5. Bố cục đề tài
2.3. CÁC GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU
Từ những lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm liên quan đến cấu trúc vốn và giá trị doanh nghiệp đã cung cấp cho chúng ta cơ sở khoa học đáng tin cậy. Trên cơ sở kế thừa những nghiên cứu trƣớc đó, đồng thời có sự điều ch nh để phù hợp hơn, tác giả đƣa ra các giả thuyết nhằm làm rõ mục tiêu nghiên cứu.
2.3.1. Cấu trú vốn vớ b ến đạ ện là tỷ số nợ (D/A)
Nếu cơ cấu vốn có tác động đến giá trị doanh nghiệp thì sẽ tồn tại mối tƣơng quan chặt chẽ. Do vậy, tác giả cho rằng, tỷ lệ nợ của doanh nghiệp có tác động đến giá trị doanh nghiệp.
Ngoài ra, theo nghiên cứu của Abor (2005), Ali và cộng sự (2011), Ahmad và các cộng sự (2012) đã cho thấy rõ tác động cấu trúc đến giá trị doanh nghiệp. Có nghiên cứu thì cho kết quả cấu trúc vốn tác động cùng chiều; có nghiên cứu lại cho kết quả ngƣợc lại. Bên cạnh đó, theo lý thuyết M&M và lý thuyết chi phí đại diện, tại một mức nợ vay đƣợc xác định trƣớc, giá trị doanh nghiệp có tƣơng quan thuận với tỷ lệ nợ vay và làm giảm chi phí đại diện. Khi tỷ lệ nợ vƣợt quá một mức nào đó, giá trị doanh nghiệp có tƣơng quan nghịch với tỷ lệ nợ vì khi đó lợi ích thu đƣợc từ vay nợ tăng thêm nhỏ hơn mức gia tăng của chi phí đại diện.
Tuy nhiên, lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn đặt ra vấn đề tồn tại một cấu trúc vốn tối ƣu mà tại đó giá trị doanh nghiệp đƣợc tối đa hóa, nó đƣợc xác định bởi một sự đánh đổi giữa lợi ích tấm chắn thuế của nợ và các chi phí liên quan đến vay nợ. Mặt khác, các nghiên cứu thực nghiệm của Cheng và cộng sự (2010), Ahmad và Abdullah (2013), Võ Hồng Đức và Võ Tƣờng Luân (2014) cũng đã minh chứng đƣợc điều này. Hay nói cách khác, giữa cấu trúc vốn và giá trị doanh nghiệp có mối quan hệ phi tuyến với nhau.
Từ cơ sở lý thuyết, các bằng chứng thực nghiệm và mục tiêu nghiên cứu, tác giả đƣa ra giả thuyết thứ nhất:
H1: Cấu trúc vốn của doanh nghiệp với biến đại diện là tỷ số nợ (DA) và giá trị doanh nghiệp có mối quan hệ phi tuyến với nhau.
2.3.2. Quy mô o n ng ệp (Size)
Quy mô doanh nghiệp đƣợc xem là yếu tố quan trọng, tác động đến giá trị doanh nghiệp. Penrose (1959) lập luận rằng các công ty có quy mô lớn hơn
có thể tạo ra lợi nhuận nhiều hơn, từ đó gia tăng giá trị doanh nghiệp. Cùng với các kết quả nghiên cứu thực nghiệm của Ahmad và các cộng sự (2012), Asiri và cộng sự (2014) đều cho kết quả nghiên cứu là quy mô doanh nghiệp có tác động tích cực đến giá trị DN. Và theo tác giả đƣa ra giả thuyết 2 là:
H2: Quy mô doanh nghiệp tác động tích cực (+) đến giá trị DN.
2.3.3. Cơ ộ tăng tr ởng o n t u (SG)
Các nghiên cứu trƣớc đây cho rằng tốc độ tăng trƣởng của công ty là yếu tố quyết định quan trọng đến hiệu quả hoạt động công ty. Theo nghiên cứu của Abor (2005), Chang và cộng sự (2009) thì các doanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng càng lớn thường có hiệu quả cao hơn, góp phần làm gia tăng giá trị doanh nghiệp càng nhiều hơn. Chính vì vậy, nhận định của tác giả đƣa đến giả thuyết thứ 3:
H3: Cơ hội tăng trưởng tác động tích cực (+) đến giá trị doanh nghiệp
2.3.4. Tỷ lệ nắm g ữ t ền mặt (CASH)
Việc nắm giữ một lƣợng lớn tiền mặt sẽ giúp doanh nghiệp thực hiện đƣợc những đầu tƣ tốt mà không cần phải huy động từ nguồn tài trợ bên ngoài với chi phí cao. Do đó, doanh nghiệp nắm giữ tiền mặt nhƣ là tấm đệm giữa lợi nhuận giữ lại và nhu cầu đầu tƣ (Saddour, 2006). Hơn nữa, cùng tƣ tƣởng, Fresad (2010) đã dựa trên cách tiếp cận dựa trên áp lực cạnh tranh của các công ty niêm yết của Pháp từ năm 1976 đến năm 2006 và cho thấy các doanh nghiệp có mức dự trữ tiền mặt cao sẽ có giá trị doanh nghiệp cao. Từ đó, tác giả đƣa ra giả thuyết nghiên cứu thứ 4:
H4: Tỷ lệ nắm giữ tiền mặt tác động tích cực (+) đến giá trị doanh nghiệp
2.4. MÔ H NH NGHIÊN CỨU
Sau khi thực hiện xác định các biến theo các công thức đƣợc trình bày ở trên. Tác giả đƣa ra mô hình nghiên cứu để phân tích ảnh hƣởng của cấu
trúc vốn đến giá trị doanh nghiệp các công ty bất động sản niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam.
Trong mô hình mối quan hệ giữa cấu trúc vốn với giá trị doanh nghiệp của Nour (2012), luận văn sử dụng các biến số độc lập tƣơng tự nhƣ nghiên cứu này. Bên cạnh đó luận văn bổ sung thêm biến tỷ lệ nắm giữ tiền mặt vào mô hình để khám phá.
Từ giả thuyết H1, để kiểm định liệu rằng các doanh nghiệp có cấu trúc vốn tối ƣu không, nghiên cứu này tập trung vào phân tích mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và giá trị doanh nghiệp thông qua mô hình phi tuyến hàm bậc hai.
Sau khi điều ch nh mô hình phù hợp với đặc điểm và mục tiêu luận văn, mô hình nghiên cứu mối quan hệ phi tuyến giữa cấu trúc vốn và giá trị doanh nghiệp đƣợc đề xuất trong luân văn nhƣ sau:
Yit = + + + + + + (2.1)
Trong đó:
i: Doanh nghiệp thứ i (i= 1,2….56) t: Thời gian năm thứ t (t=1,2…5)
, , , , : Hệ số hồi quy ( : tung độ góc, , , :hệ số góc ) : sai số
: Giá trị doanh nghiệp đo lƣờng bằng ch số giá trị thị trƣờng-ghi sổ Tobin’s Q và ROE
: tỷ lệ nợ trên tổng tài sản SG: cơ hội tăng trƣởng doanh thu Size: quy mô doanh nghiệp
CASH: tỷ lệ nắm giữ tiền mặt
Mô hình đƣợc tác giả trình bày nhằm mục đích chính là nghiên cứu ảnh hƣởng của cấu trúc vốn lên giá trị doanh nghiệp, các yếu tố còn lại đƣợc xem
nhƣ là các biến kiểm soát để kiểm soát vấn đề sai lệch do thiếu biến.
2.5. PHƯ NG PHÁP NGHIÊN CỨU
Trong luận văn này, phƣơng pháp ƣớc lƣợng đối với dữ liệu bảng đƣợc sử dụng để phân tích các nhân tố ảnh hƣởng đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp bất động sản. Luận văn lựa chọn phƣơng pháp ƣớc lƣợng này bởi vì dữ liệu sử dụng trong luận án này là dữ liệu bảng (panel data). Theo Gujarati (2004) [48], dữ liệu bảng có những ƣu điểm so với dữ liệu chéo và dữ liệu chuỗi thời gian trên các khía cạnh sau đây:
+ Dữ liệu bảng liên hệ đến các cá nhân, các doanh nghiệp, các quốc gia, ... theo thời gian, nên chắc chắn có tính không đồng nhất trong các thực thể (entities) này. Các phƣơng pháp ƣớc lƣợng dựa trên dữ liệu bảng có thể tính đến tính không đồng nhất một cách rõ ràng bằng cách sử dụng các biến chuyên biệt theo thực thể trong mô hình ƣớc lƣợng;
+ Bằng cách kết hợp chuỗi thời gian của các quan sát chéo, dữ liệu bảng cung cấp nhiều thông tin hơn, biến thiên hơn, ít có sự đa cộng tuyến giữa các biến số, bậc tự do cao hơn, và hiệu quả hơn;
+ Bằng cách nghiên cứu các dữ liệu chéo một cách lặp đi lặp lại, dữ liệu bảng thực hiện tốt hơn các nghiên cứu về những thay đổi xảy ra liên tục nhƣ tỷ lệ thất nghiệp, di chuyển lao động;
+ Cho phép kiểm soát sự khác biệt không quan sát đƣợc giữa các thực thể, ví dụ nhƣ khác biệt văn hoá giữa các quốc gia hay sự khác biệt về triết lý kinh doanh giữa các công ty;
+ Cho phép kiểm soát các biến không quan sát đƣợc nhƣng thay đổi theo thời gian (chính sách quốc gia, thỏa thuận quốc tế);
+ Cho phép nghiên cứu các mô hình phức tạp, ví dụ nhƣ tính kinh tế do quy mô hay thay đổi công nghệ.
phi tuyến theo phƣơng pháp bình phƣơng nhỏ nhất tổng quát (Panel OLS) trƣớc. Tuy nhiên, với dữ liệu bảng, mô hình hồi quy ảnh hƣởng cố định (Fixed Effects) và mô hình hồi quy ảnh hƣởng ngẫu nhiên (Random Effects) đƣợc sử dụng. Mục đích sử dụng hai mô hình sau này nhằm tránh sự thiếu sót các nhân tố quan trọng ảnh hƣởng đến giá trị doanh nghiệp và dẫn đến việc đƣa ra kết quả các hệ số hồi quy bị sai lệch.
Từ mẫu dữ liệu sau khi thực hiện hồi quy, sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn giữa 2 mô hình FEM và REM. Thực chất đây là kiểm định liệu sai số duy nhất có tƣơng quan với các biến giải thích hay không với giả định:
H0: Không có tƣơng quan giữa các biến giải thích và thành phần ngẫu nhiên (chọn mô hình REM)
H1: Có tƣơng quan giữa các biến giải thích và thành phần ngẫu nhiên (chọn mô hình FEM)
Nếu kết quả kiểm định này bác bỏ giả thuyết H0 thì sử dụng mô hình tác động cố định FEM. Ngƣợc lại áp dụng mô hình tác động ngẫn nhiên REM. Trong trƣờng hợp nếu mô hình tác động ngẫu nhiên đƣợc lựa chọn, ngƣời ta tiếp tục kiểm tra tính hợp lệ của mô hình tác động ngẫu nhiên bằng cách áp dụng kiểm định nghiệm F_Test. Nếu kết quả thử nghiệm này bác bỏ giả thuyết H0: “Không có tác động ngẫu nhiên” thì mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) đƣợc lựa chọn. Ngƣợc lại, áp dụng mô hình hồi quy OLS thông thƣờng.
KẾT LUẬN CHƯ NG 2
Chƣơng 2 trình bày quy trình nghiên cứu, các phƣơng pháp nghiên cứu đƣợc sử dụng trong luận văn. Luận văn dựa trên mô hình nghiên cứu của các bài báo & luận văn đƣợc đăng trên các tạp chí ở nƣớc ngoài, từ đó tác giả chọn ra các biến thích hợp đƣa vào mô hình nghiên cứu để xem tác động của cấu trúc vốn lên giá trị doanh nghiệp của các công ty bất động sản niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam. Mô hình nghiêu cứu dựa trên biến phụ thuộc đại diện đo lƣờng giá trị doanh nghiệp của các công ty là ROE, Tobins’Q, bốn biến độc lập đại diện bao gồm: D/A - Tổng nợ trên vốn chủ sở hữu; SG- cơ hội tăng trƣởng; Size- Quy mô doanh nghiệp và biến CASH- Tỷ lệ nắm giữ tiền mặt. Sau khi xác định các biến cần đƣa vào mô hình, nghiên cứu này ứng dụng phần mềm Eview để xử lý số liệu và đƣa ra kết quả nghiên cứu tƣơng ứng ở chƣơng 3.
CHƯ NG 3
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.1. MÔ TẢ VÀ KIỂM ĐỊNH DỮ LIỆU TRƯỚC KHI PHÂN TÍCH HỒI QUY
3.1.1. Mô tả dữ liệu
Nhƣ đã trình bày ở trên, để đảm bảo dữ liệu không mất quá nhiều quan sát, với 65 doanh nghiệp bất động sản niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam điều tra có 56 doanh nghiệp sử dụng số liệu giai đoạn 2012-2016. Do đó dữ liệu đƣợc sử dụng để ƣớc lƣợng mô hình tác động của cấu trúc vốn lên giá trị doanh nghiệp các công ty bất động sản niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam là dữ liệu của 56 doanh nghiệp, tổng số quan sát đƣợc sử dụng trong mô hình là 280 quan sát ( 56 DN* 5 thời kì =280).
Dữ liệu nghiên cứu là dữ liệu thứ cấp, đƣợc thu thập từ website vietstock.vn (http://vietstock.vn).
Bảng 3.1. Thống kê mô tả dữ liệu các biến được sử dụng trong mô hình
ROE TOBINSQ DA SG SIZE CASH
Mean 0.0553 0.8221 0.5414 0.0660 14.3561 0.0549 Median 0.0342 0.8100 0.5652 0.1244 14.3183 0.0215 Maximum 0.7767 2.0700 0.9299 0.9856 19.0074 0.5740 Minimum -0.8730 0.2300 0.0110 -0.9529 11.6812 3.64E-06 Std. Dev. 0.1414 0.2236 0.1809 0.4296 1.3875 0.0801 Skewness -0.0187 1.7547 -0.4738 -0.1912 0.4279 2.8444 Kurtosis 14.817 11.4311 2.8138 2.5439 3.1335 13.4188 Jarque-Bera 1629.2 973.00 10.878 4.133 8.752 1644.0 Observations 280 280 280 280 280 280
Ghi chú: Kết quả chạy từ phần mềm Eview. Các biến ROE, TOBIN’S Q đại diện
cho giá trị doanh nghiệp; DA, SIZE, SG, CASH đại diện cho cấu trúc vốn doanh nghiệp, quy mô doanh nghiệp, tăng trưởng doanh thu doanh nghiệp và tỷ lệ nắm giữ tiền mặt tương ứng.
Kết quả thống kê mô tả ở bảng 3.1 cho thấy, hệ số giá thị trƣờng (Tobin’s Q) là 0.82, điều này cho thấy thị trƣờng đánh giá các doanh nghiệp bất động sản Việt Nam thấp hơn giá trị vật chất của doanh nghiệp. Điều đó cho thấy đây là một tín hiệu thị trƣờng cho rằng doanh nghiệp ít có triển vọng phát triển. Hệ số Q = 0.82 < 1, vì vậy doanh nghiệp nên bán bớt tài sản vật chất.
Tỷ suất sinh lợi sau thuế trên vốn chủ sở hữu (ROE) trung bình của ngành là 0.0553, cho biết bình quân 1 đồng vốn chủ sở hữu mà các doanh nghiệp bỏ ra trong một năm đã mang lại cho doanh nghiệp 0.0553 đồng lợi nhuận sau thuế. Nhƣ vậy, khả năng sinh lời của ngành là thấp.
Từ bảng kết quả trên ta cũng nhận thấy rằng, trung bình các doanh nghiệp bất động sản niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam có t lệ nợ trung bình là 54,14%. Có thể nói là duy trì nguồn vốn khoảng 60% là vay nợ và 40% là vốn chủ sở hữu. Trong khi ở Trung Quốc là 30% (Huang & Song, 2004), ở Mỹ là 29% (Frank & Goyal, 2009), các nƣớc đang phát triển 39.10% (Bas, Muradoglu & phylatik,2009). Nhƣ vậy tỷ lệ nợ trên tổng tài sản của ngành bất động sản cao hơn rất nhiều so các nƣớc trên thế giới. Nguyên nhân là do thị trƣờng trái phiếu của Việt Nam chƣa phát triển, hầu hết nguồn vốn của công ty bất động sản đều dựa vào nguồn vốn vay của ngân hàng.
Cơ hội tăng trƣởng doanh thu trung bình của các doanh nghiệp là 6,6%. Tốc độ bán hàng đạt 90% ngay khi mở bán. Trong 65 doanh nghiệp bất động sản niếm yết thì có 20 doanh nghiệp có vốn hóa lớn nhất. Năm 2016, doanh thu của 12 doanh nghiệp trong đó có VIC có doanh thu lớn nhất 14.736,9 tỷ đồng (+133,7% so với cùng kỳ), tiếp sau đó là FLC đặt 1.437,8 tỷ (+120,6%), KDH đặt 569,6 tỷ (+217,2%)…Nhận định nhƣ vậy có thể thấy rằng, hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp bất động sản đã đƣợc cải thiện sau thời gian suy thoái của nền kinh tế nói chung và ngành bất động sản nói riêng.
Hiện tại quy mô thị trƣờng bất động sản Việt Nam vào khoảng 21 tỷ USD, trong khi ở Nhật Bản là 2.678 tỷ USD, Singapore là 241 tỷ USD, Indonesia 189 tỷ USD, Thái Lan 89 tỷ USD, Malaysia 84 tỷ USD, Philippine 48 tỷ USD…(số liệu từ Nomura Research Institude vào 4/2013). Quy mô thị trƣờng bất động sản Việt Nam chƣa phải là lớn so với các nƣớc khác trong khu vực. Điều này hàm ý rằng các doanh nghiệp bất động sản có thể gặp khó khăn trong việc tiếp cận nguồn vốn bên ngoài do quy mô nhỏ.
Hiện tại tổng dƣ nợ bất động sản của Việt Nam vào khoảng 342.000 tỷ đồng (tƣơng đƣơng khoảng 16 tỷ USD), chiếm 8% tổng dƣ nợ của hệ thống ngân hàng. Nguồn tín dụng còn lại cho bất động sản chủ yếu còn lại là huy động từ khu vực dân cƣ, nguồn vốn hỗ trợ ODA, đầu tƣ gián tiếp (FII) và FDI. Nhờ sự ch đạo của Ngân hàng nhà nƣớc, tỷ lệ nợ xấu của các doanh nghiệp bất động sản Việt Nam đã giảm xuống còn 4,06%.
Tuy nhiên, những năm gần đây vốn FDI vào bất động sản sụt giảm mạnh, hiện nay đang có xu hƣớng phục hồi trở lại nhƣng khó có thể bằng với thời hoàng kim (2008). Nguồn vốn cho bất động sản thƣờng phải dùng vốn trung và dài hạn. Tuy nhiên, các ngân hàng lại dùng vốn ngắn hạn (chủ yếu từ vốn gửi tiết kiệm của ngƣời dân) để cho vay trung và dài hạn.
Lãi suất cho vay bất động sản thƣờng rất cao (có thời điểm lên tới 25- 26%/năm) là bởi ngân hàng không ch tính toán lãi suất cho vay mà còn cộng thêm vào đó là chi phí rủi ro. Cuối cùng thì chi phí vốn đó ngƣời tiêu dùng phải gánh chịu, giá bất động sản bị đẩy lên rất cao. Lãi suất vay trung và dài hạn hiện nay ở Việt Nam lại cao hơn lãi suất vay ngắn hạn. Đây cũng là một nghịch lý nữa đang tồn tại trên thị trƣờng vốn bất động sản Việt Nam.
Tỷ lệ nắm giữ tiền mặt trên tổng tài sản của các doanh nghiệp ngành bất động sản nằm từ 0% đến 57,40% với giá trị trung bình bằng 5,49% của các doanh nghiệp Việt Nam thấp hơn các doanh nghiệp trên thế giới, chẳng hạn nhƣ nghiên cứu của Ozkan (2004) cho các công ty tại Anh (9,9%).
Kiểm định Jarque_Bera có giá trị P-value = 0 < 5% của phần lớn các