Cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và quyết định tài trợ của các công ty niêm yết tại

GIỚI THIỆU

Lý do chọn đề tài

Quyết định tài trợ là một trong ba quyết định tài chính quan trọng ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp, với cấu trúc sở hữu và quản trị doanh nghiệp đóng vai trò then chốt trong việc xác định cấu trúc vốn Nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra mối quan hệ giữa quản trị công ty và quyết định tài trợ, như các công trình của Berger et al (1997), Wen et al (2002), Kiel & Nicholson (2003), Anderson et al (2004), Abor (2007), Bokpin và Arko (2009), Wellalage và Locke (2012), cũng như Uwalomwa Uwuigbe et al (2014) Ngoài ra, mối liên hệ giữa cấu trúc sở hữu và quyết định tài trợ cũng đã được đề cập trong nghiên cứu của Dewenter và Malatesta.

(2001), Brailsfors et al (2002), P.A.Mahadwartha (2003), Huang và Song (2006), Ezeoha và Okafor (2010), Bokpin và Arko (2009), Gurunlu và Gursoy (2010).

Thị trường chứng khoán Việt Nam chính thức hoạt động từ năm 2000 với sàn giao dịch TP.HCM và sàn giao dịch Hà Nội, đánh dấu bước phát triển quan trọng trong lĩnh vực tài chính Sau hơn 10 năm, thị trường đã đạt được nhiều thành tựu, nhưng vẫn thiếu nghiên cứu chuyên sâu về quản trị công ty, đặc biệt trong các công ty cổ phần Mặc dù các công ty niêm yết phải tuân thủ quy chế quản trị do Bộ Tài chính ban hành, nhưng các nghiên cứu hiện tại chủ yếu tập trung vào các yếu tố riêng biệt như lợi nhuận, quy mô và rủi ro, trong khi mối liên hệ giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và quyết định tài trợ vẫn chưa được khai thác đầy đủ.

Chính vì vậy, tác giả quyết định chọn đề tài “CẤU TRÚC SỞ HỮU, QUẢN

TRỊ CÔNG TY VÀ QUYẾT ĐỊNH TÀI TRỢ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM

Nghiên cứu "YẾT TẠI VIỆT NAM" nhằm khám phá mối liên hệ giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và quyết định tài trợ của các doanh nghiệp tại Việt Nam.

Mục tiêu nghiên cứu và câu hỏi nghiên cứu

Bài nghiên cứu nhằm phân tích ảnh hưởng của cấu trúc sở hữu, bao gồm sở hữu nội bộ, sở hữu nhà nước và sở hữu nước ngoài, cũng như các yếu tố quản trị công ty như quy mô Hội đồng quản trị, tỷ lệ thành viên độc lập và tính kiêm nhiệm giữa CEO và Chủ tịch Hội đồng quản trị, đến quyết định tài trợ của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu Để làm rõ mục tiêu nghiên cứu, tác giả đƣa ra các câu hỏi nghiên cứu sau:

Cấu trúc sở hữu và quản trị công ty có tác động đến tỷ số nợ của doanh nghiệp không? Nếu có thì tác động nhƣ thế nào?

Cấu trúc sở hữu và quản trị công ty có ảnh hưởng đáng kể đến tỷ số nợ ngắn hạn và tỷ số nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu Sự phân chia quyền lực và trách nhiệm trong quản trị có thể quyết định cách mà doanh nghiệp quản lý nợ, từ đó tác động đến khả năng thanh toán và rủi ro tài chính Việc tối ưu hóa cấu trúc sở hữu cũng giúp cải thiện hiệu quả sử dụng vốn và tăng cường sự ổn định tài chính của công ty.

Đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu

1.3.1 Đối tƣợng nghiên cứu Đối tƣợng nghiên cứu là cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và quyết định tài trợ của các công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán TP.HCM Cụ thể: cấu trúc sở hữu bao gồm sở hữu nội bộ, sở hữu nhà nước, sở hữu nước ngoài và quản trị doanh nghiệp bao gồm quy mô HĐQT, tính kiêm nhiệm CEO và chủ tịch HĐQT.

Phạm vi nghiên cứu là các công ty phi tài chính niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán TP.HCM trong giai đoạn 2008-2013.

Tác giả đã thu thập dữ liệu từ nhiều nguồn tài chính đáng tin cậy, bao gồm bản cáo bạch, báo cáo tài chính đã kiểm toán, các báo cáo thường niên, nghị quyết đại hội cổ đông thường niên, và lịch sử giá cổ phiếu của các công ty qua các năm, trên các trang web như scafef.vn và www.hsx.vn.

Phương pháp nghiên cứu

Bài luận văn áp dụng phương pháp định lượng và thu thập dữ liệu để phân tích tác động của cấu trúc sở hữu, quản trị công ty cùng với các yếu tố khác đến quyết định tài trợ của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam thông qua mô hình hồi quy đa biến.

Luận văn sử dụng phần mềm Eview 6.0 để phân tích dữ liệu bảng (panel data) thông qua ba mô hình hồi quy: Pooled OLS, Random Effect Model và Fixed Effect Model Tác giả kiểm định các giả định của Pooled OLS và thực hiện kiểm định Redundant cùng Hausman nhằm lựa chọn mô hình hồi quy phù hợp Sau khi xác định được mô hình tối ưu, luận văn tập trung vào việc phân tích ảnh hưởng của các yếu tố đến quyết định tài trợ của doanh nghiệp, nhằm làm rõ mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và quyết định tài trợ.

Ý nghĩa khoa học và thực tiễn của đề tài

Bài nghiên cứu có ý nghĩa khoa học trên phương diện lý luận và thực tiễn, cụ

Bài nghiên cứu này hệ thống hóa lý thuyết kinh điển về cấu trúc vốn, cấu trúc sở hữu và quản trị công ty, đồng thời cung cấp bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và quyết định tài trợ, từ đó góp phần củng cố nền tảng lý thuyết tài chính doanh nghiệp.

Kết quả nghiên cứu sẽ cung cấp tài liệu tham khảo hữu ích cho chủ sở hữu doanh nghiệp, nhà quản lý và nhà đầu tư, đặc biệt liên quan đến cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và quyết định tài trợ của doanh nghiệp.

Cấu trúc của đề tài

Luận văn kết cấu gồm 5 chương và được trình bày theo thứ tự sau:

Chương 2: Tổng quan lý thuyết và các nghiên cứu trước đây.

Chương 3: Phương pháp nghiên cứu bao gồm hai phần dữ liệu và phương pháp nghiên cứu thực nghiệm.

Chương 4: Nội dung và các kết quả nghiên cứu

Chương 5: Kết luận bao gồm những những kết luận chính Chương này cũng nêu ra những điểm mới cũng nhƣ những hạn chế và gợi ý cho những nghiên cứu sau.

Các lý thuyết kinh điển về quyết định tài trợ của doanh nghiệp

2.1.1 Lý thuyết cấu trúc vốn của Modigliani và Miller:

Modigliani và Miller (1958) lập luận rằng trong một thị trường vốn hoàn hảo, các quyết định tài trợ không ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp Các giả định của thị trường vốn hoàn hảo bao gồm không có thuế, chi phí giao dịch, và thông tin công khai cho tất cả nhà đầu tư, cùng với khả năng vay và cho vay với lãi suất đồng nhất Định đề 1 của MM chỉ ra rằng giá trị doanh nghiệp không phụ thuộc vào cấu trúc tài chính; tức là, việc sử dụng nợ hay vốn cổ phần không làm thay đổi giá trị doanh nghiệp Thay vào đó, giá trị doanh nghiệp được xác định bởi tài sản thực, không phải bởi các chứng khoán phát hành, cho thấy rằng cấu trúc vốn không ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp khi các quyết định đầu tư đã được xác định.

Modigliani và Miller (1963) đã mở rộng nghiên cứu về tác động của thuế thu nhập doanh nghiệp đối với giá trị doanh nghiệp, cho thấy việc sử dụng nợ có thể làm tăng giá trị doanh nghiệp nhờ vào việc chi phí lãi vay được khấu trừ thuế Cụ thể, giá trị doanh nghiệp sử dụng nợ bằng giá trị doanh nghiệp không sử dụng nợ cộng với lợi ích từ việc sử dụng nợ, cho thấy mối liên hệ giữa cấu trúc vốn và giá trị doanh nghiệp Tuy nhiên, việc gia tăng nợ cũng dẫn đến chi phí kiệt quệ tài chính Giá trị doanh nghiệp được xác định bằng giá trị doanh nghiệp hoàn toàn tài trợ bằng vốn cổ phần cộng với hiện giá tấm chắn thuế, trừ đi hiện giá chi phí kiệt quệ tài chính Do đó, cấu trúc vốn tối ưu đạt được khi đòn bẩy tài chính cân bằng giữa chi phí kiệt quệ tài chính và lợi ích từ tấm chắn thuế.

2.1.2 Lý thuyết đánh đổi (The trade-off theory)

Lý thuyết đánh đổi, được phát triển từ nghiên cứu của Modigliani và Miller (1963), nhấn mạnh lợi ích của tấm chắn thuế trong quản lý nợ Theo lý thuyết này, tỷ lệ nợ mục tiêu có thể khác nhau tùy thuộc vào từng doanh nghiệp.

Lý thuyết đánh đổi cân đối giữa lợi thế thuế của nợ vay và chi phí kiệt quệ tài chính cho thấy rằng các doanh nghiệp thường chọn cấu trúc vốn tối ưu để tối đa hóa giá trị doanh nghiệp Lý thuyết này giải thích sự khác biệt trong cấu trúc vốn giữa các ngành, với những doanh nghiệp sở hữu nhiều tài sản cố định an toàn và khả năng sinh lợi cao thường vay nợ nhiều hơn Ngược lại, các doanh nghiệp có tài sản cố định rủi ro và khả năng sinh lợi thấp chủ yếu dựa vào nguồn vốn cổ phần Theo lý thuyết, doanh nghiệp có lợi nhuận cao nên duy trì tỷ lệ nợ cao để tối ưu hóa lợi ích tài chính.

Trong một thị trường vốn không hoàn hảo, cấu trúc vốn có vai trò quan trọng trong việc xác định giá trị doanh nghiệp Theo nghiên cứu của Kraus và Litzenberger (1973), tài trợ bằng nợ có thể tăng giá trị doanh nghiệp nhờ vào lợi ích từ tấm chắn thuế, nhưng đồng thời cũng có thể làm giảm giá trị do chi phí kiệt quệ tài chính Chi phí này phát sinh từ rủi ro phá sản, chi phí đại diện và chi phí phát tín hiệu, như đã chỉ ra bởi Jensen và Meckling (1976) cũng như Ross (1977).

Nghiên cứu của Kester (1986) về chính sách nợ của doanh nghiệp ở Mỹ và Nhật cho thấy khả năng sinh lợi là yếu tố quan trọng để phân biệt giữa các công ty vay nợ cao và thấp Đồng thời, Mackie-Mason (1990) cũng chỉ ra rằng các doanh nghiệp có nghĩa vụ thuế có xu hướng ưa chuộng việc tài trợ bằng nợ hơn.

2.1.3 Lý thuyết trật tự phân hạng (The pecking order theory)

Lý thuyết trật tự phân hạng của Myers và Majluf (1984) chỉ ra rằng thông tin bất cân xứng giữa giám đốc và nhà đầu tư bên ngoài dẫn đến chi phí cao cho doanh nghiệp, như chi phí kiểm toán và thuyết phục nhà đầu tư Do đó, doanh nghiệp thường ưu tiên sử dụng nguồn vốn nội bộ, chủ yếu từ lợi nhuận giữ lại, trước khi vay nợ và cuối cùng mới xem xét phát hành cổ phiếu mới Phát hành cổ phiếu mới thường chỉ xảy ra khi doanh nghiệp đã hết khả năng vay nợ và đang đối mặt với nguy cơ kiệt quệ tài chính.

Theo lý thuyết trật tự phân hạng, không tồn tại một tỷ lệ nợ - vốn cổ phần mục tiêu rõ ràng cho các doanh nghiệp Lý thuyết này chỉ ra rằng các doanh nghiệp có khả năng sinh lợi cao thường có xu hướng vay ít nợ hơn, trong khi các doanh nghiệp có khả năng sinh lợi thấp hơn lại có xu hướng vay nợ nhiều hơn.

Theo Pettit và Singer (1985), các công ty nhỏ thường gặp phải mức độ bất cân xứng thông tin cao hơn so với các công ty lớn, do báo cáo tài chính của các công ty lớn thường đã được kiểm toán, trong khi các công ty nhỏ thì không Khi các công ty nhỏ phát hành cổ phiếu mới, chi phí phát hành sẽ tăng cao, trong khi việc sử dụng nguồn tài trợ nội bộ sẽ giúp tiết kiệm chi phí này Shyam-Sunder và Myers (1999) đã cung cấp bằng chứng ủng hộ lý thuyết trật tự phân hạng, trong khi Frank và Goyal (2003) khẳng định rằng lý thuyết này phù hợp và nên được áp dụng cho các doanh nghiệp nhỏ cũng như những doanh nghiệp gặp phải vấn đề bất cân xứng thông tin nghiêm trọng.

2.1.4 Lý thuyết chi phí đại diện (The agency theory)

Lý thuyết đại diện ra đời vào những năm 1970, với những nghiên cứu ban đầu tập trung vào thông tin bất cân xứng giữa người sở hữu và quản lý trong ngành bảo hiểm (Spence và Zeckhauser, 1971; Ross, 1973) Lý thuyết này nhanh chóng mở rộng để giải quyết các vấn đề liên quan đến hợp đồng đại diện trong nhiều lĩnh vực khác nhau (Jensen và Meckling, 1976).

Theo Jensen và Meckling (1976), chi phí đại diện bao gồm ba loại chi phí chính: chi phí giám sát (monitoring cost) để theo dõi hoạt động của người đại diện, như chi phí kiểm toán; chi phí ràng buộc (bonding cost) nhằm thiết lập cơ cấu quản lý hạn chế hành vi không mong muốn, chẳng hạn như bổ nhiệm thành viên bên ngoài vào ban điều hành; và mất mát phụ trội (residual loss), tức chi phí cơ hội phát sinh khi cổ đông thuê người đại diện, bao gồm thiệt hại do lạm dụng quyền lực, hạn chế quyền bỏ phiếu của cổ đông và chi phí từ các biện pháp kiểm soát hoạt động của người đại diện.

Cấu trúc vốn tối ưu được xác định bởi chi phí đại diện, phản ánh sự đánh đổi giữa quyền lợi quản lý và chi phí rủi ro của cổ đông trong việc huy động vốn qua nợ.

Tăng tỉ suất nợ trên vốn cổ phần giúp giảm sự phụ thuộc vào huy động vốn cổ phần, từ đó làm giảm mâu thuẫn giữa người điều hành và cổ đông (Jensen và Meckling, 1976) Theo Jensen (1986), việc vay nợ buộc công ty phải chi trả lãi và vốn gốc định trước, ngăn chặn quản lý đầu tư vào các dự án có NPV âm và giảm chi phí đại diện Tuy nhiên, việc vay nợ nhiều hơn cũng dẫn đến tăng chi phí đại diện của nợ, bao gồm chi phí thông tin cho chủ nợ và trách nhiệm của cổ đông đối với chủ nợ, làm hạn chế hiệu quả của đòn bẩy nợ như một công cụ kiểm soát chi phí đại diện.

Grossman và Hart (1980) chỉ ra rằng nợ tạo ra cơ chế giám sát nhằm giảm thiểu chi phí đại diện liên quan đến dòng tiền tự do Những nghĩa vụ nợ buộc các nhà quản trị phải hạn chế việc sử dụng dòng tiền tự do cho các hoạt động không phù hợp với mục tiêu doanh nghiệp.

Nghiên cứu của Fama và Jensen (1983) cùng với Demsetz (1983) chỉ ra rằng sở hữu của nhà quản trị có thể dẫn đến những tác động tiêu cực trong xung đột đại diện giữa nhà quản trị và cổ đông, làm gia tăng chủ nghĩa cơ hội thay vì giảm thiểu tư lợi của người quản trị Thêm vào đó, nghiên cứu của Berger et al (1997) cho thấy các CEO thường tránh sử dụng nợ khi họ cũng là cổ đông, điều này cho thấy rằng quyết định tài trợ có thể bị ảnh hưởng bởi sự kết hợp giữa vai trò quản lý và sở hữu cổ phần trong công ty.

Các nghiên cứu thực nghiệm trước đây về mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và quyết định tài trợ

Nghiên cứu của Jensen et al (1992) tập trung vào mối quan hệ giữa cổ đông nội bộ, nợ và chính sách cổ tức Tác giả áp dụng mô hình hồi quy ba bước (3SLS) để phân tích dữ liệu bảng từ 565 công ty trong năm nghiên cứu.

Năm 1982, có 632 công ty hoạt động tại thị trường Mỹ vào năm 1987 Nghiên cứu cho thấy rằng sở hữu nội bộ ảnh hưởng tiêu cực đến chính sách vay nợ và chính sách chi trả cổ tức của các công ty.

Nghiên cứu của Dewenter et al (2001) chỉ ra rằng các công ty nhà nước tại Mỹ có lợi nhuận thấp hơn so với các công ty tư nhân Đồng thời, các công ty nhà nước cũng sử dụng đòn bẩy tài chính cao hơn và có cường độ lao động lớn hơn so với các công ty tư nhân Điều này cho thấy có mối tương quan tích cực giữa sở hữu nhà nước, cường độ lao động và đòn bẩy tài chính.

Nghiên cứu của Wen et al (2002) tập trung vào mối quan hệ giữa các đặc điểm của hội đồng quản trị, bao gồm quy mô hội đồng, tỷ lệ thành viên không điều hành, nhiệm kỳ và lương thưởng của CEO, với cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết tại Trung Quốc Tác giả đã tiến hành khảo sát 60 công ty trong khoảng thời gian từ 1996 đến 1998 và áp dụng mô hình hồi quy để phân tích dữ liệu.

Nghiên cứu chỉ ra rằng thành phần Hội đồng Quản trị (HĐQT) và nhiệm kỳ giám đốc điều hành ảnh hưởng đáng kể đến đòn bẩy tài chính Cụ thể, tỷ lệ thành viên không điều hành cao có mối tương quan ngược chiều với tỷ lệ nợ, tức là công ty có nhiều thành viên không điều hành thì vay nợ ít hơn Ngược lại, các công ty có quy mô HĐQT lớn thường theo đuổi đòn bẩy cao, điều này có thể do khó khăn trong việc đạt được sự đồng thuận trong quyết định Những xung đột phát sinh từ quy mô HĐQT lớn có thể làm giảm hiệu quả quản trị doanh nghiệp, dẫn đến việc sử dụng đòn bẩy cao hơn Điều này trái ngược với quan điểm của Berger et al (1997) cho rằng các công ty với HĐQT lớn thường có tỷ lệ nợ thấp hơn do áp lực từ HĐQT để duy trì đòn bẩy thấp nhằm nâng cao hiệu suất công ty.

Mahadwartha (2003) đã áp dụng mô hình Logit để kiểm tra khả năng dự đoán của chính sách đòn bẩy và chính sách cổ tức đối với chính sách sở hữu nhà quản lý tại Indonesia Nghiên cứu này dựa trên dữ liệu của 80 công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Jakarta trong giai đoạn 1993-2001 Kết quả cho thấy có mối quan hệ ngược chiều giữa chính sách cổ tức, tỷ lệ nợ và sở hữu nội bộ.

Nghiên cứu của Anderson et al (2004) về “Đặc điểm HĐQT, tính toàn vẹn của báo cáo kế toán và chi phí nợ” trên mẫu 252 công ty Mỹ trong giai đoạn 1993-1998 cho thấy chi phí vay nợ có mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập và quy mô HĐQT Bên cạnh đó, nghiên cứu cũng chỉ ra rằng sở hữu nhà trị không có tác động đáng kể đến chi phí vay nợ.

Bokpin và Arko (2009) đã nghiên cứu tác động của cấu trúc sở hữu và quản trị công ty đến quyết định cơ cấu vốn của các công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Ghana (GSE) trong giai đoạn 2002-2007 Sử dụng dữ liệu bảng và mô hình hồi quy có vẻ không liên quan SUR (Seemingly Unrelated Regression), nghiên cứu chỉ ra rằng sở hữu nội bộ có ảnh hưởng đáng kể đến các quyết định tài chính của doanh nghiệp.

Nghiên cứu chỉ ra rằng có 10 yếu tố tác động tích cực đến tỷ lệ nợ và tỷ lệ nợ dài hạn, trong khi có tác động tiêu cực đến tỷ lệ nợ ngắn hạn trên vốn chủ sở hữu Bên cạnh đó, mối tương quan dương giữa quản trị công ty—bao gồm quy mô Hội đồng Quản trị, tỷ lệ thành viên độc lập và sự kiêm nhiệm giữa CEO và Chủ tịch Hội đồng Quản trị—với đòn bẩy tài chính cũng được xác định Hơn nữa, các yếu tố như biến động thu nhập, tài sản hữu hình, tỷ lệ chi trả cổ tức và lợi nhuận được xem là những yếu tố quan trọng trong việc quyết định cấu trúc vốn của công ty trên GSE.

Nghiên cứu của Li.K et al (2009) đã phân tích mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu và cấu trúc vốn tại Trung Quốc, sử dụng mô hình OLS và FEM để hồi quy dữ liệu từ tất cả các doanh nghiệp nhà nước và các doanh nghiệp sản xuất có doanh thu hàng năm trên năm triệu nhân dân tệ trong giai đoạn 2000-2004 Kết quả cho thấy cấu trúc sở hữu đóng vai trò quan trọng trong quyết định cấu trúc vốn của các công ty Trung Quốc Cụ thể, sở hữu nhà nước có mối tương quan dương với đòn bẩy dài hạn và tương quan nghịch âm với đòn bẩy ngắn hạn, trong khi sở hữu nước ngoài có tương quan âm với tất cả các tỷ số nợ.

Ezeoha và Okafor (2010) trong nghiên cứu về "sở hữu bản địa và quyết định cấu trúc vốn ở Nigeria" đã sử dụng dữ liệu bảng từ 71 công ty và áp dụng mô hình ảnh hưởng cố định FEM để phân tích tác động của cấu trúc sở hữu đến quyết định cơ cấu vốn Kết quả nghiên cứu cho thấy phân biệt giữa doanh nghiệp bản địa và nước ngoài là yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến đòn bẩy tài chính, đồng thời chỉ ra rằng sự phù hợp giữa lý thuyết và thực tiễn cấu trúc vốn khác nhau giữa các quốc gia phụ thuộc vào cấu trúc sở hữu của công ty Cụ thể, doanh nghiệp trong nước có tỷ lệ nợ cao hơn so với doanh nghiệp nước ngoài, trong khi các công ty nước ngoài thường lớn hơn, có lợi nhuận cao hơn và trưởng thành hơn, đồng thời sử dụng nợ dài hạn nhiều hơn.

Gurunlu và Gursoy (2010) nghiên cứu “Ảnh hưởng của sở hữu nước ngoài lên cấu trúc vốn của các doanh nghiệp phi tài chính: Bằng chứng từ thị trường

Nghiên cứu về 22 chứng khoán Istanbul đã kiểm tra ảnh hưởng của cấu trúc sở hữu lên cấu trúc vốn, với các yếu tố quyết định như tài sản cố định hữu hình, quy mô, lợi nhuận, tăng trưởng, biến động thu nhập, lá chắn thuế và phân loại ngành công nghiệp Dữ liệu được thu thập từ 143 công ty phi tài chính niêm yết tại sàn giao dịch chứng khoán Istanbul (ISE) trong giai đoạn 2007-2008 Kết quả cho thấy quyền sở hữu nước ngoài có mối tương quan âm với đòn bẩy dài hạn.

Nghiên cứu của Wellalage và Locke (2012) về "Quản trị công ty và quyết định tài trợ của các công ty niêm yết tại Sri Lanka" đã sử dụng phương pháp GMM để phân tích mối quan hệ giữa tỷ lệ nợ và các yếu tố quản trị doanh nghiệp trên mẫu 113 công ty trong giai đoạn 2006-2010 Kết quả cho thấy tỷ lệ nợ có mối tương quan dương với việc CEO kiêm chủ tịch HĐQT, trong khi đó, có mối tương quan âm với tỷ lệ thành viên không điều hành Tác giả lập luận rằng việc CEO đồng thời giữ chức vụ chủ tịch HĐQT giúp giảm xung đột giao tiếp trong môi trường bất ổn, từ đó nâng cao khả năng đưa ra quyết định chiến lược rõ ràng hơn.

Nghiên cứu của Uwuigbe et al (2014) phân tích mối quan hệ giữa quản trị doanh nghiệp và quyết định cấu trúc vốn của các công ty niêm yết tại Nigeria, sử dụng dữ liệu từ 40 công ty trong giai đoạn 2006-2011 với mô hình hồi quy OLS Kết quả cho thấy 65% sự thay đổi trong cấu trúc vốn có thể được giải thích bởi các yếu tố quản trị doanh nghiệp, với Giám đốc điều hành nhị nguyên có mối quan hệ tích cực, trong khi quy mô HĐQT, sở hữu quản lý và thành phần hội đồng quản trị lại ảnh hưởng tiêu cực đến quyết định cấu trúc vốn Tác giả chỉ ra rằng khi các nhà quản lý đầu tư nhiều tài sản cá nhân vào doanh nghiệp, họ trở nên thận trọng hơn với rủi ro, dẫn đến việc không muốn áp dụng chính sách nợ cao Nghiên cứu cũng kết luận rằng trình độ của hội đồng quản trị cao hơn sẽ giúp giảm đòn bẩy tài chính của các công ty niêm yết tại Nigeria.

Nguyễn và Ramachandran (2006) đã tiến hành nghiên cứu tại Việt Nam nhằm khám phá mối quan hệ giữa sở hữu nhà nước và cấu trúc vốn của các doanh nghiệp vừa và nhỏ Nghiên cứu này dựa trên dữ liệu từ 558 doanh nghiệp, trong đó có 176 doanh nghiệp thuộc sở hữu nhà nước.

Tổng hợp các kết quả nghiên cứu về cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và quyết định tài trợ của doanh nghiệp

Bảng tóm tắt các yếu tố trong các nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và quyết định tài trợ của doanh nghiệp cho thấy sự ảnh hưởng đáng kể của các yếu tố này đến hiệu quả tài chính và chiến lược phát triển của doanh nghiệp Các nghiên cứu chỉ ra rằng cấu trúc sở hữu có thể tác động đến cách thức quản trị công ty, từ đó ảnh hưởng đến quyết định tài trợ và khả năng huy động vốn Việc hiểu rõ mối liên hệ này là cần thiết để tối ưu hóa quản lý tài chính và nâng cao hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.

Bảng 2.1: Tổng hợp các nghiên cứu trước đây

Kết quả tương quan Các nghiên cứu

Sở hữu nội bộ IO

Jensen et al (1992), Brailsfors et al.

Sở hữu nhà nước SO +

Dewenter và Malatesta (2001), Li.K et al (2009), Nguyễn và Ramachandran

Sở hữu nước ngoài FO - Ezeoha và Okafor (2010), Gurunlu và

+ Jensen (1986), Wen et al (2002), Abor

Berger et al (1997), Anderson et al.

(2004), Asan và Butt (2009), Ganiyu và Abiodun (2012), Uwuigbe et al (2014)

Tỷ lệ thành viên độc lập NED

Anderson et al (2004), Wel et al.

(2012), Wellalage và Locke (2012), Uwuigbe et al (2014)

Tính kiêm nhiệm CEO và chủ tịch HĐQT

Các nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và quyết định tài trợ rất đa dạng, với nhiều mô hình nghiên cứu và biến được lựa chọn phong phú Mỗi nghiên cứu tập trung vào các yếu tố cụ thể phù hợp với đặc điểm của nền kinh tế và thị trường chứng khoán của từng quốc gia Trong luận văn này, tác giả kế thừa nghiên cứu của Bokpin và Arko (2009) để xây dựng các biến cấu trúc sở hữu, biến quản trị công ty, cũng như phương pháp kiểm định mô hình và xử lý dữ liệu.

Ghana là nước có nền kinh tế đang phát triển nên có đặc điểm kinh tế tương đồng với Việt Nam.

Tại Việt Nam, mặc dù đã có nhiều nghiên cứu thực nghiệm về cấu trúc vốn, nhưng vẫn chưa có nghiên cứu nào tập trung vào việc kiểm tra mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu, quản trị doanh nghiệp và quyết định tài trợ.

Trong bối cảnh nền kinh tế Việt Nam đang chuyển đổi từ kinh tế tập trung sang kinh tế thị trường theo định hướng xã hội chủ nghĩa, sở hữu nhà nước trở thành một đặc trưng quan trọng Do đó, tác giả đã bổ sung biến sở hữu nhà nước vào mô hình nghiên cứu của Bokpin và Arko (2009) nhằm kiểm tra mối quan hệ giữa sở hữu nhà nước và quyết định tài trợ của các công ty phi tài chính niêm yết tại Việt Nam.

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Dữ liệu nghiên cứu

Nghiên cứu này phân tích dữ liệu từ 96 công ty phi tài chính niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh trong giai đoạn 2008-2013 Các công ty tài chính đã được loại trừ khỏi mẫu nghiên cứu do sự khác biệt đáng kể trong báo cáo tài chính so với các ngành khác (Basil và Khaled, 2011).

Tác giả chọn nghiên cứu giai đoạn 2008-2013 do số lượng công ty niêm yết trước năm 2008 còn ít, và việc loại trừ các công ty tài chính sẽ làm giảm cỡ mẫu nghiên cứu Quy chế quản trị công ty được ban hành lần đầu vào năm 2007 và đã được cập nhật vào năm 2012, vì vậy việc nghiên cứu các vấn đề liên quan đến quản trị công ty trong giai đoạn 2008-2013 là hợp lý và phù hợp với các quy định hiện hành.

Dữ liệu về các biến phụ thuộc và biến kiểm soát được thu thập từ nhiều nguồn tài chính, bao gồm bản cáo bạch, báo cáo tài chính đã được kiểm toán, báo cáo thường niên, nghị quyết đại hội cổ đông thường niên và lịch sử giá chứng khoán của các công ty qua các năm Tất cả dữ liệu này được lấy từ các trang web s.cafef.vn và www.hsx.vn.

Giả thuyết nghiên cứu

Nghiên cứu này sẽ phân tích tác động của các yếu tố như sở hữu nội bộ, sở hữu nhà nước, sở hữu nước ngoài, quy mô Hội đồng quản trị (HĐQT), tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT, và vai trò kiêm nhiệm của CEO và Chủ tịch HĐQT đối với quyết định tài trợ của doanh nghiệp Các lý thuyết về cấu trúc vốn sẽ được áp dụng để hiểu rõ hơn về mối quan hệ giữa quản trị công ty và quyết định tài chính trong bối cảnh toàn cầu.

3.2.1 Sở hữu nội bộ và quyết định tài trợ

Tỷ trọng sở hữu cao của các nhà quản lý giúp giảm mâu thuẫn giữa họ và cổ đông trong việc phân chia lợi ích Khi sở hữu nội bộ gia tăng, quyền kiểm soát công ty chuyển từ cổ đông bên ngoài sang các nhà quản lý Hơn nữa, khi các nhà quản lý đầu tư một lượng lớn tài sản cá nhân vào doanh nghiệp, họ trở nên lo ngại về rủi ro và có xu hướng tránh áp dụng chính sách nợ cao để giảm nguy cơ phá sản.

Nghiên cứu của Jensen et al (1992) và Mahadwartha (2003) đã chỉ ra mối quan hệ giữa cổ đông nội bộ, nợ và chính sách cổ tức Kết quả cho thấy sở hữu nội bộ ảnh hưởng ngược chiều đến chính sách vay nợ và chính sách chi trả cổ tức của công ty.

Nghiên cứu của Bokpin và Arko (2009) chỉ ra rằng sở hữu nội bộ có ảnh hưởng tích cực đến tỷ lệ nợ và tỷ lệ nợ dài hạn, trong khi lại có tác động tiêu cực đến tỷ lệ nợ ngắn hạn trên vốn chủ sở hữu.

Nghiên cứu của Uwuigbe et al (2014) đã phân tích mối quan hệ giữa các yếu tố quản trị doanh nghiệp và quyết định cơ cấu vốn của các công ty niêm yết tại Nigeria Kết quả chỉ ra rằng có sự tương quan âm giữa tỷ lệ sở hữu nội bộ và các chỉ số nợ của công ty.

Nhiều nghiên cứu trước đây đã chỉ ra rằng có mối tương quan âm giữa sở hữu nội bộ và cấu trúc vốn của doanh nghiệp Dựa trên những bằng chứng này, tác giả đề xuất giả thuyết về mối quan hệ giữa sở hữu nội bộ và quyết định tài trợ, cụ thể là tỷ lệ nợ của công ty.

Giả thuyế t 1: Có mối tương quan ngược chiều giữa sở hữu nội bộ và các tỷ

3.2.2 Sở hữu nhà nước và quyết định tài trợ

Nghiên cứu của Dewenter et al (2001) chỉ ra rằng các công ty nhà nước có lợi nhuận thấp hơn so với các công ty tư nhân Đồng thời, các công ty nhà nước sử dụng đòn bẩy tài chính cao hơn và có cường độ lao động lớn hơn so với công ty tư nhân, cho thấy mối tương quan tích cực giữa sở hữu nhà nước và đòn bẩy tài chính.

Nghiên cứu của Li.K và các cộng sự (2009) chỉ ra rằng tại Trung Quốc, cấu trúc sở hữu nhà nước có mối quan hệ tích cực với đòn bẩy dài hạn, trong khi lại có mối quan hệ tiêu cực với đòn bẩy ngắn hạn.

Tại Việt Nam, sở hữu nhà nước là một đặc điểm nổi bật của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Nghiên cứu của Nguyễn và Ramachandran (2006) cùng Dzung Nguyen (2011) đã chỉ ra rằng có mối tương quan tích cực giữa đòn bẩy tài chính và tỷ lệ sở hữu nhà nước.

Nhiều bằng chứng thực nghiệm cho thấy có mối quan hệ tích cực giữa sở hữu nhà nước và cấu trúc vốn Do đó, tác giả đề xuất giả thuyết về sự ảnh hưởng của sở hữu nhà nước đối với quyết định tài trợ.

Giả thuyế t 2: Có mối tương quan cùng chiều giữa sở hữu nhà nước và các tỷ số nợ

3.2.3 Sở hữu nước ngoài và quyết định tài trợ:

Nghiên cứu của Bokpin và Arko (2009) về mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và cấu trúc vốn tại thị trường Ghana cho thấy rằng sở hữu nước ngoài có ảnh hưởng tích cực đến quyết định tài trợ, tuy nhiên, tác động này không đạt ý nghĩa thống kê.

Nghiên cứu của Ezeoha và Okafor (2010) cùng với Gurunlu và Gursoy (2010) chỉ ra rằng sở hữu nước ngoài có ảnh hưởng tiêu cực đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp phi tài chính, cụ thể là có mối tương quan âm với đòn bẩy dài hạn.

Dựa trên các bằng chứng thực nghiệm trên, tác giả đƣa ra giả thuyết về mối quan hệ giữa sở hữu nước ngoài và quyết định tài trợ:

Giả thuyế t 3: Có mối tương quan ngược chiều giữa sở hữu nước ngoài và các tỷ số nợ

3.2.4 Quy mô HĐQT và quyết định tài trợ

Nghiên cứu của Berger et al (1997) chỉ ra rằng các công ty với quy mô hội đồng quản trị lớn thường có tỷ lệ nợ thấp hơn Họ lập luận rằng quy mô HĐQT lớn tạo ra áp lực lớn để quản lý thực hiện chiến lược duy trì đòn bẩy thấp nhằm nâng cao hiệu suất công ty Ngược lại, Jensen (1986) cho rằng các công ty có tỷ lệ nợ cao lại có xu hướng sở hữu hội đồng quản trị lớn hơn.

Nghiên cứu năm 2002 chỉ ra rằng có mối quan hệ tích cực giữa quy mô Hội đồng Quản trị (HĐQT) và mức độ đòn bẩy tài chính của công ty Cụ thể, các công ty với HĐQT lớn thường sử dụng đòn bẩy tài chính cao hơn nhằm tăng giá trị doanh nghiệp Tuy nhiên, quy mô HĐQT lớn cũng có thể gây ra khó khăn trong việc đạt được sự đồng thuận trong quyết định, dẫn đến xung đột và quản trị doanh nghiệp kém hiệu quả, từ đó làm gia tăng mức độ đòn bẩy tài chính.

Nghiên cứu của Anderson et al (2004) cho thấy rằng các công ty có quy mô hội đồng quản trị lớn hơn thường có chi phí nợ thấp hơn Điều này có thể do các chủ nợ tin tưởng rằng những doanh nghiệp này sở hữu hệ thống kiểm soát quy trình kế toán tài chính hiệu quả hơn.

Mô tả các biến

Để đảm bảo tính nhất quán và khả năng so sánh của kết quả nghiên cứu, tác giả đã lựa chọn và đo lường các biến dựa trên các nghiên cứu thực nghiệm của Bokpin và Arko (2009) cùng với Li.K và cộng sự (2009).

Biến phụ thuộc trong nghiên cứu tài chính được xác định qua quyết định tài trợ của công ty, được đo bằng tỷ số nợ (DR), tỷ số nợ ngắn hạn trên vốn chủ sở hữu (SD) và tỷ số nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu (LD) theo Bokpin và Arko (2009).

Tỷ số nợ là tỷ lệ giữa tổng nợ và tổng tài sản, được sử dụng để đánh giá nghĩa vụ nợ của doanh nghiệp đối với các chủ nợ Theo nghiên cứu của Bokpin và Arko (2009), cách tính tỷ số nợ như sau:

DR it Tổng Tài Sản it

Tỷ số nợ ngắn hạn trên vốn chủ sở hữu là một chỉ số quan trọng phản ánh quy mô tài chính của doanh nghiệp, giúp các nhà đầu tư hiểu rõ hơn về cấu trúc tài chính và khả năng quản lý nợ của doanh nghiệp Theo Bokpin và Arko (2009), chỉ số này được tính toán để đánh giá mức độ sử dụng nợ ngắn hạn so với vốn chủ sở hữu, từ đó cung cấp cái nhìn tổng quan về sức khỏe tài chính của doanh nghiệp.

SD it Nợ ngắn hạn it

Tỷ số nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu là một chỉ số quan trọng phản ánh quy mô tài chính của doanh nghiệp, giúp so sánh mối quan hệ giữa nợ dài hạn và vốn chủ sở hữu Theo nghiên cứu của Bokpin và Arko (2009), công thức tính tỷ số này được xác định như sau:

Biến độc lập được phân thành ba nhóm chính: nhóm các biến về cấu trúc sở hữu, bao gồm sở hữu nội bộ, sở hữu nhà nước và sở hữu nước ngoài; nhóm các biến về quản trị công ty, như quy mô hội đồng quản trị (HĐQT), tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT, và việc kiêm nhiệm chức vụ CEO và chủ tịch HĐQT; và nhóm các biến kiểm soát, bao gồm lợi nhuận, quy mô công ty, tài sản cố định hữu hình, rủi ro kinh doanh, cơ hội tăng trưởng và tỷ suất cổ tức.

3.3.2.1 Các biến về cấu trúc sở hữu:

Sở hữu nội bộ (IO) được xác định bằng cách chia số cổ phần mà hội đồng quản trị nắm giữ cho tổng số cổ phần thường đang lưu hành (Desender et al., 2008; ệzerhan, 2012; Uwuigbe et al., 2014).

Sở hữu nhà nước (SO) được xác định bằng cách lấy tỷ lệ số cổ phần mà nhà nước nắm giữ so với tổng số cổ phần thường đang lưu hành Các nghiên cứu trước đây đã chỉ ra phương pháp này (Nguyễn và Ramachandran, 2006; Bokpin và Arko, 2009; Li.K et al., 2009; Dzung Nguyen, 2011).

Sở hữu nước ngoài (FO) được xác định bằng cách chia số cổ phần do cổ đông nước ngoài nắm giữ cho tổng số cổ phần thường đang lưu hành.

3.3.2.2 Các biến về quản trị công ty:

Quy mô HĐQT (BSIZE): tính bằng tổng số thành viên HĐQT vào thời điểm cuối năm tài chính (Abor, 2007; Bokpin và Arko, 2009; Sheikh và Wang,

The ratio of independent board members (NED) is calculated by dividing the number of independent board members by the total number of board members, as highlighted in various studies (Anderson et al., 2004; Bokpin and Arko, 2009; Wel et al., 2012; Wellalage & Locke, 2012; Sheikh and Wang, 2012; Uwuigbe et al., 2014).

Tính kiêm nhiệm giữa chức vụ chủ tịch HĐQT và giám đốc điều hành (CEO) được đo lường thông qua một biến giả, trong đó biến này có giá trị 1 nếu CEO đồng thời giữ chức vụ chủ tịch HĐQT, và giá trị 0 nếu không Nghiên cứu của Abor (2007), Bokpin và Arko (2009), Wellalage và Locke (2012), Sheikh và Wang (2012), cùng Uwuigbe et al (2014) đã chỉ ra tầm quan trọng của việc xác định mối quan hệ này trong quản trị doanh nghiệp.

Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA):

Lý thuyết đánh đổi cho rằng các công ty có lợi nhuận nên duy trì đòn bẩy tài chính cao để tận dụng lợi ích từ tấm chắn thuế Ngược lại, lý thuyết trật tự phân hạng chỉ ra rằng khi có nhu cầu về vốn, các công ty thường ưu tiên sử dụng nguồn tài trợ nội bộ thay vì vay vốn từ bên ngoài, dẫn đến việc các công ty có lợi nhuận cao sẽ có nhu cầu vay vốn thấp hơn.

Các nghiên cứu của Kerter (1986), Titman và Wessels (1988), Hasbrouck

(1989), Sheikh và Wang (2010), Fatma (2011) cho thấy tỷ lệ nợ có tương quan âm với thu nhập.

Biến này là một trong những biến kiểm soát của nghiên cứu này Theo Abor

(2007), Bokpin và Arko (2009) lợi nhuận đƣợc tính toán dựa trên công thức sau:

ROA it Lợi nhuận sau thuế it

Quy mô công ty (SIZE):

Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra rằng quy mô công ty ảnh hưởng đến quyết định tài trợ của doanh nghiệp Raijan và Zingales (1995) phát hiện mối tương quan âm giữa quy mô công ty và đòn bẩy tài chính ở các nước phát triển Ngược lại, các nghiên cứu của Huang và Song (2006), Sheikh và Wang (2010) cho thấy mối tương quan dương giữa quy mô công ty và đòn bẩy tài chính ở các nước đang phát triển.

Trong bài nghiên cứu này, biến kiểm soát quy mô công ty đƣợc tác giả đo lường bằng log tổng tài sản (Abor, 2007; Bokpin và Arko, 2009; Sheikh và Wang, 2012)

SIZE it = LOG(Tổng tài sản) it

Tài sản cố định hữu hình (TANG):

Tỷ trọng tài sản cố định có mối quan hệ thuận với tỷ lệ nợ, vì người cho vay thường yêu cầu tài sản thế chấp từ công ty vay Sự hiện diện của nhiều tài sản cố định hữu hình làm tăng khả năng đảm bảo thanh toán nợ Do đó, công ty có tỷ trọng tài sản cố định cao thường có đòn bẩy tài chính lớn hơn Biến này được xem là một trong những biến kiểm soát trong nghiên cứu Theo Abor (2007), Bokpin và Arko (2009), Sheikh và Wang (2012), tỷ lệ tài sản cố định được tính toán bằng công thức nhất định.

Rủi ro kinh doanh (RISK):

Rủi ro kinh doanh được đo lường qua sự biến động của thu nhập, với các công ty có thu nhập không ổn định thường phải đối mặt với chi phí tài chính cao hơn Vì vậy, những doanh nghiệp này thường áp dụng mức đòn bẩy tài chính thấp hơn để giảm thiểu rủi ro Cả lý thuyết đánh đổi và lý thuyết trật tự phân hạng đều khẳng định sự tồn tại của mối quan hệ âm giữa đòn bẩy tài chính và rủi ro kinh doanh.

Phương pháp nghiên cứu

Nghiên cứu của Bokpin và Arko (2009) áp dụng mô hình hồi quy đa biến nhằm phân tích mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và quyết định tài trợ của các công ty niêm yết Kết quả cho thấy rằng cấu trúc sở hữu có ảnh hưởng đáng kể đến các quyết định tài chính, đồng thời quản trị công ty cũng đóng vai trò quan trọng trong việc định hình chiến lược tài trợ Nghiên cứu này cung cấp những hiểu biết sâu sắc về cách thức mà các yếu tố nội bộ ảnh hưởng đến quyết định tài chính của doanh nghiệp.

Mô hình hồi quy tổng quát:

Y it = α0 + β1X1it + β2 X2it + … + βn Xnit + uit (*) Trong đó:

X1it, X2it, , Xnit là các biến độc lập, trong khi β1, β2, , βn là các hệ số hồi quy, và α0 là hệ số chặn Sai số ngẫu nhiên được ký hiệu là uit, với i đại diện cho đơn vị chéo và t cho thời gian Nghiên cứu nhằm kiểm tra mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và quyết định tài trợ, như đã được đề cập bởi Bokpin và Arko (2009) Mô hình hồi quy đa biến được trình bày lại để phân tích sâu hơn về các yếu tố này.

CAP it = α0 + β1OWNSit + β2 GOVit + β3 CONTRLit + uit (**)

CAP là quyết định tài trợ của công ty được đo lường bằng tỷ số nợ

(DR), tỷ số nợ ngắn hạn trên vốn chủ sở hữu (SD), tỷ số nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu (LD)

OWNS: là cấu trúc sở hữu bao gồm các biến: sở hữu nội bộ (BO), sở hữu nhà nước (SO) và sở hữu nước ngoài (FO)

GOV, hay quản trị công ty, bao gồm các yếu tố quan trọng như quy mô hội đồng quản trị, tỷ lệ thành viên độc lập trong hội đồng, và sự kiêm nhiệm giữa chức vụ chủ tịch hội đồng quản trị và giám đốc.

CONTRL bao gồm các biến kiểm soát quan trọng trong mô hình, như lợi nhuận, quy mô doanh nghiệp, tài sản cố định hữu hình, rủi ro kinh doanh, thuế thu nhập doanh nghiệp, tỷ suất cổ tức và tuổi thọ của doanh nghiệp.

Phương trình (**) được viết cụ thể thành 3 phương trình sau:

DR it = α0 + β1IOit + β2SOit + β3FOit + β4 BSIZEit + β5NEDit + β6COEDit + β7ROAit

+ β8SIZEit + β9TANGit + β10RISKit + β11TAXit + β12DYit + β13AGEit + εi,t (1)

SD it = α0 + β1IOit + β2SOit + β3FOit + β4 BSIZEit + β5NEDit + β6COEDit + β7ROAit + β8SIZEit + β9TANGit + β10RISKit + β11TAXit + β12DYit + β13AGEit + εi,t (2)

LD it = α0 + β1IOit + β2SOit + β3FOit + β4 BSIZEit + β5NEDit + β6COEDit + β7ROAit

DRit: Đòn bẩy tài chính của công ty i vào cuối năm t

SDit: Tỷ lệ nợ ngắn hạn trên vốn chủ sở hữu của công ty i vào cuối năm t

LDit: Tỷ lệ nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu của công ty i vào cuối năm t

IOit: tỷ lệ sở hữu của HĐQT của công ty i vào cuối năm t

SOit: tỷ lệ sở hữu của nhà nước của công ty i vào cuối năm t

FOit: tỷ lệ sở hữu của cổ đông nước ngoài của công ty i vào cuối năm t

BSIZEit: Quy mô HĐQT của công ty i vào cuối năm t

NEDit: tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị độc lập của công ty i vào cuối năm t năm t

COEDit: tính kiêm nhiệm CEO và chủ tịch HĐQT của công ty i vào cuối

ROAit: tỷ suất sinh lợi trên tài sản của công ty i vào cuối năm t

SIZEit: Quy mô công ty của công ty i vào cuối năm t

TANGit: Tỷ lệ tài sản cố định của công ty i vào cuối năm t RISKit: Rủi ro kinh doanh của công ty i trong năm t

TAXit: Thuế TNDN của công ty i trong năm t

DYit: Tỷ suất cổ tức tiền mặt công ty i vào cuối năm t

AGEit: Tuổi của công ty i vào cuối năm t ε i,t : sai số

Bảng 3.1: Bảng tóm tắt cách tính và nguồn lấy dữ liệu các biến trong mô hình nghiên cứu:

Biến Cách tính Nguồn lấy dữ liệu

BCTC của các công ty qua các năm (website: s.cafef.vn)

Vốn chủ sở hữu it

Tỷ trọng số cổ phần thuộc HĐQT trên tổng số cổ phần đang lưu hành

BCB, BCTN của các công ty qua các năm (website: s.cafef.vn, www.hnx.vn)

Tỷ trọng số cổ phần thuộc sở hữu nhà nước trên tổng số cổ phần đang lưu hành

Tỷ trọng số cổ phần thuộc cổ đông nước ngoài trên tổng số cổ phần đang lưu hành

BSIZE it Tổng số thành viên HĐQT

BCTN của các công ty qua các năm (website: s.cafef.vn, www.hnx.vn)

Tỷ trọng số thành viên HĐQT độc lập trên tổng số thành viên HĐQT

Có giá trị là 1 nếu CEO kiêm chủ tịch HĐQT, ngƣợc lại có giá trị là 0

Lợi nhuận sau thuế it

SIZE it Log(Tổng tài sản) it

Tài sản cố định hữu hình it

RISK it STDEVP (ROAi(t-2), ROAi(t-1), ROAit)

Cổ tức tiền mặt mỗi cổ phần it

Giá trị thị trường mỗi cổ phần it

NQ ĐHCĐ thường niên và lịch sử giá chứng khoán của các công ty qua các năm (website: s.cafef.vn,

AGE it Năm hiện tại it – Năm thành lập it +1 BCB của các công ty

3.4.2 Phương pháp kiểm định mô hình:

Dựa trên nghiên cứu của Bokpin và Arko (2009), Li.K et al (2009), Ezeoha và Okafor (2010), Sheikh và Wang (2012), tác giả áp dụng dữ liệu bảng (panel data) để thực hiện hồi quy theo ba mô hình: Pooled OLS, Random Effect Model và Fixed Effect Model Dữ liệu bảng mang lại lợi thế trong việc nghiên cứu sự khác biệt giữa các đơn vị chéo, cung cấp nhiều thông tin hơn và tăng cường số lượng quan sát của mẫu, từ đó giảm thiểu các hạn chế của mô hình OLS do thiếu sót biến.

Tác giả kiểm định theo tiến trình sau:

Bƣ ớc 1: Thống kê mô tả

Dữ liệu phản ánh tình hình của các công ty có thể được mô tả qua các đặc trưng như giá trị trung bình, giá trị trung vị, giá trị lớn nhất, giá trị nhỏ nhất và độ lệch chuẩn Những thông số này cung cấp cái nhìn tổng quát về hiệu suất và sự biến động của các công ty, giúp đánh giá tình hình tài chính và hoạt động kinh doanh một cách chính xác.

Bư ớc 2: Phân tích tương quan

Phân tích tương quan giúp chúng ta hiểu rõ mối quan hệ giữa các biến trong mô hình, bao gồm việc kiểm tra mối tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc, cũng như mối quan hệ giữa các biến phụ thuộc với nhau.

Bƣ ớ c 3: Ƣớc lƣợng các hệ số hồi quy theo 3 mô hình: Pooled OLS, FEM,

Nhược điểm của OLS là khả năng tạo ra các ước lượng sai do vi phạm giả thuyết của mô hình OLS có thể nhận diện sai do tự tương quan, ràng buộc quá chặt về các đơn vị chéo, hiện tượng đa cộng tuyến hoặc phương sai thay đổi Do đó, việc kiểm tra các giả thuyết của mô hình OLS là cần thiết, trong đó kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến là một bước quan trọng.

Mô hình cổ điển giả định không có hiện tượng đa cộng tuyến, nghĩa là các biến giải thích phải không tương quan và mỗi biến chứa thông tin riêng về biến phụ thuộc Để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến, cần tính hệ số tương quan giữa các biến; nếu hệ số này lớn hơn 0,8, có nguy cơ xảy ra đa cộng tuyến Trong trường hợp này, cần thực hiện hồi quy phụ cho các biến độc lập nghi ngờ và sử dụng R² của hồi quy phụ để tính chỉ số VIF.

Nếu VIP > 10 thì có hiện tƣợng đa cộng tuyến.

Nếu VIP < 10 thì không có hiện tương đa cộng tuyến. o Kiểm tra hiện tượng tự tương quan:

Tự tương quan là mối quan hệ giữa các thành phần trong chuỗi quan sát được sắp xếp theo thời gian hoặc không gian Mô hình OLS giả định không có hiện tượng tự tương quan, tức là không tồn tại mối tương quan giữa các sai số Ui.

Sai số của quan sát này không bị ảnh hưởng bởi sai số của quan sát khác (Uj) = 0 với i ≠ j Kiểm định tự tương quan được thực hiện để xác định mối quan hệ giữa các sai số này.

Nếu 1 < d < 3 thì kết luận mô hình không có tự tương quan

Nếu 0 < d χ²(p), giả thuyết Ho sẽ bị bác bỏ, cho thấy có tự tương quan ở ít nhất một bậc, ngược lại, chúng ta chấp nhận giả thuyết Ho, nghĩa là mô hình không có hiện tượng tự tương quan.

Mô hình OLS dựa trên giả định rằng phương sai của các yếu tố ngẫu nhiên Ui là hằng số δ2 Tuy nhiên, nếu có phương sai thay đổi và vẫn sử dụng OLS, các kết luận từ kiểm định có thể bị sai lệch Để kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi, ta sử dụng kiểm định White với giả thuyết được đặt ra.

Ho: Phương sai của sai số ngẫu nhiên của mô hình không đổi

Nếu p value > 0.05, chấp nhận giả thuyết Ho, kết luận không có phương sai thay đổi.

Nếu p value < 0.05, bác bỏ giả thuyết Ho, kết luận có phương sai thay đổi.

Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) khác biệt với mô hình ảnh hưởng cố định (FEM) ở chỗ sự biến động của các thực thể trong REM được coi là ngẫu nhiên và không liên quan đến các biến giải thích Khi sự khác biệt giữa các thực thể ảnh hưởng đến biến phụ thuộc, REM sẽ là lựa chọn phù hợp hơn FEM Trong REM, phần dư của mỗi thực thể, không tương quan với biến giải thích, được xem như một biến giải thích mới.

Hay Yit = C+ βXit + wit , với wit = εi+ uit

Trong bài viết này, chúng ta sẽ thảo luận về hai loại sai số quan trọng: εi, đại diện cho sai số thành phần của các đối tượng khác nhau (sai số ngẫu nhiên), và wit, thể hiện sai số thành phần kết hợp của các đặc điểm riêng theo từng đối tượng và theo thời gian.

Mô hình ảnh hưởng cố định (FEM):

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Phân tích thống kê mô tả

Dựa trên dữ liệu thống kê của 96 công ty phi tài chính niêm yết trên sàn HOSE từ năm 2008 đến 2013, nghiên cứu đã thu thập được 576 quan sát để phân tích Kết quả thống kê mô tả bao gồm các giá trị trung bình, giá trị trung vị, giá trị lớn nhất, giá trị nhỏ nhất và độ lệch chuẩn, được trình bày chi tiết trong Bảng 4.1.

Bảng 4.1: Thống kê mô tả

Giá trị nhỏ nhất Độ lệch chuẩn

Dựa trên số liệu thu thập từ các báo cáo tài chính và phân tích bằng phần mềm Eviews 6.0, độ lệch chuẩn của các biến cho thấy sự sai lệch của dữ liệu thực tế so với giá trị trung bình là rất nhỏ Cụ thể, biến rủi ro kinh doanh có độ lệch chuẩn thấp nhất là 0.034576, trong khi biến tuổi doanh nghiệp có độ lệch chuẩn cao nhất là 16.39326.

Quyết định tài trợ trong mô hình hồi quy được đo lường qua ba biến: tỷ số nợ (DR), tỷ số nợ ngắn hạn trên vốn chủ sở hữu (SD) và tỷ số nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu (LD) Tỷ số nợ (DR) có giá trị trung bình là 0.292168, với giá trị nhỏ nhất là 0 và lớn nhất là 0.758084 Tỷ số nợ ngắn hạn trên vốn chủ sở hữu (SD) có giá trị trung bình là 0.626693, với giá trị nhỏ nhất là 0 và lớn nhất là 7.845736 Tỷ số nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu (LD) có giá trị trung bình là 0.305194, với giá trị nhỏ nhất là 0 và lớn nhất là 4.361219.

Trong nghiên cứu về cấu trúc sở hữu, sở hữu nhà nước có giá trị trung bình cao nhất là 0.247471, với tỷ lệ nắm giữ cao nhất đạt 0.7969 và thấp nhất là 0 Ngược lại, sở hữu nội bộ có giá trị trung bình thấp nhất là 0.119676, với biến thiên từ 0 đến 0.8302 Đối với sở hữu nước ngoài của các công ty niêm yết trên sàn HOSE trong giai đoạn 2008-2013, giá trị trung bình là 0.167494, với giá trị cao nhất là 0.49 và thấp nhất là 0 Tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài tuân thủ quy định tại khoản 1 điều 2 của Quyết định số 55/2009/QĐ-TTg, cho phép nhà đầu tư nước ngoài nắm giữ tối đa 49% tổng số cổ phiếu của công ty cổ phần đại chúng trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

Quản trị công ty được đánh giá qua các đặc điểm của Hội đồng Quản trị (HĐQT), bao gồm số lượng thành viên, tỷ lệ thành viên độc lập, và việc kiêm nhiệm giữa CEO và Chủ tịch HĐQT Khoảng 36.28% mẫu cho thấy CEO và Chủ tịch HĐQT do cùng một người đảm nhiệm Số lượng thành viên HĐQT trung bình là 6, với tối đa là 11 và tối thiểu là 4 Tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành trung bình là 0.335195, với giá trị thấp nhất là 0 và cao nhất là 1.

Theo quyết định 12/2007/QĐ-BTC, số lượng thành viên Hội đồng quản trị (HĐQT) của các công ty niêm yết phải từ 5 đến 11 người, trong đó ít nhất một phần ba là thành viên độc lập không điều hành Tuy nhiên, một số công ty như Công ty Cổ phần Dệt may - Đầu tư - Thương mại Thành Công và Công ty Cổ phần Đầu tư và Sản xuất Việt – Hàn không tuân thủ quy định này Thông tư 121/2012/TT-BTC cũng giữ nguyên quy định về số lượng và cơ cấu thành viên HĐQT Về các biến kiểm soát, biến tuổi doanh nghiệp có độ lệch chuẩn cao nhất là 16.39326 với giá trị trung bình 25.40625 Biến quy mô công ty có giá trị trung bình 12.02761 Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản trung bình là 0.072443, với mức cao nhất 0.500955 và thấp nhất -0.645506 Tỷ lệ tài sản cố định hữu hình trung bình là 0.211258 Rủi ro kinh doanh có giá trị trung bình 0.029984 và tỷ suất thuế TNDN trung bình là 0.1234 Tỷ suất cổ tức trung bình của các công ty trong mẫu là 0.072221.

Mean0.292168 Median0.285851 Maximum0.758084 Minimum0.000000 Std Dev.0.205416 Skewness0.195143 Kurtosis1.994196

Nguồn: số liệu thu thập từ các BCTC, BCTN, BCB của tác giả và tính toán trên phần mềm Eviews 6.0

Hình 4.1: Đồ thị mô tả thống kê biến tỷ số nợ

Mean0.626693 Median0.360542 Maximum7.845736 Minimum0.000000 Std Dev.0.840052 Skewness3.377544 Kurtosis21.52742 Jarque-Bera9333.518 Probability0.000000

Hình 4.2: Đồ thị mô tả thống kê biến tỷ số nợ ngắn hạn trên vốn chủ sở hữu

Sau đây là các đồ thị mô tả thống kê của các biến chính trong bài nghiên cứu:

Hình 4.3: Đồ thị mô tả thống kê biến tỷ số nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu

Hình 4.4: Đồ thị mô tả thống kê biến sở hữu nội bộ

Hình 4.5: Đồ thị mô tả thống kê biến sở hữu nhà nước

Hình 4.6: Đồ thị mô tả thống kê biến sở hữu nước ngoài

Hình 4.7: Đồ thị mô tả thống kê biến quy mô HĐQT

Hình 4.8: Đồ thị mô tả thống kê biến tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập

Hình 4.9: Đồ thị mô tả thống kê biến tính kiêm nhiệm CEO và chủ tịch HĐQT

Phân tích tương quan giữa các biến

Phân tích tương quan cung cấp cái nhìn ban đầu về mối quan hệ giữa các biến trong mô hình nghiên cứu Nó cho thấy cách mà biến này phản ứng khi biến kia thay đổi, với hệ số tương quan phản ánh mức độ liên kết giữa hai biến Giá trị hệ số tương quan dao động từ -1 đến 1, cho phép chúng ta hiểu rõ hơn về sự tương tác giữa các yếu tố Kết quả của phân tích ma trận hệ số tương quan giữa các biến được trình bày trong Bảng 4.2.

Bảng 4.2: Ma trận hệ số tương quan

DR SD LD IO SO FO BSIZE NED CEOD ROA SIZE TANG RISK TAX DY AGE

0.05 0.05 0.42 0.00 0.00 0.43 0.32 0.19 0.43 0.00 0.04 0.14 0.54 0.68 0.79 -Nguồn: số liệu thu thập từ các BCTC, BCTN, BCB của tác giả và tính toán trên phần mềm Eviews 6.0

• Xét mối tương quan giữa các biến phụ thuộc và các biến độc lập:

Tỷ số nợ có mối tương quan tích cực với sở hữu nội bộ, quy mô Hội đồng quản trị (HĐQT), tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT và tính kiêm nhiệm giữa CEO và chủ tịch HĐQT, với các hệ số tương ứng là 0.01, 0.04, 0.07 và 0.04 Ngược lại, tỷ số nợ lại có mối tương quan tiêu cực với sở hữu nước ngoài, với hệ số -0.31.

Tỷ số nợ ngắn hạn trên vốn chủ sở hữu cho thấy mối quan hệ tích cực với sở hữu nội bộ (0.02), tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập (0.08) và tính kiêm nhiệm giữa CEO và chủ tịch HĐQT (0.11) Ngược lại, tỷ số này có mối quan hệ tiêu cực với sở hữu nhà nước (-0.1), sở hữu nước ngoài (-0.16) và quy mô HĐQT (-0.07).

Tỷ số nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu có mối quan hệ tích cực với sở hữu nhà nước, quy mô hội đồng quản trị (HĐQT) và tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập, với hệ số tương quan lần lượt là 0.19, 0.16 và 0.03 Ngược lại, tỷ số này có mối quan hệ tiêu cực với sở hữu nội bộ, sở hữu nước ngoài, cũng như tính kiêm nhiệm của CEO và chủ tịch HĐQT, với hệ số tương quan lần lượt là -0.07, -0.14 và -0.1.

Tỷ suất sinh lợi trên tài sản, thuế TNDN, rủi ro kinh doanh và tỷ suất cổ tức tiền mặt có mối quan hệ ngược chiều với tỷ số nợ cũng như tỷ số nợ ngắn hạn và dài hạn trên vốn chủ sở hữu Ngược lại, quy mô công ty và tỷ lệ tài sản cố định hữu hình lại có mối quan hệ cùng chiều với các tỷ số nợ Đặc biệt, tuổi doanh nghiệp có mối quan hệ ngược chiều với tỷ số nợ và tỷ số nợ ngắn hạn trên vốn chủ sở hữu, trong khi lại có mối quan hệ cùng chiều với tỷ số nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu.

• Xét mối tương quan giữa các biến độc lập:

Hệ số tương quan giữa các biến độc lập chủ yếu thấp, với sở hữu nội bộ có mối tương quan ngược chiều với sở hữu nhà nước và cùng chiều với sở hữu nước ngoài Đặc biệt, mối tương quan cao nhất là giữa sở hữu nhà nước và sở hữu nội bộ, đạt -0.59 Thống kê cũng chỉ ra mối tương quan ngược chiều giữa quy mô Hội đồng quản trị (HĐQT) và tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập.

Nghiên cứu cho thấy mối tương quan giữa các biến kiểm soát là rất nhỏ, trong đó thuế thu nhập doanh nghiệp có mối quan hệ tỷ lệ thuận với tỷ suất sinh lợi trên tài sản và quy mô Đồng thời, tỷ suất cổ tức cũng tỷ lệ thuận với tỷ suất sinh lợi trên tài sản, nhưng lại tỷ lệ nghịch với quy mô và tài sản cố định hữu hình.

Kết quả kiểm định mô hình

DR it = α0 + β1IOit + β2SOit + β3FOit + β4 BSIZEit + β5NEDit + β6COEDit + β7ROAit

SD it = α0 + β1IOit + β2SOit + β3FOit + β4 BSIZEit + β5NEDit + β6COEDit + β7ROAit + β8SIZEit + β9TANGit + β10RISKit + β11TAXit + β12DYit + β13AGEit + εi,t (2)

LD it = α0 + β1IOit + β2SOit + β3FOit + β4 BSIZEit + β5NEDit + β6COEDit + β7ROAit

4.3.1 Kết quả hồi quy theo Pooled OLS:

Các kết quả hồi quy Pooled OLS của 3 biến phụ thuộc DR, SD, LD đƣợc trình bày tại phụ lục 1.

Bảng 4.3: Tóm tắt kết quả hồi quy Pooled OLS

Mô hình (1) Mô hình (2) Mô hình (3)

Ghi chú: * có mức ý nghĩa 10%, ** có mức ý nghĩa 5%, *** có mức ý nghĩa 1%

Nguồn: Tổng hợp từ kết quả tính toán của phần mềm Eview 6.0

Dựa vào bảng 4.3, nhiều hệ số hồi quy của các biến có ý nghĩa thống kê Tuy nhiên, kết quả hồi quy OLS có thể không chính xác và không hiệu quả nếu các giả thuyết của nó bị vi phạm Do đó, trước khi thảo luận về kết quả hồi quy Pooled OLS, tác giả tiến hành kiểm định các giả thuyết của mô hình hồi quy Pooled OLS.

Kiểm định đa cộng tuyến

Kiểm định đa cộng tuyến thông qua thực hiện các mô hình hồi quy phụ và tính hệ số VIF.

Hầu hết các nghiên cứu kinh tế lượng chỉ ra rằng khi hệ số tương quan đạt 0.8 trở lên, nguy cơ xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến là cao Dựa trên bảng 4.2 về ma trận hệ số tương quan, tất cả các cặp biến trong mô hình đều có hệ số tương quan không vượt quá 0.6, với cặp biến sở hữu nội bộ và sở hữu nhà nước có hệ số tương quan lớn nhất là -0.59 Vì vậy, tác giả đã tiến hành kiểm định đa cộng tuyến giữa các cặp biến độc lập Sở hữu nội bộ (IO) và Sở hữu nhà nước (SO) Kết quả hồi quy cho thấy

IO theo SO đƣợc trình bày trong bảng 4.4.

Bảng 4.4: Kết quả hồi quy IO theo SO

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.

S.E of regression 0.132029 Akaike info criterion -1.208122

Sum squared resid 10.00579 Schwarz criterion -1.192997

Log likelihood 349.9393 Hannan-Quinn criter -1.202224

Từ kết quả bảng 4.4, ta có Rq 2

= 0.342762, thế vào công thức tính VIF ta tính đƣợc: VIF = 1.13 < 10 nên ta kết luận không có hiện tƣợng đa cộng tuyến trong các mô hình hồi quy.

Kiểm định tự tương quan:

Tự tương quan là hiện tượng xảy ra khi các biến độc lập trong mô hình hồi quy có sự liên hệ với nhau, dẫn đến việc các hệ số ước lượng của hồi quy OLS không còn hiệu quả Trong nghiên cứu này, tác giả áp dụng kiểm định BG để xác định sự tồn tại của tự tương quan giữa các phần dư Kết quả kiểm định tự tương quan được trình bày chi tiết trong phụ lục 2.

Bảng 4.5: Tóm tắt kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan

Biến phụ thuộc nR 2 Prob Chi 2

Kết quả kiểm định tự tương quan trong bảng 4.5 cho thấy hệ số p-value của cả ba mô hình đều nhỏ hơn 0.05, điều này dẫn đến việc chấp nhận giả thuyết Ho, cho thấy mô hình gặp phải vấn đề tự tương quan.

Kiểm định phương sai thay đổi được thực hiện trong nghiên cứu này thông qua kiểm định White, với giả thuyết được đưa ra là

Ho: Phương sai của sai số ngẫu nhiên của mô hình không đổi

Nếu p value > 0.05, chấp nhận giả thuyết Ho, kết luận không có phương sai thay đổi.

Nếu p value < 0.05, bác bỏ giả thuyết Ho, kết luận có phương sai thay đổi Kết quả kiểm tra phương sai thay đổi xin xem chi tiết tại phụ lục 3.

Bảng 4.6: Tóm tắt kết quả kiểm định phương sai thay đổi

Biến phụ thuộc nR 2 Prob

Kết quả kiểm tra phương sai thay đổi ở bảng 4.6 cho thấy hệ số p value ở cả

3 mô hình đều bé hơn 0.05, chấp nhận giả thuyết Ho, tức là mô hình bị phương sai thay đổi

Kết quả kiểm định các giả thuyết của mô hình OLS cho thấy cả ba mô hình Pooled OLS đều gặp vấn đề về tự tương quan và phương sai thay đổi, khiến cho việc sử dụng phương pháp này không còn phù hợp do kết quả ước lượng không chính xác và không hiệu quả Khi hồi quy bằng Pooled OLS, ta giả định rằng cả tung độ góc và hệ số góc không thay đổi theo thời gian và từng công ty, điều này có thể dẫn đến sai lệch trong việc xác định mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập Vì vậy, tác giả đã chọn sử dụng các phương pháp ảnh hưởng cố định (FEM) và ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) để hồi quy dữ liệu bảng, nhằm khắc phục vấn đề tự tương quan và phương sai thay đổi Trong phần 4.3.2, tác giả sẽ thực hiện hồi quy theo phương pháp REM và FEM, đồng thời lựa chọn phương pháp phù hợp nhất.

4.3.2 Kết quả hồi quy theo phương pháp REM và FEM: lục 4.

Kết quả hồi quy theo phương pháp REM được trình bày chi tiết tại phụ

Bảng 4.7: Tóm tắt kết quả hồi quy theo REM

Ghi chú: * có mức ý nghĩa 10%, ** có mức ý nghĩa 5%, *** có mức ý nghĩa

1% Nguồn: Tổng hợp từ kết quả tính toán của phần mềm Eview 6.0

Phương pháp REM giả định rằng các đặc điểm riêng của thực thể là ngẫu nhiên và không liên quan đến các biến giải thích, dẫn đến việc các phần dư được coi là biến giải thích mới Tuy nhiên, kết quả hồi quy từ REM không cho thấy sự cải thiện đáng kể so với phương pháp Pooled OLS Số lượng hệ số có ý nghĩa thống kê trong ba mô hình giảm rõ rệt, cùng với hệ số R² cũng giảm mạnh, cho thấy khả năng giải thích của REM kém hơn OLS Cụ thể, R² trong Pooled OLS lần lượt là 0.452953, 0.242209, 0.398189, trong khi ở REM chỉ còn 0.296239, 0.175678, và 0.149474.

Kết quả hồi quy theo phương pháp FEM được trình bày chi tiết tại phụ

Bảng 4.8: Tóm tắt kết quả hồi quy theo FEM

Ghi chú: * có mức ý nghĩa 10%, ** có mức ý nghĩa 5%, *** có mức ý nghĩa 1%

Mô hình FEM giả định rằng mỗi thực thể có những đặc điểm riêng biệt không thay đổi theo thời gian, ảnh hưởng đến các biến độc lập Phương pháp này giúp tách biệt ảnh hưởng của các đặc điểm đó khỏi các biến giải thích, từ đó ước lượng chính xác hơn tác động của các biến giải thích lên biến phụ thuộc Kết quả hồi quy từ FEM cho thấy sự cải thiện đáng kể, với sự thay đổi trong dấu hiệu của các hệ số hồi quy và mức ý nghĩa thống kê tăng lên Cụ thể, trong ba mô hình, số lượng hệ số tương quan có ý nghĩa thống kê lần lượt là 7, 5 và 7, cao hơn so với phương pháp REM Hệ số R² cũng được cải thiện rõ rệt, từ 0.452953, 0.242209, 0.398189 trong OLS và 0.296239, 0.175678, 0.149474 trong REM, lên 0.870526, 0.834208, 0.835523 trong FEM, cho thấy khả năng giải thích tốt hơn của mô hình này Cuối cùng, hệ số Durbin-Watson cũng cải thiện, tiến gần đến giá trị 2, cho thấy hiện tượng tự tương quan đã được khắc phục.

Kiểm định sự phù hợp của mô hình REM và FEM

Tác giả tiến hành kiểm định sự phù hợp của mô hình REM và FEM bẳng kiểm định Hausman với giả thuyết sau:

Ho: Ƣớc lƣợng của REM và FEM không khác nhau

Nếu P-value > 0.05: chấp nhận Ho (chọn mô hình

REM) Nếu P-value < 0.05: bác bỏ Ho (chọn mô hình

FEM) Kết quả kiểm định Hausman xem chi tiết tại phụ lục 6 Bảng 4.9: Tóm tắt kết quả kiểm định

Biến phụ thuộc Chi 2 Prob

Kết quả kiểm định Hausman cho thấy P-value nhỏ hơn 0.05, dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết Ho Do đó, có sự khác biệt giữa mô hình FEM và REM, và lựa chọn mô hình FEM là phù hợp.

Dựa trên dữ liệu từ 96 công ty niêm yết trên sàn HOSE, mô hình FEM cung cấp ước lượng chính xác hơn về ảnh hưởng của cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và các đặc điểm riêng của doanh nghiệp đối với quyết định tài trợ Vì vậy, tác giả sẽ tiếp tục thảo luận về kết quả nghiên cứu dựa trên mô hình FEM trong phần tiếp theo.

Thảo luận các kết quả nghiên cứu

Trong phần này, tác giả sẽ trình bày và thảo luận về kết quả của mô hình hồi quy theo phương pháp ảnh hưởng cố định (FEM), với các thông tin chi tiết được thể hiện trong bảng 4.8.

Nghiên cứu cho thấy sở hữu nước ngoài ảnh hưởng tiêu cực đến tỷ số nợ, tỷ số nợ ngắn hạn trên vốn chủ sở hữu và tỷ số nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu, với hệ số tương quan lần lượt là -0.179126, -0.696899 và -0.101414, trong đó hai hệ số đầu tiên có mức ý nghĩa 1% Điều này chỉ ra rằng tỷ lệ cổ phần do nhà đầu tư nước ngoài nắm giữ càng cao thì tỷ số nợ và tỷ số nợ ngắn hạn trên vốn chủ sở hữu càng thấp Kết quả này phù hợp với giả thuyết 3 và nghiên cứu của Ezeoha và Okafor (2010), Gurunlu và Gursoy (2010), nhưng trái ngược với nghiên cứu của Bokpin và Arko (2009) Sự hiện diện của cổ đông nước ngoài cải thiện quản trị doanh nghiệp, giảm vấn đề đại diện, nhờ vào nguồn lực tài chính, công nghệ và kinh nghiệm vượt trội Hơn nữa, sự giám sát từ cổ đông nước ngoài gia tăng tính minh bạch và chất lượng quản trị, nâng cao năng lực cạnh tranh và hiệu quả hoạt động, giúp doanh nghiệp tự tạo ra và sử dụng nguồn vốn nội bộ, từ đó giảm nhu cầu tài trợ bên ngoài Các nhà đầu tư nước ngoài cũng có xu hướng ưu tiên đầu tư vào các công ty có tỷ lệ nợ thấp để giảm thiểu rủi ro tài chính.

Biến sở hữu nhà nước có ảnh hưởng tích cực đến tỷ lệ nợ dài hạn so với vốn chủ sở hữu, với hệ số hồi quy đạt 0.670328 và mức ý nghĩa 10% Kết quả này hỗ trợ giả thuyết 2 và nhất quán với các nghiên cứu trước đây của Dewenter và Malatesta (2001), Li.K và cộng sự.

Nghiên cứu của Nguyễn và Ramachandran (2006), cùng với Dzung Nguyen (2011), chỉ ra rằng các công ty niêm yết tại Việt Nam thường chịu sự kiểm soát của nhà nước thông qua các đại diện trong Hội đồng Quản trị Điều này dẫn đến việc các công ty nhà nước có khả năng tiếp cận vốn vay dễ dàng hơn so với các công ty tư nhân.

Biến sở hữu nội bộ không ảnh hưởng đáng kể đến các chỉ số nợ, với nghiên cứu cho thấy mối quan hệ dương giữa sở hữu nội bộ và tỷ số nợ, cũng như tỷ số nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu Ngược lại, sở hữu nội bộ có mối tương quan âm với tỷ số nợ ngắn hạn trên vốn chủ sở hữu, nhưng các hệ số hồi quy này không đạt ý nghĩa thống kê Kết quả này bác bỏ giả thuyết 1 và trái ngược với nhiều lập luận trước đây cho rằng có sự tương quan có ý nghĩa giữa sở hữu nội bộ và HĐQT, như được đề cập bởi Jensen et al.

Nghiên cứu của Brailsfors et al (2002), P.A Mahadwartha (2003), Bokpin và Arko (2009), cùng với Uwuigbe et al (2014) chỉ ra rằng sự khác biệt trong tỷ lệ sở hữu nội bộ tại các công ty niêm yết ở Việt Nam chủ yếu xuất phát từ đặc điểm của các công ty này Cụ thể, tỷ lệ sở hữu nội bộ trung bình chỉ đạt 0.119676, là mức thấp nhất so với các loại hình sở hữu khác Hơn nữa, khoảng 50% số công ty trong mẫu nghiên cứu có sự chi phối lớn từ sở hữu nhà nước và sở hữu nước ngoài, với tỷ lệ cổ phần nắm giữ trên 50% Vì vậy, tác động của sở hữu nội bộ đối với quyết định tài trợ của các công ty này là không đáng kể.

Biến quy mô hội đồng quản trị (HĐQT) có mối tương quan ngược chiều với các tỷ số nợ, bao gồm tỷ số nợ ngắn hạn và tỷ số nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu Cụ thể, hệ số tương quan giữa quy mô HĐQT và tỷ số nợ là -0.013508 với mức ý nghĩa 1%, trong khi đó tỷ số nợ ngắn hạn trên vốn chủ sở hữu có hệ số tương quan là -0.040655 với mức ý nghĩa 10%, và tỷ số nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu là -0.044619 với mức ý nghĩa 5% Kết quả này phù hợp với giả thuyết 4 và các nghiên cứu trước đây của Berger et al (1997), Anderson et al (2004), Asan và Butt (2009), Ganiyu và Abiodun (2012), Uwuigbe et al (2014), nhưng lại trái ngược với nghiên cứu của Jensen (1986), Wen et al (2002), và Abor.

Nghiên cứu của Bokpin và Arko (2007, 2009) chỉ ra rằng quy mô Hội đồng quản trị (HĐQT) lớn hơn có thể tạo áp lực lên các nhà quản lý để duy trì mức độ đòn bẩy tài chính thấp hơn, từ đó nâng cao hiệu quả hoạt động của công ty Các doanh nghiệp với HĐQT có quy mô lớn thường có xu hướng sử dụng tỷ lệ nợ thấp hơn.

Tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị (HĐQT) độc lập có mối quan hệ nghịch với tỷ số nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu, với hệ số tương quan -0.206061 và mức ý nghĩa 10% Điều này có nghĩa là khi tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập tăng lên, tỷ số nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu sẽ giảm xuống Kết quả này phù hợp với giả thuyết 5 và các nghiên cứu trước đây của Anderson et al (2004), Wel et al (2012), và Wellalage & Locke.

Các công ty niêm yết tại Việt Nam đang có xu hướng tăng tỷ lệ thành viên Hội đồng Quản trị (HĐQT) độc lập, những người thường có trình độ cao và không có mối quan hệ lợi ích với công ty, từ đó nâng cao khả năng giám sát Trong bối cảnh hiện nay, các thành viên HĐQT độc lập không chỉ ảnh hưởng đến quản trị doanh nghiệp mà còn tác động đáng kể đến quyết định tài trợ Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập cao giúp tăng cường khả năng giám sát đối với các khoản vay, dẫn đến việc hạn chế tài trợ nợ từ bên ngoài.

Biến tính kiêm nhiệm CEO và chủ tịch HĐQT có tác động cùng chiều đến tỷ số nợ và tỷ lệ nợ ngắn hạn trên vốn chủ sở hữu, nhưng lại có tác động ngược chiều với tỷ số nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu Tuy nhiên, các hệ số hồi quy này không có ý nghĩa thống kê, cho thấy rằng kiêm nhiệm vị trí lãnh đạo không ảnh hưởng đáng kể đến cấu trúc tài trợ của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam Kết quả này bác bỏ giả thuyết 6 và phù hợp với nghiên cứu của Bokpin và Arko (2009), cũng như Sheikh và Wang (2010).

Tác động của các biến kiểm soát như tỷ suất sinh lợi trên tài sản, quy mô công ty, tài sản cố định hữu hình và tuổi thọ của doanh nghiệp đến quyết định tài trợ là rất quan trọng và có ý nghĩa thống kê.

Tỷ suất sinh lợi trên tài sản có mối quan hệ ngược chiều mạnh mẽ với tỷ số nợ, tỷ số nợ ngắn hạn trên vốn chủ sở hữu và tỷ số nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu, với hệ số tương quan lần lượt là -0.494253, -1.694678 và -0.465763, đạt mức ý nghĩa 1% Kết quả nghiên cứu này phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Kerter.

Tỷ suất sinh lợi trên tài sản, được đo lường bằng lợi nhuận trước thuế và lãi vay trên tổng tài sản, là một chỉ số quan trọng để đánh giá hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Nghiên cứu của các tác giả như Titman và Wessels (1988), Hasbrouck (1989), Huang và Song (2006), cùng Sheikh và Wang (2010) cho thấy rằng tỷ suất sinh lợi cao phản ánh sự thành công trong hoạt động kinh doanh Khi doanh nghiệp đạt được lợi nhuận cao, họ có khả năng tự tài trợ cho các hoạt động mà không cần dựa vào vay vốn bên ngoài, dẫn đến việc các doanh nghiệp này thường sở hữu chỉ số nợ thấp.

Quy mô doanh nghiệp có mối tương quan tích cực với tỷ số nợ, tỷ số nợ ngắn hạn trên vốn chủ sở hữu và tỷ số nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu, với hệ số tương quan lần lượt là 0.301143, 1.169515 và 0.308749, đạt mức ý nghĩa 1% Nghiên cứu này phù hợp với các kết quả của Huang và Song (2006), Sheikh và Wang (2010) tại các nước đang phát triển Các doanh nghiệp lớn thường có rủi ro phá sản thấp hơn, khả năng tiếp cận thị trường vốn dễ dàng hơn, và chi phí thấp hơn so với các công ty nhỏ.

Do đó, các doanh nghiệp lớn có xu hướng sử dụng nhiều nợ vay hơn.

Tiêu đề	Cấu Trúc Sở Hữu, Quản Trị Công Ty Và Quyết Định Tài Trợ Của Các Công Ty Niêm Yết Tại Việt Nam
Tác giả	Vưu Ngọc Hà
Người hướng dẫn	PGS.TS Trần Thị Thùy Linh
Trường học	Trường Đại Học Kinh Tế Tp. Hồ Chí Minh
Chuyên ngành	Tài Chính – Ngân Hàng
Thể loại	luận văn thạc sĩ kinh tế
Năm xuất bản	2014
Thành phố	Tp. Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	105
Dung lượng	355,98 KB

Cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và quyết định tài trợ của các công ty niêm yết tại

GIỚI THIỆU

Lý do chọn đề tài

Mục tiêu nghiên cứu và câu hỏi nghiên cứu

Đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu

Phương pháp nghiên cứu

Ý nghĩa khoa học và thực tiễn của đề tài

Cấu trúc của đề tài

Các lý thuyết kinh điển về quyết định tài trợ của doanh nghiệp

Các nghiên cứu thực nghiệm trước đây về mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và quyết định tài trợ

Tổng hợp các kết quả nghiên cứu về cấu trúc sở hữu, quản trị công ty và quyết định tài trợ của doanh nghiệp

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Dữ liệu nghiên cứu

Giả thuyết nghiên cứu

Mô tả các biến

Phương pháp nghiên cứu

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Phân tích thống kê mô tả

Phân tích tương quan giữa các biến

Kết quả kiểm định mô hình

Thảo luận các kết quả nghiên cứu

Quy mô HĐQT và quyết định tài trợ

Hƣớng nghiên cứu tiếp theo