K t qu h i quy đ c s d ng đ ki m tra hi n t ng đa c ng tuy n. Vì n u có đa c ng tuy n có th gây ra sai tín hi u hay h s tác đ ng không đáng tin c y c a mô hình c l ng. Ph ng pháp nhân t phóng đ i ph ng sai VIF đ c s d ng đ ki m tra m i t ng quan qua l i gi a các bi n tác đ ng, n u nh VIF >10 là x y ra hi n t ng đa c ng tuy n nghiêm tr ng, ng c l i n u VIF < 10 là hi n t ng đa c ng tuy n không nghiêm tr ng. Trong tr ng h p này, k t qu t b ng 4.18 cho th y bi n DR và SHDEBT có VIF > 10, v y các bi n này có x y ra hi n t ng đa c ng tuy n nghiêm tr ng trong mô hình. kh c ph c đa c ng tuy n, vi c lo i bi n đ c th c hi n. B ng 4.18: K t qu VIF mô hình 2 Bi n VIF 1/VIF DR 22.05 0.045359 SHDEBT 19.26 0.051929 BANK 4.02 0.248556 TDEBT 2.42 0.412824 SIZE 2.02 0.49536
PROF 1.79 0.557828 CONCENT 1.47 0.681406 Q 1.38 0.723257 MNG 1.15 0.871051 DP 1.05 0.953958 VIF trung bình 5.66
Bi n DR đ c lo i b do có VIF = 22.05 > 10. Phân tích h i quy Pooled regression và ki m tra đa c ng tuy n đ c th c hi n l i. K t qu sau khi lo i bi n DR đ c trình bày trong b ng 4.19 và 4.20. K t qu ch ra r ng t t c các VIF < 10, đa c ng tuy n không nghiêm tr ng, có th b qua. H s R bình ph ng đ t 0.2961.
Do bi n SHDEBT c ng có VIF > 10 (VIF = 19.26). Vi c lo i bi n đ c th c hi n l i v i SHDEBT đ so sánh R bình ph ng trong hai tr ng h p lo i bi n, t đó ch n bi n c n lo i b chính xác. Sau khi bi n SHDEBT đ c lo i b , phân tích h i quy Pooled regression và ki m tra đa c ng tuy n đ c th c hi n l i. K t qu sau khi lo i bi n SHDEBT đ c trình bày trong b ng 4.21 và 4.22. K t qu cho th y t t c các VIF < 10, đa c ng tuy n không nghiêm tr ng, có th b qua. H s R bình ph ng trong tr ng h p này đ t 0.3037. Tr ng h p này có h s R bình ph ng l n h n tr ng h p lo i bi n DR (0.2961), do đó bi n SHDEBT s b lo i b , bi n DR s đ c gi l i. K t qu h i quy Pooled regression sau khi lo i bi n SHDEBT s đ c dùng so sánh v i mô hình FEM, REM đ ch n ra mô hình phù h p nh t.
B ng 4.19: K t qu h i quy Pooled regression mô hình 2 sau khi lo i bi n DR
B ng 4.20: K t qu VIF mô hình 2 sau khi lo i bi n DR
Bi n VIF 1/VIF SHDEBT 4.23 0.236609 BANK 3.94 0.253766 SIZE 2.02 0.495976 TDEBT 1.87 0.533686 PROF 1.77 0.565862 CONCENT 1.38 0.723425 Q 1.37 0.731519 MNG 1.12 0.893496 DP 1.05 0.955065 VIF trung bình 2.08
B ng 4.21: K t qu h i quy Pooled regression mô hình 2 sau khi lo i bi n SHDEBT
B ng 4.22: K t qu VIF mô hình 2 sau khi lo i bi n SHDEBT
Bi n VIF 1/VIF DR 4.84 0.206673 BANK 3.8 0.263493 TDEBT 2.14 0.468244 SIZE 2.01 0.496412 PROF 1.77 0.564395 CONCENT 1.45 0.689028 Q 1.36 0.732649 MNG 1.14 0.877826 DP 1.05 0.954455 VIF trung bình 2.17
4.3.2.2. H i quy Fixed Effect Model (FEM)
Phân tích h i quy d li u b ng đ c ti n hành b ng mô hình nh h ng c đnh FEM, k t qu th hi n trong b ng 4.23. K t qu h i quy FEM s đ c dùng đ so sánh v i mô hình Pooled regression, REM đ ch n ra mô hình phù h p nh t. B ng 4.23: K t qu h i quy FEM mô hình 2
4.3.2.3. H i quy Random Effect Model (REM)
Phân tích h i quy d li u b ng đ c ti n hành b ng mô hình nh h ng ng u nhiên REM, k t qu th hi n trong b ng 4.24. K t qu h i quy REM s đ c dùng đ so sánh v i mô hình Pooled regression, FEM đ ch n ra mô hình phù h p nh t.
B ng 4.24: K t qu h i quy REM mô hình 2
4.3.2.4. So sánh và l a ch n mô hình phù h p nh t
So sánh gi a Pooled regression và FEM
so sánh m c đ phù h p gi a hai mô hình Pooled regression và FEM, ph ng pháp ki m đ nh Likelihood ratio test đ c s d ng v i gi thuy t là:
H0 : Pooled regression t t h n FEM
K t qu c a Likelihood ratio test n m dòng cu i cùng c a k t qu h i quy FEM và đ c trình bày b ng 4.25.
B ng 4.25: K t qu ki m đ nh Likelihood ratio test mô hình 2
K t qu cho th y p-value = 0.0000 < (0.05) nên bác b gi thi t H0, do đó s d ng FEM t t h n Pooled regression.
So sánh gi a Pooled regression và REM
so sánh m c đ phù h p gi a hai mô hình Pooled regression và REM, ph ng pháp ki m đ nh Breuch and Pagan test đ c s d ng v i gi thuy t là:
H0 : Pooled regression t t h n REM
K t qu c a Breuch and Pagan test đ c trình bày b ng 4.26. B ng 4.26: K t qu ki m đ nh Breuch Pagan Test mô hình 2
Breuch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects acdii[cty,t] = Xb + u[cty] + e[cty,t]
Estimated results: Var Sd = sqrt(Var) ACDII 0.0217682 0.1475405 e 0.0074506 0.0863169 u 0.0078345 0.0885129 Test: Var(u) =0 Chi2(1) = 97.55 Prob > chi2 = 0.0000
K t qu ch ra r ng p-value = 0.0000 < (0.05) nên bác b gi thi t H0, do đó s d ng REM t t h n Pooled regression.
So sánh gi a REM và FEM
so sánh m c đ phù h p gi a hai mô hình REM và FEM, ph ng pháp
ki m đ nh Hausman test đ c s d ng v i gi thuy t là:
H0 : REM t t h n FEM
K t qu c a Hausman test đ c trình bày b ng 4.27.
K t qu cho th y r ng p-value = 0.0000 < (0.05) nên bác b gi thi t H0, do đó s d ng FEM t t h n REM.
K t lu n: Thông qua k t qu ba s so sánh trên, mô hình FEM là phù h p nh t. Do
đó mô hình FEM đ c ch n.
B ng 4.27: K t qu ki m đ nh Hausman Test mô hình 2
4.3.2.5. Ki m đnh t t ng quan, ph ng sai thay đ i trên mô hình FEM
Sau khi đã ch n l a đ c mô hình phù h p nh t – FEM, các ki m đnh t t ng quan, ph ng sai thay đ i đ c th c hi n đ các c l ng t mô hình FEM đáng tin c y và hi u qu h n.
Ki m đnh t t ng quan
ki m đnh t t ng quan mô hình FEM, ph ng pháp ki m đnh Wooldridge test đ c s d ng v i gi thuy t là:
H0 : không có t t ng quan b c 1
B ng 4.28: K t qu ki m đ nh t t ng quan trên FEM mô hình 2 Wooldridge test for autocorrelation in panel data Wooldridge test for autocorrelation in panel data
Ho: no first order autocorrelation F(1, 49) = 11.633
Prob > F = 0.0013
K t qu cho th y r ng p-value = 0.0013 < (0.05) nên bác b gi thi t H0, có t t ng quan b c nh t. Tuy nhiên, v i chi u th i gian ít (5 n m), ki m đnh cho k t qu có th không tin c y.
Ki m đ nh ph ng sai thay đ i
ki m đnh ph ng sai thay đ i mô hình FEM, ph ng pháp ki m đnh Modified wald test đ c s d ng v i gi thuy t là:
H0 : không có ph ng sai thay đ i
K t qu ki m đnh ph ng sai thay đ iđ c trình bày b ng 4.29. B ng 4.29: K t qu ki m đ nh ph ng sai thay đ i trên FEM mô hình 2
Modified wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
Ho: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i Chi2 (50) = 1.3e+06
Prob >chi2 = 0.0000
K t qu cho th y r ng p-value = 0.0000 < (0.05) nên bác b gi thi t H0, có ph ng sai thay đ i. Do đó c n ph i kh c ph c hi n t ng ph ng sai thay đ i trên mô hình FEM.
Kh c ph c ph ng sai thay đ i
Kh c ph c hi n t ng ph ng sai thay đ i trên mô hình FEM đ c th c hi n b ng cách h i quy GLS trên panel data v i l nh xtgls trên Stata 11. K t qu đ c trình bày trong b ng 4.30.
K t qu kh c ph c ph ng sai thay đ i cho th y các bi n quan tr ng đ u có ý ngh a th ng kê. Nh v y, c l ng mô hình FEM b ng h i quy GLS đáng tin c y và hi u qu .
B ng 4.30: Kh c ph c ph ng sai thay đ i trên FEM mô hình 2
4.3.2.6. Th o lu n k t qu c l ng t mô hình FEM mô hình 2
K t qu t mô hình FEM h i quy GLS cho th y t l n (DR), kh n ng sinh l i (PROF), c h i t ng tr ng (Q) có tác đ ng cùng chi u đ n chi phí đ i di n c a n đ c đo b ng tính thanh kho n c a tài s n công ty (ACDII) v i h s t ng ng là 0.143, 0.442, 0.048 ( p < (0.05)). K t qu cho th y m t s gia t ng 1% c a t l n có th khi n cho chi phí đ i di n gia t ng 14,3%; kh n ng sinh l i tác đ ng r t
l n đ n chi phí đ i di n khi gây ra s gia t ng 44,2% ch v i 1% gia t ng c a nó. C
h i t ng tr ng c ng góp ph n làm gia t ng chi phí đ i di n.
Các y u t n ngân hàng (BANK), t ng n (TDEBT) có tác đ ng ng c chi u đ n chi phí đ i di n c a n đ c đo b ng tính thanh kho n c a tài s n công ty (ACDII) v i h s t ng ng là -0.108, -0.214 ( p < (0.05)). M t l n n a n ngân hàng l i th hi n vai trò t i u c a mình khi góp ph n làm gi m đi chi phí đ i di n. Và trong mô hình này, đòn b y c ng phát huy tác d ng làm gi m chi phí đ i di n.
Quy n s h u c a nhà qu n tr (MNG), s t p trung quy n s h u (CONCENT), t l chi tr c t c (DP), quy mô (SIZE) có tác đ ng đ n chi phí đ i di n c a n đ c đo b ng tính thanh kho n c a tài s n công ty (ACDII) nh ng không có ý ngha th ng kê.
CH NG 5: K T LU N VÀ H N CH C A TÀI
5.1. K t lu n
Bài nghiên c u này xem xét tác đ ng c a c u trúc v n lên chi phí đ i di n c a n , đ ng th i c ng nghiên c u xem v i m t s gia t ng v quy n s h u c a nhà qu n tr và s t p trung qu n tr thì li u r ng chi phí đ i di n c a n có đ c gi m đi hay không. C u trúc v n đ c th hi n qua các bi n t l n , n ng n h n, n dài h n; c u trúc quy n s h u đo l ng b ng quy n s h u c a nhà qu n tr và t p trung quy n s h u. Cùng v i c u trúc v n thì nghiên c u c ng xem xét vi c giám sát c a các ngân hàng t i Vi t Nam có hi u qu trong vi c làm gi m đi chi phí đ i di n hay không (xét đ n tác đ ng c a n ngân hàng. Chi phí đ i di n đ c tính toán theo hai mô hình: Ph n tài s n không g n v i tài s n, thi t b c đ nh; và tính thanh kho n c a tài s n công ty. M u đ c ch n đ th c hi n nghiên c u là các công ty phi tài chính niêm y t trên s giao d ch ch ng khoán TP HCM (HOSE) và S giao d ch ch ng khoán Hà N i (HNX), d li u tr i dài n m n m t n m 2008 đ n n m 2012, và th c hi n h i quy Pooled Regression, Fixed Effect Model, Random Effect Model trên b m u đã ch n.. K t qu nghiên c u nh m cung c p cho các nhà đ u t bên ngoài (nh ng đ i t ng cho vay) cái nhìn rõ ràng h n v v n đ chi phí đ i di n c a n , có đ nh h ng và n m b t đ c ph ng th c h n ch lo i chi phí này, gi m thi u r i ro ph i gánh chu, gia t ng s an toàn cho các bên cho vay, gia t ng trách nhi m c a các nhà qu n tr trong vi c đi u hành công ty ho t đ ng có hi u qu .
K t qu th c nghi m b ng h i quy d li u b ng trong giai đo n n m n m t n m 2008 đ n n m 2012 cho th y r ng:
Mô hình 1: Chi phí đ i di n c a n đo b ng ph n tài s n không đ u t vào tài s n, thi t b c đ nh.
Các y u t nh quy n s h u c a nhà qu n tr (MNG), s t p trung qu n tr (CONCENT), n ngân hàng (BANK), t ng n (TDEBT), t l n (DR), kh n ng sinh l i (PROF) là nh ng y u t gi i thích có ý ngh a th ng kê tác đ ng đ n chi phí đ i di n (ACDI). Trong đó thì s t p trung qu n tr (CONCENT), n ngân hàng (BANK), t l n (DR) có tác đ ng ng c chi u lên chi phí đ i di n (ACDI).
Tác đ ng cùng chi u c a quy n s h u c a nhà qu n tr (MNG) đ i v i chi phí đ i di n (ACDI) là phù h p v i th c t t i Vi t Nam. Vi t Nam là m t trong s nh ng n n kinh t m i n i, h th ng lu t pháp ch a ch t ch và ch a hi u qu đ có th b o v l i ích c a các c đông thi u s , lu t công ty d ng nh còn b ng trong vi c giám sát ho t đ ng c a ban qu n tr , do v y ban qu n tr l m d ng đ c quy n đ gia t ng l i ích cá nhân, r i ro chuy n sang cho các ch n gánh là r t cao, khi n cho chi phí đ i di n gia t ng theo s gia t ng c a quy n s h u c a nhà qu n tr . K t qu này trái v i kì v ng v d u đ t ra ban đ u.
Tác đ ng cùng chi u c a t ng n (TDEBT) đ i v i chi phí đ i di n (ACDI) là do t i Vi t Nam, t l n ngân hàng so v i t ng các kho n n còn th p, vi c ti p c n ngu n v n ngân hàng không d dàng cho doanh nghi p, các th t c và quy đ nh khi n doanh nghi p g p khó kh n. T ng các kho n n c a các doanh nghi p t i Vi t Nam đ n t nhi u ngu n khác ngoài n ngân hàng, có th là ph n chi m d ng v n c a nhà cung c p (thông qua vi c mua hàng thi u n ), ho c chi m d ng v n c a ng i mua (ng i mua ng tr c ti n mua hàng), th m chí là đ n t nh ng kho n ph i tr ph i n p cho nhà n c (ch m tr n p thu , b o hi m). TDEBT cho bi t có bao nhiêu ph n tr m tài s n c a doanh nghi p là t đi vay, TDEBT cao hàm ý doanh nghi p s d ng ngu n v n vay nhi u, có th có r i ro cao. Nh ng ch n t nh ng ngu n này không giám sát đ c ho t đ ng c a công ty, do v y có th gánh ch u r i ro chuy n sang t c đông c a công ty, gây ra s gia t ng v chi phí đ i di n c a n . K t qu này trái ng c v i nghiên c u c a Grossman and Hart (1982) và William (1987) và kì v ng ban đ u.
Kh n ng sinh l i (PROF) có tác đ ng cùng chi u v i chi phí đ i di n (ACDI) vì kh n ng sinh l i cao t o ra dòng ti n gia t ng. Các nhà qu n tr có th s d ng dòng ti n này nh đ c quy n riêng c a mình, đ u t các d án m o hi m, gia t ng r i ro cho ch n . Các c đông s s d ng dòng ti n gia t ng này chia c t c, gia t ng tài s n c a mình, đây là m t s chi m h u tài s n đ i v i ch n , làm gia t ng chi phí đ i di n, trái v i kì v ng.
Tác đ ng ng c chi u c a s t p trung qu n tr (CONCENT) lên chi phí đ i di n (ACDI) là hoàn toàn phù h p v i các lý thuy t c a Jensen (1993), Singh and Davidson (2003), Anderson and Reeb (2003), Kusnadi (2003), vì khi s t p trung s h u gia t ng có th d n đ n s h i t c a l i ích c đông bên trong và bên ngoài, mà các c đông bên ngoài v i vai trò là ng i cho vay, luôn mu n chi phí đ i di n c a n đ c gi m đi. Bên c nh đó, khi s t p trung s h u gia t ng, các c đông gia t ng s giám sát, khi n ban qu n tr
