 58 hạng khi doanh nghiệp thực hiện tài trợ vốn bằng nguồn lợi nhuận giữ lại từ kết quả hoạt động kinh doanh. Quy mô doanh nghiệp cho thấy có tác động cùng chiều với đòn bẩy nợ, cho thấy doanh nghiệp Việt Nam có quy mô càng lớn thì xu hướng sử dụng nợ càng nhiều. Giá trị tài sản cố định không có ảnh hưởng đến giá trị sử dụng nợ của doanh nghiệp Bảng 4. 10:Mối quan hệ bậc 2 giữa cơ hội tăng trưởng và nợ Thực nghiệm Kỳ vọng BLEV MLEV GO1   Phi tuyến GO1 2 + + GO2 + un-sig Phi tuyến GO2 2  un-sig PRO  un-sig  SIZE + + + TANG un-sig un-sig + Kết quả từ bảng 4.10 ta thấy cơ hội tăng trưởng đại diện là giá trị doanh nghiệp có mối quan hệ phi tuyến với đòn bẩy nợ, có tác động cùng chiều với nợ khi doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng ở mức cao và ngược chiều khi doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng ở mức thấp, cho ta thấy được doanh nghiệp Việt Nam có xu hướng e ngại rủi ro khi tài trợ cho các dự án bằng cách ưu tiên sử dụng lợi nhuận giữ lại và vố chủ sở hữu phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng, và cơ hội tăng trưởng ở mức cao khi mà lợi nhuận giữ lại và vốn chủ sở hữu không đủ cung cấp cho các hoạt động đầu tư, dự án thì doanh nghiệp bắt đầu tăng sử dụng nợ nếu muốn tận dụng cơ hội đầu tư tăng trưởng. Tuy nhiên cơ hội tăng trưởng mà đại diện là tỷ lệ chênh lệch tài sản cố định vô hình có tác động cùng chiều với giá trị sổ sách của nợ khi doanh 59 nghiệp có cơ hội tăng trưởng ở mức thấp và có tác động ngược chiều khi doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng ở mức cao, điều này cho thấy quan hệ giữa cơ hội tăng trưởng và nợ của các doanh nghiệp ở Việt Nam rất phức tạp và có một mối quan hệ phi tuyến với nhau. Quy mô doanh nghiệp có tác động cùng chiều với đòn bẩy nợ, điều này cho thấy doanh nghiệp có quy mô càng lớn thì xu hướng sử dụng nợ càng nhiều, lợi nhuận doanh nghiệp có tác động ngược chiều nợ và tài sản cố định thì không có tác động đến đòn bẩy nợ điều này phù hợp với nghiên cứu của Serasquiro và Macas Nunes và lý thuyết trật tự phân hạng. Bảng 4. 11: Mối quan hệ bậc 3 giữa cơ hội tăng trưởng và nợ Thực nghiệm Kỳ vọng BLEV MLEV GO1   + GO1 2 + +  GO1 3   + GO2 un-sig + + GO2 2 un-sig   GO2 3 un-sig + + PRO  +  SIZE + + + TANG un-sig un-sig + Kết quả thực nghiệm từ bảng 4.11 cho thấy cơ hội tăng trưởng đại diện là giá trị doanh nghiệp và nợ có mối quan hệ phi tuyến, ngược hoàn toàn với các nghiên cứu trước đây, kết quả này cho thấy cơ hội tăng trưởng và nợ có tác động ngược chiều 60 khi doanh nghiệp tăng trưởng ở mức cao và thấp, và có tác động cùng chiều khi doanh nghiệp tăng trưởng ở mức trung bình. Cơ hội tăng trưởng đại diện là tỷ lệ chênh lệch giá trị tài sản vô hình thì có tác động đến giá trị thị trường của nợ, tác động này cùng chiều với giá trị thị trường của nợ khi doanh nghiệp có mức tăng trưởng cao và thấp, và có tác động ngược chiều với nợ khi doanh nghiệp tăng trưởng ở mức trung bình, bằng chứng thực nghiệm này phù hợp với kỳ vọng chứng tỏ tại thị trường Việt Nam các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao và thấp mà đại diện là giá trị tài sản vô hình ưa chuộng sử dụng nợ như là nguồn tài trợ cho các dự án đầu tư hay nguồn vốn hoạt động, điều này cũng có thể hiểu rằng doanh nghiệp tăng trưởng cao ở Việt Nam ưu chuộng tài trợ vốn bằng cách phát hành cổ phiếu hơn là phát hành nợ, đối với các doanh nghiệp nhỏ có mức tăng trưởng thấp thì ít khả năng vay nợ hơn hoặc sẽ chịu áp lực khi đối diện với chi phí kiệt quệ tài chính và chi phí phá sản nếu vay nợ nhiều. Quy mô doanh nghiệp thì có tác động cùng chiều với nợ phù hợp kỳ vọng và giả thuyết đặt ra, tuy nhiên tài sản cố định lại không có tác động đến nợ, chứng tỏ tại thị trường Việt Nam việc sử dụng giá trị tài sản của doanh nghiệp là cơ hội để tăng khả năng vay nợ là rất hạn chế trong khi kì vọng là có tương quan cùng chiều với nợ. Lợi nhuận doanh nghiệp thì có tương quan ngược chiều với nợ phù hợp với kì vọng và lý thuyết trật tự phân hạng và chứng minh được doanh nghiệp càng gia tăng lợi nhuận thì khả năng vay nợ sẽ giảm do doanh nghiệp sử dụng lợi nhuận giữ lại để tái đầu tư hoặc tài trợ nguồn vốn cho các dự án đầu tư Vậy từ bằng chứng thực nghiệm ta thấy mối quan hệ giữa cơ hội tăng trưởng và nợ là mối quan hệ phi tuyến, cơ hội tăng trưởng có tác động ngược chiều với nợ khi doanh nghiệp có mức tăng trưởng cao và thấp, và có tác động cùng chiều với nợ khi doanh nghiệp có mức tăng trưởng trung bình. Lợi nhuận doanh nghiệp phản ánh mối quan hệ ngược chiều với nợ, điều này phù họp với giả thuyết và lý thuyết trật tự phân hạng. Quy mô doanh nghiệp phản ánh mối quan hệ cùng chiều đến đòn bẩy nợ phù hợp với giả thuyết, tuy nhiên bằng chứng thực nghiệm cũng cho thấy tài sản cố định không có tác động đến đòn bẩy nợ phù hợp với nghiên cứu của Serasquiro và Macas Nunes 61 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN Dựa vào mẫu nghiên cứu bao gồm 105 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam với thời kỳ 2009 - 2013, và áp dụng các ước lượng dữ liệu bảng khác nhau, nghiên cứu này đã tạo ra một vài đóng góp vào lý thuyết thực nghiệm về quyết định cấu trúc vốn của doanh nghiệp. Những kết quả chỉ ra rằng có một mối quan hệ bậc 3 giữa cơ hội tăng trưởng của các doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam và nợ. Những ước lượng được sử dụng hay thước đo nợ và cơ hội tăng trưởng, sự tương quan giữa cơ hội tăng trưởng và nợ là ngược chiều đối với những doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam với cơ hội tăng trưởng ở mức thấp và cao, và cùng chiều khi các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng trung bình. Điều này cho thấy sự tương quan giữa cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp và nợ bị ảnh hưởng bởi những vấn đề phức hợp trong quyết định cấu trúc vốn của doanh nghiệp. Tương quan ngược chiều giữa cơ hội tăng trưởng và nợ trong các doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam có cơ hội tăng trưởng thấp cho thấy nợ được dùng như một cách để tiết chế và kiểm soát những hành động của nhà quản lý, gia tăng khả năng nguy cơ phá sản, như một hệ quả của việc tăng nợ. Khi cơ hội tăng trưởng là trung bình, một tương quan cùng chiều tồn tại giữa cơ hội tăng trưởng và nợ. Điều này cho thấy khả năng liên quan đến vấn đề đại diện giữa chủ nợ và nhà quản lý/cổ đông, liên quan đến vấn đề đầu tư dưới mức. Tuy nhiên, khi các doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam có cơ hội tăng trưởng cao, một sự tương quan ngược chiều tồn tại giữa cơ hội tăng trưởng và nợ. Dường như trong trường hợp này các doanh nghiệp tài trợ cho những nhu cầu của họ không thông qua nợ. Chứng tỏ doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam tài trợ cho các dự án, cơ hội đầu tư thông qua việc phát hành cổ phiếu, hoặc ưu tiên trong việc sử dụng lợi nhuận giữ lại Đặc trưng của các doanh nghiệp Việt Nam nói chung và các doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán nói riêng là rất hạn chế sử dụng lợi ích tấm chắn 62 thuế và lợi ích của vay nợ. Bằng chứng thực nghiệm cho thấy doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng thấp và cao rất ít sử dụng nợ. Hơn nữa, kết quả thực nghiệm cho thấy không có tác động của tài sản cố định đến đòn bẩy nợ. bên cạnh đó cho thấy sự tồn tại của tác động cùng chiều giữa quy mô doanh nghiệp và nợ; và sự tác động ngược chiều giữa lợi nhuận doanh nghiệp và đòn bẩy nợ Nghiên cứu này bao gồm những hạn chế như sau: sử dụng tỷ lệ chênh lệch tài sản vô hình thay thế chi phí nghiên cứu và phát triển là đại diện cho cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp, do đó phản ứng của biến tỷ lệ chênh lệch tài sản vô hình đại diện cho cơ hội tăng trưởng đến biến phụ thuộc chưa giải thích cao, bài nghiên cứu chưa xem xét đến vấn đề chi tiêu đầu tư vì nếu đầu tư hiệu quả sẽ mang lại cho Công ty cơ hội tăng trưởng trong tương lai. Chưa xem xét đến tác động của ngành lên mối quan hệ giữa cơ hội tăng trưởng và nợ Trong nghiên cứu tiếp theo chúng ta sẽ nghiên cứu sự tác động của ngành và chi tiêu đầu tư lên mối quan hệ giữa cơ hội tăng trưởng và nợ TÀI LIỆU THAM KHẢO TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT 1. Bùi Kim Yến (2008), Thị trường tài chính – Thị trường chứng khoán, Nhà xuất bản thống kê. 2. Hoàng Ngọc Nhậm - chủ biên (2008), Giáo trình Kinh tế lượng, Trường Đại học Kinh tế Tp.HCM, Nhà xuất bản Tp. Hồ Chí Minh. 3. Nguyễn Minh Kiều (2009), Tài chính doanh nghiệp căn bản, Nhà xuất bản Thống kê. 4. Nguyễn Thị Ngọc Trang (2006), Quản trị rủi ro tài chính, Nhà xuất bản Thống kê. 5. Nguyễn Thị Ngọc Trang - Nguyễn Thị Liên Hoa (2007), Phân tích tài chính, Nhà xuất bản Lao động – Xã hội. 6. Nguyễn Trọng Hoài - chủ biên (2009), Dự báo và phân tích dữ liệu trong kinh tế và tài chính, Nhà xuất bản Thống kê. 7. Trần Ngọc Thơ - chủ biên (2005), Tài chính doanh nghiệp hiện đại, Nhà xuất bản Thống kê. TÀI LIỆU TIẾNG ANH: 1. Barclay M, Smith J, Watts R. The antecedents of corporate leverage and dividend policies. J Appl Corp Finance 1995;7:4-19 2. Bhaduri S. Antecedents of capital structure choice: a study of the Indian corporate sector. Appl Financ Econ 2002;12:655–65 3. Chen J. Antecedents of capital structure of Chinese-listed companies. J Bus Res 2004;57:1341–51 4. Fama E, French K. Testing trade-off and pecking order predictions about dividends and debt. Rev Financ Stud 2002;15:1-33 5. Frank M, Goyal V. Trade-off and pecking order theories of debt, handbook of corporate finance. Empir Corp Financ 2007;2:1-82. 6. Galbreath J, Galvin P. Firm factors, industry structure and performance variation: new empirical evidence to a classic debate. J Bus Res 2008;61:109– 17. 7. Gaud P, Jani E, Hoesli M, Bender A. The capital structure of Swiss companies: an empirical analysis using dynamic panel data. Eur Financ Manag 2005;11:51–69 8. Jensen M. Agency costs of free cash-flow, corporate finance and takeovers. Am Econ Rev 1986;76:323–9. 9. Jensen M, Meckling W. Theory of the firm: managerial behavior, agency costs and ownership structure. J Financ Econ 1976;3:305–60 10. Kayhan A, Titman S. Firms' histories and their capital structures. J Financ Econ 2006;83: 1-32 11. Kim W, Sorensen E. Evidence on the impact of the agency costs of debt on corporate debt policy. J Financ Quant Anal 1986;21:131–44. 12. Kraus A, Litzenberger R. A state-preference model of optimal financial leverage. J Finance 1973;28:911–22. 13. Lang L, Ofek E, Stulz R. Leverage, investment, and firm growth. J Financ Econ 1996;40: 3-29 14. Lin B, Lee Y, Hung S. R&D intensity and commercialization orientation effects on financial performance. J Bus Res 2006;59:679–85 15. Moon D, Tandon K. The influence of growth opportunities on the relationship between equity ownership and leverage. Rev Quant Finan Acc 2007;29:339– 51 16. Myers S. The antecedents of corporate borrowing. J Financ Econ 1977;5:147– 76. 17. Myers S. The capital structure puzzle. J Finance 1984;39:575–92 18. Myers S, Majluf N. Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have. J Financ Econ 1984;13:187–221. 19. Ozkan A. Antecedents of capital structure and adjustment to long run target: evidence from UK company panel data. J Bus Finance Account 2001;28:175– 98. 20. Pandey I. Capital structure, profitability and market structure: evidence from Malaysia. Asia Pac J Econ Bus 2004;8:78–91 21. Rajan R, Zingales L. What do we know about capital structure? some evidence from international data. J Finance 1995;50:1421–60 22. Ross G. The determination of financial structure: the incentive signalling approach. Bell J Econ Manage Sci 1977;8:23–44 23. Scott J. Bankruptcy, secured debt, and optimal capital structure. J Finance 1977;32:1-19 24. Serrasqueiro and Macas Nunes. Non-linear relationships between growth opportunities and debt: Evidence from quoted Portuguese companies. J Business Research 2009; 63:870-878 25. Stu lz R. Managerial discretion and optimal financing policies. J Financ Econ 1990;26:3-27 26. Whitwell G, Lukas B, Hill P. Stock analysts' assessments of the shareholder value of intangible assets. J Bus Res 2007;60:84–90 CÁC TRANG WEB 1. 2. 3. 4. 5. 6. Và một số trang web khác