Ðặc điểm doanh nghiệp và tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn mục tiêu của các doanh nghiệp sản xuất công nghiệp niêm yết tại Việt Nam

ghiên cứu của Flannery và Rangan (2006), các doanh nghiệp có tài sản cố ñịnh thấp sẽ quan tâm ñến ñộ lệch khỏi tỷ lệ nợ mục tiêu do các doanh nghiệp này chịu mức lãi vay cao hơn và doanh nghiệp này sẽ có giá trị thấp khi bị thanh lý. ðiều này giải thích tại sao các doanh nghiệp có tài sản cố ñịnh thấp lại nhanh chóng ñiều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu. Tuy nhiên, kết quả này không phù hợp với lập luận của giả thiết trở ngại tài chính mà theo ñó các doanh nghiệp có tài sản cố ñịnh thấp sẽ khó tiếp cận với thị trường vốn nên sẽ có tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ chậm. Kết quả ở cột (2) cho thấy trong trường hợp doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao hơn mục tiêu thì doanh nghiệp có tài sản cố ñịnh thấp có tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ (0,803) nhanh hơn so với doanh nghiệp có tài sản cố ñịnh cao (0,717) và có ý nghĩa thống kê (kiểm ñịnh F [(1) và (2)]). Ngược lại, trong trường hợp doanh nghiệp có tỷ lệ nợ thấp hơn mục tiêu thì không có sự khác biệt thống kê về tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ giữa 2 nhóm doanh nghiệp có tài sản cố ñịnh cao và thấp (kiểm ñịnh F [(3) và (4)]). Tóm lại, kết quả này cho thấy rằng các doanh nghiệp có tài sản cố ñịnh thấp thường ñiều chỉnh tỷ lệ nợ của mình về mục tiêu nhanh hơn bất kể ñộ lệch tỷ lệ nợ của mình như thế nào. Khi doanh nghiệp thặng dư vốn, kết quả cột (3) cho thấy tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ của doanh nghiệp có tài sản cố ñịnh thấp (0,672) nhanh hơn so với doanh nghiệp có tài sản cố ñịnh cao (0,623) và có ý nghĩa thống kê (kiểm ñịnh F [(1) và (2)]). Tương tự như vậy trong trường hợp thâm hụt vốn, doanh nghiệp có tài sản cố ñịnh thấp có tốc ñộ ñiều chỉnh nhanh (0,787) hơn doanh nghiệp có tài sản cố ñịnh cao (0,719) và có ý nghĩa thống kê (kiểm ñịnh F [(3) và (4)]). Kết quả kiểm ñịnh Hausman cho thấy phương pháp ước lượng mô hình tác ñộng ngẫu nhiên là phù hợp. Bảng 4. Tài sản cố ñịnh và tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu (phương trình (6), (7) và (8)) (1) (2) (3) Hệ số (Coefficient) Hệ số (Coefficient) Hệ số (Coefficient) C (Hệ số chặn) 0.004 0.014 0.005 Devit.D LTANG (1) 0.741* Devit.DHTANG (2) 0.676* (10.18) Devit.Da. D LTANG (1) 0.803* TAÏP CHÍ PHAÙT TRIEÅN KH&CN, TAÄP 14, SOÁ Q3- 2011 Trang 35 Devit.Da. D HTANG (2) 0.717* Devit.Db. D LTANG (3) 0.63* Devit.Db. DHTANG (4) 0.608* Devit.Ds. D LTANG (1) 0.672* Devit.Ds. DHTANG (2) 0.623* Devit.Dd. D LTANG (3) 0.787* Devit.Dd. DHTANG (4) 0.719* Adjusted R2 0.451 0.455 0.459 F-statistic [(1) và (2)] (p- value) 231 61.82 140 (0.000) (0.000) (0.000) F-statistic [(3) và (4)] (p- value) 0.254 102 (0.614) (0.000) F-statistic [(1) và (3)] (p- value) 84.54 174 (0.000) (0.000) F-statistic [(2) và (4)] (p- value) 0.977 18.26 (0.323) (0.000) Hausman test (P-value) 0.00 0.00 0.00 (1.000) (1.000) (1.000) Các ký hiệu * chỉ các hệ số có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. DLTANG (DHTANG) là biến giả có giá trị bằng 1 nếu giá trị tài sản cố ñịnh năm trước nhỏ hơn (lớn hơn) giá trị trung vị của tài sản cố ñịnh. Kiểm ñịnh F trình bày kết quả kiểm ñịnh với giả thiết là các hệ số ước lượng trong từng cặp tình huống là bằng nhau. 4.2.2.2. Quy mô doanh nghiệp Bảng 5 trình bày tác ñộng của quy mô doanh nghiệp ñến tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ. Kết quả cột (1) cho thấy ngược với lập luận của giả thiết trở ngại tài chính là các doanh nghiệp có quy mô lớn sẽ có tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu nhanh hơn các doanh nghiệp nhỏ bởi vì các doanh nghiệp lớn tiếp cận thị trường vốn dễ hơn và có chi phí ñiều chỉnh thấp hơn. Tuy nhiên, kết quả này phù hợp với giả thiết chúng tôi ñưa ra ở trên là các doanh nghiệp lớn có lợi nhuận ổn ñịnh và chi phí phá sản thấp. Ngoài ra, các doanh nghiệp lớn cũng sẽ gặp khó khăn trong việc ñiều chỉnh tỷ lệ nợ nếu các doanh nghiệp này có các khoản nợ ñại chúng (qua phát hành trái phiếu) (Flannery và Rangan (2006)). Kết quả ở cột (2) cho thấy trong trường hợp doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao hơn mục tiêu thì doanh nghiệp có quy mô nhỏ có tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ (0,603) nhanh hơn so với doanh nghiệp có tài sản cố ñịnh thấp (0,573) và có ý nghĩa thống kê (kiểm ñịnh F [(1) và (2)]). Ngược lại, trong trường hợp doanh nghiệp có tỷ lệ nợ thấp hơn mục tiêu thì không có sự khác biệt thống kê về tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ giữa 2 nhóm doanh nghiệp có quy mô lớn và nhỏ (kiểm ñịnh F [(3) và (4)]). Cột (3) trình bày tác ñộng của quy mô doanh nghiệp ñến tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu khi doanh nghiệp thặng dư/thâm hụt vốn. Trong trường hợp doanh nghiệp thặng dư vốn thì doanh nghiệp có quy mô nhỏ có tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ nhanh hơn so với doanh nghiệp có quy mô lớn và có ý nghĩa về mặt thống kê (kiểm ñịnh F [(1) và (2)]). Kết quả ước lượng cũng tương tự như vậy trong trường hợp doanh nghiệp thâm hụt vốn. Tóm lại, kết quả này cho thấy các doanh nghiệp có quy mô nhỏ và thâm hụt vốn thường có tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ nhanh nhất trong bốn nhóm công ty. Kết quả kiểm ñịnh Hausman cho thấy phương pháp ước lượng mô hình tác ñộng ngẫu nhiên là phù hợp. Science & Technology Development, Vol 14, No.Q3- 2011 Trang 36 Bảng 5. Quy mô doanh nghiệp và tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu (phương trình (6), (7) và (8)) (1) (2) (3) Hệ số (Coefficient) Hệ số (Coefficient) Hệ số (Coefficient) C (Hệ số chặn) 0.008 0.023 0.009 Devit.D LSIZE (1) 0.548* Devit.DHSIZE (2) 0.47* Devit.Da. D LSIZE (1) 0.603* Devit.Da. D HSIZE (2) 0.573* Devit.Db. D LSIZE (3) 0.435* Devit.Db. D HSIZE (4) 0.351* Devit.Ds. D LSIZE (1) 0.46* Devit.Ds. D HSIZE (2) 0.434* Devit.Dd. D LSIZE (3) 0.635* Devit.Dd. D HSIZE (4) 0.486* Adjusted R2 0.323 0.332 0.334 F-statistic [(1) và (2)] (p- value) 135 91.46 1069 (0.000) (0.000) (0.000) F-statistic [(3) và (4)] (p- value) 0.973 44.49 (0.324) (0.000) F-statistic [(1) và (3)] (p- value) 119 55.25 (0.000) (0.000) F-statistic [(2) và (4)] (p- value) 1.212 13.94 (0.271) (0.000) Hausman test (P-value) 0.13 0.00 0.00 (0.934) (1.000) (1.000) Các ký hiệu * chỉ các hệ số có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. DLSIZE (DHSIZE ) là biến giả có giá trị bằng 1 nếu quy mô năm trước nhỏ hơn (lớn hơn) giá trị trung vị của quy mô.. Kiểm ñịnh F trình bày kết quả kiểm ñịnh với giả thiết là các hệ số ước lượng trong từng cặp tình huống là bằng nhau. 4.2.3. Cơ hội tăng trưởng và tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ Bảng 6 trình kết quả ước lượng tác ñộng của cơ hội tăng trưởng ñến tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu của doanh nghiệp. Kết quả cột (1) cho thấy các doanh nghiệp có tốc ñộ tăng trưởng thấp có tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ (0,712) nhanh hơn so với các doanh nghiệp có tỷ lệ tăng trưởng cao (0,698). Kết quả này phù hợp với giả thiết các doanh nghiệp tăng trưởng thấp thường là các doanh nghiệp lâu ñời, có thể tiếp cận thị trường vốn dễ dàng nên chi phí ñiều chỉnh nợ thấp. Kết quả ở cột (2) cho thấy trong trường hợp doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao hơn mục tiêu thì doanh nghiệp tăng trưởng thấp có tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ (0,783) nhanh hơn so với doanh nghiệp tăng trưởng cao (0,731) và có ý nghĩa thống kê (kiểm ñịnh F[(1) và (2)]). Ngược lại, trong trường hợp doanh nghiệp có tỷ lệ nợ thấp hơn mục tiêu thì không có sự khác biệt thống kê về tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ giữa 2 nhóm doanh nghiệp tăng trưởng cao và thấp (kiểm ñịnh F [(3) và (4)]). Kết quả này cho thấy trong trường hợp doanh nghiệp có tỷ lệ nợ thấp hơn mục tiêu thì cơ hội tăng trưởng không tác ñộng ñến việc ñiều chỉnh tỷ lệ nợ. Cột (3) trình bày tác ñộng của cơ hội tăng trưởng ñến tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu khi doanh nghiệp thặng dư/thâm hụt vốn. Trong trường hợp doanh nghiệp thặng dư vốn thì doanh nghiệp tăng trưởng thấp có tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ thấp hơn so với doanh nghiệp TAÏP CHÍ PHAÙT TRIEÅN KH&CN, TAÄP 14, SOÁ Q3- 2011 Trang 37 tăng trưởng cao và có ý nghĩa về mặt thống kê (kiểm ñịnh F[(1) và (2)]). ðiều này cho thấy, khi doanh nghiệp thặng dư vốn thì cơ hội tăng trưởng không tác ñộng ñến vấn ñề ñiều chỉnh tỷ lệ của doanh nghiệp. Trong trường hợp doanh nghiệp thâm hụt vốn thì kết quả kiềm ñịnh F (3) và (4) cho thấy không có sự khác biệt trong tỷ lệ ñiều chỉnh nợ của 2 nhóm doanh nghiệp tăng trưởng cao và thấp. Kết quả kiểm ñịnh Hausman cho thấy phương pháp ước lượng mô hình tác ñộng ngẫu nhiên là phù hợp. Tóm lại, kết quả này cho thấy cơ hội tăng trưởng có ảnh hưởng ñến tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu của doanh nghiệp trong trường hợp doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao hơn so với mức mục tiêu. Bảng 6. Cơ hội tăng trưởng và tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu (phương trình (6), (7) và (8)) (1) (2) (3) Hệ số (Coefficient) Hệ số (Coefficient) Hệ số (Coefficient) C (Hệ số chặn) 0.004 0.016 0.005 Devit.DLGROWTH (1) 0.712* Devit.DHGROWTH (2) 0.698* Devit.Da. DLGROWTH (1) 0.783* Devit.Da. DHGROWTH (2) 0.731* Devit.Db. DLGROWTH (3) 0.613* Devit.Db. DHGROWTH (4) 0.623* (8.65) Devit.Ds.DLGROWTH (1) 0.637* Devit.Ds.DHGROWTH (2) 0.652* Devit.Dd.DLGROWTH (3) 0.764* Devit.Dd.DHGROWTH (4) 0.731* Adjusted R2 0.451 0.454 0.454 F-statistic [(1) và (2)] (p- value) 230 132 250 (0.000) (0.000) (0.000) F-statistic [(3) và (4)] (p- value) 0.763 1.89 (0.382) (0.169) F-statistic [(1) và (3)] (p- value) 37.25 71.63 (0.000) (0.000) F-statistic [(2) và (4)] (p- value) 3.71 37.27 (0.055) (0.000) Hausman test (P-value) 0.00 0.00 0.00 (1.000) (1.000) (1.000) Các ký hiệu * chỉ các hệ số có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. DLGROWTH (DHGROWTH ) là biến giả có giá trị bằng 1 nếu cơ hội ñầu tư năm trước nhỏ hơn (lớn hơn) giá trị trung vị của cơ hội ñầu tư. Kiểm ñịnh F trình bày kết quả kiểm ñịnh với giả thiết là các hệ số ước lượng trong từng cặp tình huống là bằng nhau. Các kết quả nghiên cứu ở trên cho thấy các yếu tố lợi nhuận, tài sản cố ñịnh, quy mô của doanh nghiệp và các cơ hội tăng trưởng tác ñộng ñến việc ñiều chỉnh cấu trúc vốn của các doanh nghiệp, tuy nhiên, cho kết quả nghiên cứu không thống nhất với luận cứ của lý thuyết trở ngại tài chính. Cụ thể là, các yếu tố ñặc trưng này của doanh nghiệp làm cho tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu của doanh nghiệp chậm hơn. Khi doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao hoặc thặng dư vốn thì tác ñộng của các yếu tố này ñến tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ là có ý nghĩa và phù hợp về mặt lý thuyết. Tuy nhiên, tác ñộng của các yếu tố này ñến tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu của doanh nghiệp là không rõ ràng hoặc không có ý nghĩa thống kê. Science & Technology Development, Vol 14, No.Q3- 2011 Trang 38 5. KẾT LUẬN Nội dung chính của nghiên cứu này là ño lường tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu và phân tích các nhân tố ảnh hưởng ñến tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu của các doanh nghiệp sản xuất công nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả nghiên cứu cho thấy tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu của các doanh nghiệp là khác nhau và phụ thuộc vào các yếu tố ñặc thù của doanh nghiệp ñại diện cho chi phí của ñộ lệch khỏi tỷ lệ nợ mục tiêu và chi phí ñiều chỉnh tỷ lệ nợ của các doanh nghiệp này. Theo ñó, các doanh nghiệp có lợi nhuận cao, tài sản cố ñịnh thấp, quy mô lớn và tăng trưởng trưởng thấp có tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ mục tiêu nhanh, tuy nhiên, một số kết quả này trái ngược với lập luận của lý thuyết trở ngại tài chính. Khi xem xét tương tác các yếu tố này với tình hình nợ của doanh nghiệp (cao/thấp hơn tỷ lệ nợ mục tiêu) và tình hình tài chính của doanh nghiệp (thặng dư/thâm hụt vốn) thì kết quả cho thấy tác ñộng của các yếu tố ñặc thù này có ý nghĩa thống kê trong các trường hợp doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao hơn mục tiêu và/hoặc doanh nghiệp thặng dư vốn (doanh nghiệp có dòng tiền dương), còn trường hợp tỷ lệ nợ thấp hơn mục tiêu và/hoặc thiếu hụt vốn (doanh nghiệp có dòng tiềm âm) thì kết quả ít có nghĩa hơn. Tóm lai, kết quả này cho thấy khi doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao và thăng dư vốn cùng các yếu tố ñặc thù của doanh nghiệp có tác ñộng quan trọng ñến tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu của doanh nghiệp. Nhìn chung, kết quả này phù hợp với lý thuyết ñộng về các lợi ích bù trừ của nợ vay. Từ kết quả nghiên cứu trên, chúng tôi ñưa ra một số gợi ý như sau: - Kết quả nghiên cứu cho thấy khi doanh nghiệp có tỷ lệ nợ thấp thì tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ giữa doanh nghiệp có lợi nhuận cao và thấp không có sự khác biệt. Vì thế, trong trường hợp khi doanh nghiệp có tỷ lệ nợ thấp nhưng có mức sinh lời cao thì doanh nghiệp nên mạnh dạn tăng tỷ lệ nợ vay lên ñể tận dụng lợi ích từ thuế của nợ vay. Tương tự như vậy trong trường hợp doanh nghiệp thiếu hụt vốn thì tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ giữa doanh nghiệp có lợi nhuận cao và thấp không có sự khác biệt, vì vậy khi thiếu hụt vốn thì các doanh nghiệp có lợi nhuận cao nên tích cực vay nợ ñể tài trợ nguồn vốn thiếu hụt do các doanh nghiệp này tiếp cận vốn vay dễ hơn. - Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy trong trường hợp tỷ lệ nợ thấp và thiếu hụt vốn thì tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ giữa các doanh nghiệp có tài sản cố ñịnh nhiều và quy mô lớn với các doanh nghiệp có tài sản cố ñịnh thấp và quy mô nhỏ là không khac nhau. Vì thế trong trường hợp này, các doanh nghiệp này nên tích cực sử dụng nợ vay ñể tận dụng lợi ích thuế từ nợ vay nhiều hơn do các doanh nghiệp này không gặp trở ngại trong việc ñi vay mượn. - Cuối cùng trong trường hợp doanh nghiệp có tỷ lệ nợ thấp và thâm hụt vốn thì các doanh nghiệp có tốc ñộ tăng trưởng cao và thấp có tốc ñộ ñiều chỉnh tỷ lệ nợ về mục tiêu không khác nhau. Vì thế gợi ý trong trường hợp này là các doanh nghiệp có tốc ñộ tăng trưởng cao cần nhiều vốn nên tích cực sử dụng nợ vay ñể tài trợ cho nhu cầu mua sắm mở rộng hoạt ñộng sản xuất kinh doanh. TAÏP CHÍ PHAÙT TRIEÅN KH&CN, TAÄP 14, SOÁ Q3- 2011 Trang 39 FIRM CHARACTERISTICS AND PARTIAL ADJUSMENT TOWARD TARGET CAPITAL STRUCTURE Tran Hung Son University of Economics and Law, VNU-HCM ABSTRACT: The principal objective of this article is to investigate the adjustment process toward target capital structure and analyze the impact of well-know firm characteristic variables on the speed of adjustment toward target debt ratio. Specifically, firms that tend to undertake quick adjustment have high profitability, low growth opportunities, limited tangible assets and small size, and then suggest some implication for the target to maximize firm value. Key words: Target capital structure, Trade off theory, pecking order theory, partial adjustment model, financial surplus/deficit, and financial constraint. TÀI LIỆU THAM KHẢO [1]. Byoun, S. How and When Do Firms Adjust their Capital Structures toward Targets?, Journal of Finance, 63 (2008), 3069-3098. [2]. Drobetz, W.; P. Pensa; and G. Wanzenried. Firm Characteristics and Dynamic Capital Structure Adjustment. Unpublished Manuscript, University of Hamburg (2006). [3]. Fama, E., and K. French. Testing Trade- off and Pecking Order Predictions about Dividends and Debt. Review of Financial Studies, 15 (2002), 1-33. [4]. Flannery, M., and K. Hankins. A Theory of Capital Structure Adjustment Speed. Unpublished Manuscript, University of Florida (2007). [5]. Flannery, M., and K. Rangan. Partial Adjustment toward Target Capital Structures. Journal of Financial Economics, 79 (2006), 469-506. [6]. Huang, R., and J. Ritter, 2009. Testing Theories of Capital Structure and Estimating the Speed of Adjustment. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 44 (2009), 237-271. [7]. Murray Z. Frank, Vidhan K. Goyal. Capital Structure Decisions: Which Factors are Reliably Important?. Working paper 2007 [8]. Shyam-Sunder, L. and S. Myers (1999). Testing Static Tradeoff against the Pecking Order Models of Capital Structure. Journal of Financial Economics, 51, pp 219-244.