4. NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Thử nghiệm đa biến
Mục đích của thử nghiệm đa biến này là đánh giá những yếu tố ảnh hưởng đến chi phí đại diện, đặc biệt là tác động của đòn bẩy lên chi phí đại diện và liệu mối quan hệ này có ý nghĩa thống kê hay không. Theo lập luận lý thuyết thì mối quan hệ này dự kiến là phủ định.
Với mục đích này, đề tài sử dụng chi phí đại diện (được kí hiệu là CPDT) là biến phụ thuộc và biến độc lập bao gồm : mức độ đòn bẩy (kí hiệu là NO), quy mô doanh nghiệp (kí hiệu là LOS), phần trăm sở hữu của nhà nước (kí hiệu là SHNN), phần trăm sở hữu của ban quản lý ( kí hiệu là SHBQL). Mô hình hồi quy sau được đề xuất cho mục đích này:
CPDT = c + β1*NO + β2*LOS + β3*SHNN + β4*SHBQL
Trong đó c là hệ số chặn, βi là hệ số.
Trước khi chạy hồi quy, chúng ta sẽ xem xét mối tương quan giữa các biến trong mô hình hồi quy. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến được trình bày trong bảng sau:
Bảng 4.1: Ma trận tƣơng quan giữa các biến
CPDT NO LOS SHNN SHBQL CPDT 1 -0.0124429 0.146847 -0.25854 0.019552 NO -0.01244295 1 0.341753 0.1435 -0.03286 LOS 0.146847325 0.3417528 1 0.262679 0.150501 SHNN -0.25854314 0.14350042 0.262679 1 -6.26E-05 SHBQL 0.019552197 -0.0328598 0.150501 -6.26E-05 1
Rõ ràng có một mối tương quan phủ định giữa CPDT và NO với hệ số tương quan là -0.01244. Ngoài ra, CPDT tương quan phủ định với SHNN, tương quan cùng chiều với LOS và SHBQL. Hơn nữa, giá trị tuyệt đối của tất cả các hệ số tương quan đều dưới 0.5, do đó không có bằng chứng có sự đa cộng tuyến giữa các biến. Vì vậy một hồi quy tuyến tính được sử dụng cho thử nghiệm đa biến.
Kết quả của hồi quy được trình bày trong bảng sau:
Bảng 4.2: Tóm tắt mô hình
Model Summary
R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate
0.345 0.119 0.117 0.498
Bảng 4.3:Phân tích Anova
ANOVA (b)
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 49.930 4 12.483 50.375 0.000
Residual 369.210 1490 0.248
Bảng 4.4: Hệ số ƣớc lƣợng Coefficients (a) Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) -0.443 0.072 -6.130 0.000 NO -0.164 0.080 -0.054 -2.058 0.040 LOS 0.275 0.030 0.251 9.310 0.000 SHNN -0.784 0.062 -0.317 -12.545 0.000 SHBQL -0.306 0.377 -0.020 -0.812 0.417
Với kết quả phân tích trên ta thấy, mô hình phân tích chi phí đại diện áp dụng tại Việt Nam cho kết quả R Square chỉ có 0,119 và R Square điều chỉnh chỉ là 0,117. Tức là, chi phí đại diện chỉ được giải thích khoảng 11,9% bởi các nhân tố: tỷ số đòn bẩy, quy mô của công ty, phần trăm sở hữu nhà nước, phần trăm sở hữu ban quản lý. Giá trị này trong mô hình không cao bởi vì biến số phụ thuộc là chi phí hoạt động trên doanh thu chỉ mang tính chất đại diện cho chi phí đại diện chứ không hoàn toàn phản ánh toàn bộ chi phí đại diện của doanh nghiệp. Tuy nhiên, nhìn vào bảng 4.3, ta thấy giá trị thống kê F là cao và giá trị sig.1 rất nhỏ, cho thấy ta sẽ an toàn khi bác bỏ giả thiết Ho cho rằng tất cả các hệ số hồi quy bằng 0 (ngoại trừ hằng số), như vậy mô hình hồi quy đa bội cũng khá phù hợp.
1
Các hệ số hồi quy của mô hình được trình bày trong bảng 4.4. Các hệ số này cho ta thấy mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố đến chi phí đại diện của công ty. Trong các nhân tố này, ta thấy tỷ số nợ, quy mô của công ty và phần trăm sở hữu nhà nước có tác động lớn nhất đến chi phí đại diện tại các công ty ở Việt Nam.
Thông qua mô hình ta thấy quy mô của công ty có quan hệ cùng chiều với chi phí đại diện ( hệ số là 0.275), tức là công ty có quy mô càng lớn thì chi phí đại diện càng cao. Kết quả này cũng phù hợp với lập luận của Jensen (1993) cho rằng ban giám đốc của công ty làm việc kém hiệu quả hơn khi quy mô của nó tăng. Khi quy mô công ty tăng lên đi kèm với việc tăng quy mô của ban quản lý, vì vậy trước những quyết định có tính cấp bách, thì ban giám đốc càng mất đi khả năng định hướng và khả năng ra quyết định. Các giám đốc cũng trở nên ít ngay thẳng hơn khi phê bình người khác vì thế làm cho việc ra quyết định kém hơn.
Bên cạnh đó, kết quả phân tích cũng cho thấy rằng chi phí đại diện có mối quan hệ ngược chiều với phần trăm sở hữu của nhà nước ( hệ số hồi quy là -0,784), tức là phần trăm sở hữu nhà nước càng tăng thì chi phí đại diện càng giảm. Kết quả này mâu thuẫn với lập luận ban đầu là chi phí đại diện ở các công ty nhà nước là nhiều nhất và dễ phát sinh nhất. Điều này có thể giải thích bởi việc thu thập số liệu về tỷ lệ sở hữu nhà nước của các công ty. Số liệu về tỷ lệ sở hữu nhà nước của các công ty chỉ có vào năm mới nhất là 2010.
Một điều quan trọng mà kết quả của mô hình hồi quy đa biến trên đem lại là mối quan hệ ngược chiều giữa tỷ số tổng nợ trên tổng tài sản với chi phí đại diện, ( hệ số hồi quy là -0.164). Điều này hoàn toàn phù hợp với lý thuyết là việc sử dụng đòn bẩy cao hơn có thể làm giảm chi phí đại diện. Như được giải thích ở phần trên, sử dụng nhiều nợ sẽ làm giảm chi phí đại diện thông qua hoạt động giám sát của chủ nợ, mối đe dọa về tính thanh khoản cao sẽ làm cho các nhà quản lý e ngại đánh mất danh tiếng và tiền lương thưởng, từ đó hành động vì mục tiêu của cổ đông hơn, áp lực để tạo ra dòng tiền mặt thanh toán lãi vay và cắt giảm đầu tư quá mức.
Xét về độ tin cậy thì các hệ số tác động của mô hình là quy mô công ty, tỷ lệ nợ và phần trăm sở hữu nhà nước là các biến có độ tin cậy cao (sig của quy mô công ty là 0.00, sig của tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản là 0.04, và sig của biến tỷ lệ sở hữu nhà nước là 0.00)
Tóm lại, mô hình hồi quy bội về những nhân tố ảnh hưởng đến chi phí đại diện tại các công ty ở Việt Nam cho thấy rằng trong các nhân tố đề xuất tác động đến chi phí đại diện thì mức độ đòn bẩy và quy mô công ty là hai nhân tố tác động chủ yếu đến chi phí đại diện tại Việt Nam.