Cấu trúc sở hữu và tác động của cơ hội tăng trưởng lên đòn bẩy

4. CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.2. Tác động của cơ hội tăng trưởng lên địn bẩy: phân tích hồi quy tĩnh bằng

4.3.1. Cấu trúc sở hữu và tác động của cơ hội tăng trưởng lên đòn bẩy

Trước hết, theo nghiên cứu của Chun Chang, Xin Chen, Guanmin Liao (2014) để kiểm tra tác động của cấu trúc sở hữu lên địn bẩy tài chính tác giả sử dụng tỷ lệ sở hữu của cổ đông lớn nhất làm đại diện. Nhìn chung khi mức độ tập trung vốn thấp thì các cổ đơng lớn thường tìm cách tước đoạt quyền của các cổ đông thiểu số khác và các chủ nợ để phục vụ cho lợi ích cá nhân của họ bằng cách tham gia vào các hoạt động khơng vì lợi ích chung của tồn cơng ty. Và đối với các doanh nghiệp có mức độ tập trung vốn thấp thường dẫn đến quyền cổ đông yếu nên doanh nghiệp có xu hướng vay nợ nhiều hơn do chi phí đại diện của vốn chủ sở hữu cao. Mặt khác, ở mức độ tập trung vốn thấp, mức độ đa dạng trong các cổ đông cao nên doanh nghiệp cũng có xu hướng đầu tư rủi ro cao hơn (có mức lợi nhuận cao hơn), đem lại nhiều rủi ro cho chủ nợ hơn nên các chủ nợ sẽ yêu cầu một lãi suất cao hơn làm giảm nợ vay của doanh nghiệp.

Bảng 4.7 – Kiểm tra tác động của cấu trúc sở hữu lên địn bẩy tài chính

Levi,t = 𝛿0 +𝛿1 + λLevi,t-1 + ξ1GO + ξ2OSi,t-1 + Σs Xi,t-1 ξs + ui,t

, 1 i t Lev  0.2311*** , 1 i t GO  0.0888*** OSi,t-1 -0.0009** , 1 i t ROA  0.1159*** , 1 i t TANG  -0.0060 , 1 NDTSi t -0.0264 SIZEi,t-1 -0.0890*** , 1 MI_Levi t -0.1371*** Constant 1.4859***

Chi2 kiểm định Wald 40.43

P-value kiểm định Wald 0.0000***

Số quan sát 1305

*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 10%, 5%, 1%

Nguồn: Tính toán của tác giả

Kết quả kiểm tra tác động của cấu trúc sở hữu lên địn bẩy tài chính được trình bày trong bảng 4.7. Phù hợp với nghiên cứu của Chun Chang, Xin Chen, Guanmin Liao (2014) và những lập luận trước đó, hệ số của biến OS là -0.0009 và có ý nghĩa ở mức 1% cho thấy mối quan hệ nghịch biến giữa mức độ tập trung sở hữu và địn bẩy tài chính.

Bảng 4.8 trình bày kết quả hồi quy tác động của cơ hội tăng trưởng lên địn bẩy tài chính khi phân các mức độ tập trung sở hữu thành các nhóm khác nhau từ thấp đến cao. Kết quả hồi quy cho thấy cơ hội tăng trưởng tác động lên địn bẩy tài chính mạnh hơn đối với doanh nghiệp có mức độ tập trung vốn thấp hơn. Cụ thể là ở mức độ tập trung vốn thấp, tỷ lệ cổ phiếu nắm giữ bởi cổ đông lớn nhất dưới 25%

thì hệ số của cơ hội tăng trưởng khi dùng biến e-MB làm đại diện là 0.1535 và có ý nghĩa ở mức 1%. Ở mức độ tập trung vốn cao hơn, tỷ lệ cổ phiếu nắm giữ bởi cổ đơng lớn nhất trên 25% thì hệ số của cơ hội tăng trưởng là 0.0511và khơng có ý nghĩa thống kê. Tương tự đối với nhóm có tỷ lệ sở hữu cổ phiếu thấp hơn 50% hệ số của cơ hội tăng trưởng là 0.0705 và có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, còn đối với nhóm có tỷ lệ sở hữu cổ phiếu cao hơn 50% thì hệ số của cơ hội tăng trưởng là 0.0676 và khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả phân tích trên rất phù hợp với thực trạng thị trường vốn tại Việt Nam. Thị trường trái phiếu doanh nghiệp Việt Nam phát triển còn kém xa so với thị trường vốn, thị trường trái phiếu doanh nghiệp có quy mơ rất nhỏ so với thị trường cổ phiếu. Bên cạnh đó, thị trường trái phiếu doanh nghiệp tại Việt Nam hiện giao dịch khá ảm đạm, các doanh nghiệp niêm yết muốn phát hành trái phiếu doanh nghiệp thường phải kèm theo điều kiện chuyển đổi sang cổ phiếu (trái phiếu chuyển đổi) mới có thể hấp dẫn nhà đầu tư. Tuy nhiên, loại trái phiếu này còn tồn tại nhiều hạn chế, như lãi suất tương đối thấp và các điều kiện chuyển đổi khơng phải lúc nào cũng thuận lợi mà cịn phụ thuộc vào diễn biến của thị trường cổ phiếu. Vì vậy các cơng ty muốn vay nợ thì chủ yếu là dựa vào tín dụng ngân hàng. So với các nhà đầu tư nhỏ lẻ, các ngân hàng có sự quản lý rủi ro chuyên nghiệp hơn và có thể có được nhiều thông tin nội bộ hơn (Diamond, 1991; Puri, 1999), do đó họ có thể giám sát hiệu quả hơn và cung cấp các ưu đãi mạnh mẽ cho các nhà quản lý để có thể đưa ra những quyết định phù hợp cho công ty hơn các cổ đông thiểu số (Stiglitz và Weiss, 1983; Rajan, 1992). Vì vậy các ngân hàng có thể làm giảm vấn đề rủi ro đạo đức gây ra bởi bất cân xứng thông tin hiệu quả hơn các cổ đơng nhỏ lẻ. Chính vì vậy, dưới sự giám sát của ngân hàng các cổ đơng kiểm sốt ít có khả năng tham gia vào các hoạt động chỉ nhằm mang lại lợi ích cá nhân và tước quyền sở hữu của cổ đông nhỏ lẻ, dẫn đến mối quan hệ nghịch biến giữa mức độ tập trung sở hữu và tác động của cơ hội tăng trưởng lên địn bẩy tài chính.

Tóm lại, các kết quả hồi quy cho thấy tác động của cơ hội tăng trưởng lên địn bẩy tài chính càng mạnh khi mức độ tập trung sở hữu càng thấp, tạo điều kiện cho

các cổ đơng kiểm sốt tham gia vào các hoạt động ngầm mang lại lợi ích cho cá nhân bằng chi phí của các cổ đơng nhỏ lẻ và chủ nợ.

Bảng 4.8- Kiểm định tính bền vững của mơ hình qua khơng gian đồng thời xem xét tác động của cấu trúc sở hữu

GMM

INVEXP_MB INVEXP_MB

OS25_0 OS25_1 OS50_0 OS50_1

, 1 i t Lev  0.1263 0.3822*** 0.1409* 0.3766*** , 1 i t GO  0.1535*** 0.0511 0.0705* 0.0676 , 1 i t ROA  0.2116*** 0.1486** 0.1198** 0.0891 , 1 i t TANG  -0.0182 -0.0232 -0.0179 -0.0083 , 1 NDTSi t -0.3188 -0.0164 -0.1188 -0.1104 SIZEi,t-1 -0.0035 -0.1903*** -0.0427* -0.2061*** , 1 MI_Levi t -0.0629 -0.1038 -0.1639*** -0.0559 Constant 0.4355 2.5710*** 0.9521*** 2.7712*** Chi2 kiểm định Wald 15.73 44.19 12.64 34.2 P-value kiểm định Wald 0.028** 0.000*** 0.081* 0.000*** Số quan sát 417 564 814 329

*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 10%, 5%, 1%

Nguồn: Tính tốn của tác giả