địn bẩy tài chính nghiệp.
3.3.1. Kết quả hồi qui theo phƣơng pháp Random effects.
Bảng 3.9. Kết quả hồi qui phi tuyến bậc 2 mối quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu cổ phần của cổ đông kiểm sốt và địn bẩy tài chính doanh nghiệp theo phương pháp Random effects.
DT(k)it = 0 + 1PERCAPit+ 2PERCAP_SQit + 3MTBit + 4LOGTAit + 5FIXED_ASS_TAit +
6EBITDA_TAit + 7NDTSit + 8RISK_EBITDAit + 9(dummy variables) + εit (2)
Hồi qui Random effects GLS mơ hình 2
Biến giải thích Biến phụ thuộc
DT_TA DT_CE DT_CMV PERCAP 0.2600 (0.0665)* 0.2473 (0.0984)* 0.2990 (0.0897)* PERCAP_SQ -0.2908 (0.0500)* -0.22702 (0.0851)* -0.3384 (0.0693)* MTB 0.0146 (0.0209)** 0.0192 (0.0041)** -0.1208 (0.0000)*** LOGTA 0.1066 (0.0000)*** 0.1028 (0.0000)*** 0.0830 (0.0000)*** FIXED_ASS_TA 0.0753 (0.0606)* 0.0877 (0.0389)** 0.1439 (0.0044)*** EBITDA_TA -0.5606 (0.0000)*** -0.6261 (0.0000)*** -0.6645 (0.0000)***
RISK_EBITDA -0.2715 (0.0239)** -0.2223 (0.0810)* -0.3773 (0.0139)** Dummy1 0.1979 (0.0007)*** 0.2023 (0.0006)*** 0.2065 (0.0002)*** Dummy2 0.1234 (0.0385)** 0.1328(0.0261) ** 0.1910 (0.0007)*** Dummy3 0.1352 (0.0020)*** 0.1349 (0.0021)*** 0.1507 (0.0002)*** Cons -2.5823 (0.0000)*** -2.4755 (0.0000)*** -1.7664 (0.0000)*** N 455 455 455 R2(Within) 47.04% 45.73% 56.69%
*p_value <0.1, **p_value <0.05, ***p_value <0.01. Con số trong ngoặc đơn là p_value.
Nguồn : Tác giả tính tốn từ phần mềm Stata
Bảng trình bày kết quả hồi qui theo Random effects mơ hình 2. Mẫu bao gồm 91 doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán HOSE thời kỳ 2007-2013. DT_TA: tỷ lệ tổng nợ chia giá trị sổ sách của tổng tài sản; DT_CE: tỷ lệ tổng nợ chia tổng nợ cộng giá trị sổ sách vốn cổ phần; DT_CMV: tỷ lệ tổng nợ chia cho tổng nợ cộng giá trị thị trường của vốn cổ phần; PERCAP: tỷ lệ sở hữu cổ phần của ban giám đốc, thành viên hội đồng quản trị với sở hữu cá nhân và đại diện sở hữu nhà nước, tổ chức trong và ngồi nước; PERCAP_SQ: bình phương của biến PERCAP; MTB : giá trị thị trường của vốn cổ phần chia giá trị sổ sách của vốn cổ phần; LOGTA: logarit của tổng tài sản; FIXED_ASS_TA: tỷ lệ của tài sản cố định hữu hình chia tổng tài sản; EBITDA_TA: Lợi nhuận trước thuế và lãi vay chi tổng tài sản; NDTS: tỷ lệ khấu hao trong năm chia tổng tài sản; RISK_EBITDA: độ lệch chuẩn 3 năm trước của EBITDA; dummy1: biến giả ngành bằng 1 khi doanh nghiệp thuộc ngành bán buôn bán lẻ và bằng 0 khi doanh nghiệp thuộc ngành khác; dummy2: biến giả ngành bằng 1 khi doanh nghiệp thuộc ngành xây dựng và bất động sản và bằng 0 khi doanh nghiệp thuộc ngành khác; dummy3: biến giả ngành bằng 1 khi doanh nghiệp thuộc ngành công nghiệp chế biến chế tạo và bằng 0 khi doanh nghiệp thuộc ngành khác.
Kết quả hồi quy Random effects chỉ xem xét ảnh hưởng của các công ty đã cho thấy mối quan hệ phi tuyến tính bậc 2 lần lượt giữa PERCAP với các biến địn bẩy DT_TA, DT_CE, DT_CMV và có ý nghĩa thống kê ở mức 10%.
3.3.2. Kết quả hồi qui theo phƣơng pháp Fixed effects.
Kết quả hồi quy Fixed effects chỉ xem xét ảnh hưởng của các công ty đã cho thấy mối quan hệ phi tuyến tính bậc 2 giữa lần lượt PERCAP với địn bẩy DT_TA, DT_CE, DT_CMV nhưng khơng có ý nghĩa thống kê ở các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%, tồn tại mối quan hệ tuyến tính với dấu PERCAP giống như kì vọng ở mức ý nghĩa 10%.
Bảng 3.10. Kết quả hồi qui phi tuyến bậc 2 mối quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu cổ phần của cổ đơng kiểm sốt và địn bẩy tài chính doanh nghiệp theo phương pháp Fixed effects.
DT(k)it = 0 + 1PERCAPit+ 2PERCAP_SQit + 3MTBit + 4LOGTAit + 5FIXED_ASS_TAit +
6EBITDA_TAit + 7NDTSit + 8RISK_EBITDAit + 9(dummy variables) + εit (2) Hồi qui Fixed effects mơ hình 2
Biến giải thích Biến phụ thuộc
DT_TA DT_CE DT_CMV PERCAP 0.2633 (0.0656)* 0.2526 (0.0980)* 0.2810 (0.1368) PERCAP_SQ -0.2343 (0.1118) -0.2078 (0.1866) -0.2189 (0.2606) MTB 0.0254 (0.0001)*** 0.0306 (0.0000)*** -0.1100 (0.0000)*** LOGTA 0.1617 (0.0000)*** 0.1608 (0.0000)*** 0.1491 (0.0000)*** FIXED_ASS_TA 0.0476 (0.2304) 0.0582 (0.1699) 0.1069 (0.0419)** EBITDA_TA -0.4850 (0.0000)*** -0.5444 (0.0000)*** -0.5521 (0.0000)*** NDTS -0.2748(0.4122) -0.2651(0.4591) -0.1969 (0.6567) RISK_EBITDA -0.2221 (0.0582)* -0.1652 (0.1866) -0.3139 (0.0429)** Dummy1 Dummy2 Dummy3 Cons -4.0377 (0.0000)*** -4.0147 (0.0000)*** -3.5198 (0.0000)*** N 455 455 455 R2(Within) 49.74% 48.54% 58.92%
*p_value <0.1, **p_value <0.05, ***p_value <0.01. Con số trong ngoặc đơn là p_value.
Nguồn : Tác giả tính tốn từ phần mềm Stata
Bảng trình bày kết quả hồi qui theo Fixed effects mơ hình 2. Mẫu bao gồm 91 doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán HOSE thời kỳ 2007-2013. DT_TA: tỷ lệ tổng nợ chia giá trị sổ sách của tổng tài sản; DT_CE: tỷ lệ tổng nợ chia tổng nợ cộng giá trị sổ sách vốn cổ phần; DT_CMV: tỷ lệ tổng nợ chia cho tổng nợ cộng giá trị thị trường của vốn cổ phần;
phần chia giá trị sổ sách của vốn cổ phần; LOGTA: logarit của tổng tài sản; FIXED_ASS_TA: tỷ lệ của tài sản cố định hữu hình chia tổng tài sản; EBITDA_TA: Lợi nhuận trước thuế và lãi vay chi tổng tài sản; NDTS: tỷ lệ khấu hao trong năm chia tổng tài sản; RISK_EBITDA: độ lệch chuẩn 3 năm trước của EBITDA; dummy1: biến giả ngành bằng 1 khi doanh nghiệp thuộc ngành bán buôn bán lẻ và bằng 0 khi doanh nghiệp thuộc ngành khác; dummy2: biến giả ngành bằng 1 khi doanh nghiệp thuộc ngành xây dựng và bất động sản và bằng 0 khi doanh nghiệp thuộc ngành khác; dummy3: biến giả ngành bằng 1 khi doanh nghiệp thuộc ngành công nghiệp chế biến chế tạo và bằng 0 khi doanh nghiệp thuộc ngành khác.
3.4. Kiểm định sự phù hợp của mơ hình.
3.4.1. Kiểm định Hausman chọn lựa phƣơng pháp.
Giả thuyết: H0: Fixed effects phù hợp, Random effects hiệu quả.
H1: Fixed effects phù hợp, Random effects không phù hợp.
Kiểm định Hausman chọn lựa phương pháp
DT_TA DT_CE DT_CMV
Chi2(9) = 42.22 p_value > chi2 =0.000 Bác bỏ giả thiết H0 với mức
ý nghĩa 1% => Chọn phương pháp Fixed effects Chi2(9) = -15.13 Do chi2 < 0 nên Chấp nhận giả thiết H0 => Chọn phương pháp Random effects Chi2(9) = 25.6 p_value > chi2 =0.0024
Bác bỏ giả thiết H0 với mức ý nghĩa 1% => Chọn phương pháp
Fixed effects
Kết luận: Phương pháp Fixed effects là phù hợp cho trường hợp DT_TA và DT_CMV, phương pháp Random effects là hiệu quả cho trường hợp DT_CE.
3.4.2. Kiểm tra phƣơng sai thay đổi.
Giả thuyết: H0: phương sai không thay đổi. H1: phương sai thay đổi.
Kiểm tra phương sai thay đổi bằng kiểm định Wald trong mơ hình Fixed effects
DT_TA DT_CMV
Chi2(91) = 1.6e+0.7 p_value > chi2 =0.000
Bác bỏ giả thiết H0 với mức ý nghĩa 1% => Phương sai thay đổi
Chi2(91) = 4995.55 p_value > chi2 =0.000
Bác bỏ giả thiết H0 với mức ý nghĩa 1% => Phương sai thay đổi
3.4.3. Kiểm tra hiện tƣợng tự tƣơng quan.
Giả thuyết: H0: khơng có hiện tượng tự tương quan bậc 1 H1: có hiện tượng tự tương quan bậc 1
Kiểm tra hiện tượng tự tương quan bằng kiểm định Wooldridge trong mơ hình fixed effects
DT_TA DT_CMV
F(1, 90) = 63.359 p_value > F =0.000
Bác bỏ giả thiết H0 với mức ý nghĩa 1% => Tồn tại hiện tượng tương quan bậc
1 trong mơ hình
F(1, 90) = 54.650 p_value > F =0.000
Bác bỏ giả thiết H0 với mức ý nghĩa 1% => Tồn tại hiện tượng tương quan bậc 1
trong mơ hình
Kiểm tra hiện tượng tự tương quan bằng kiểm định Wooldridge trong mơ hình random effects
DT_CE F(1, 90) = 54.208 p_value > F =0.000
Bác bỏ giả thiết H0 với mức ý nghĩa 1% => Tồn tại hiện tượng tương quan bậc 1 trong mơ hình
3.4.4. Kiểm tra ảnh hƣởng ngẫu nhiên (random effects test)
Kiểm tra Breusch and Pagan Lagrangian multiplier trong mơ hình random effects DT_CE
Giả thuyết H0: Mơ hình khơng có ảnh hưởng ngẫu nhiên của các đơn
vị công ty, hay Var(u) = 0
Chibar2(01) = 569.46 p_value > chibar2 =0.000
Bác bỏ giả thiết H0 với mức ý nghĩa 1% => Tồn tại ảnh hưởng ngẫu nhiên của
các đơn vị cơng ty trong mơ hình
3.4.5. Kết luận:
Từ 2 kiểm định trình bày ở mục 3.4.2, 3.4.3 cho thấy phương pháp Fixed effects cho các kết quả của các hệ số ước lượng bị lệch. Tác giả sử dụng phương pháp hồi quy GLS để khắc phục hai vi phạm trên.
Bên cạnh đó, mơ hình Random effects cho biến DT_CE, tác giả cũng thấy có hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong mơ hình, để khắc phục tác giả chọn phương pháp GLS với những chỉ định tự tương quan bậc 1, phương sai thay đổi được giả định vì tác giả chỉ biết Var(u) khơng đồng thời bằng 0 nhưng chưa thể kết luận là đồng thời bằng nhau là một hằng số khác không.
3.5. Kết quả hồi qui GLS cho mối quan hệ phi tuyến bậc 2 giữa cổ đơng kiểm sốt và địn bẩy tài chính doanh nghiệp sốt và địn bẩy tài chính doanh nghiệp
Kiểm định Wald và Wooldridge cho thấy có hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan bậc 1 nên các kết quả ước ở trên là không đáng tin cậy. Tác giả sử dụng hồi qui GLS để khắc phục những sai lệch này.
Bảng 3.11 trình bày kết quả hồi qui phi tuyến bậc 2 mối quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu cổ phần của cổ đơng kiểm sốt và địn bẩy tài chính doanh nghiệp theo phương pháp GLS đã cho thấy một mối quan hệ phi tuyến bậc 2 của tỷ lệ sở hữu của cổ đông kiểm sốt đối với các biến địn bẩy DT_TA, DT_CE, DT_CMV với mức ý nghĩa thống kê mạnh là 1%. Kết quả này là phù hợp với các nghiên cứu của nghiên cứu của Agrawal và Mandelker (1987), Timothy và các cộng sự (1999), Hubert de La Buslerie và Imen Latrous (2012).
Biến cơ hội tăng trưởng (MTB) không chỉ ra một mối quan hệ rõ ràng với địn bẩy tài chính DT_TA, nhưng có mối quan hệ đồng biến với DT_CE tại mức ý nghĩa 5%, và có mối quan hệ nghịch biến với DT_CMV tại mức ý nghĩa 1%. Nếu các cơ hội tăng trưởng trong dài hạn thì việc tài trợ vốn từ lợi nhuận giữ lại và phát hành cổ phần thì an tồn hơn so với việc vay nợ khi mà đòn bẩy nợ đang ở mức cao, điều này cũng phù hợp đối với các công ty lớn khi mà cơng ty có nhiều lựa chọn các cơ hội tăng trưởng cao trong tương lai, và mức độ bất cân xứng thông tin giảm xuống so với các công ty nhỏ nên việc huy động vốn cổ phần dễ dàng hơn trong việc tài trợ vốn cho cơ hội tăng trưởng. Cịn đối với các cơng ty nhỏ thì tính bất cân xứng thơng tin cao nên việc vay nợ sẽ nhiều hơn cho tài trợ cơ hội tăng trưởng.
Biến qui mô doanh nghiệp (LOGTA) và biến tài sản cố định hữu hình (FIXED_ASS_TA ) cho thấy giống với dấu kỳ vọng về mối quan hệ đồng biến với địn bẩy tài chính DT_TA, DT_CE, DT_CMV và có ý nghĩa thống kê mạnh ở mức 1%. Kết quả này là phù hợp với lập luận rằng các doanh nghiệp có qui mơ lớn có khả năng phá sản thấp hơn những doanh nghiệp có qui mơ nhỏ, điều này đã tạo thêm niềm tin cho các bên cho vay vì thế mà địn bẩy tài chính của những doanh nghiệp có qui mơ lớn có thể vay nợ nhiều hơn các doanh nghiệp có qui mơ nhỏ. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Rajan và Zingales (1995), Antoniou và các cộng sự
sản cố định hữu hình là tài sản có khả năng thế chấp, khi doanh nghiệp có tỷ lệ tài sản cố định hữu hình cao điều đó cũng có nghĩa là doanh nghiệp dễ tiếp cận được vốn vay cao hơn.
Lợi nhuận trước thuế, lãi vay và khấu hao có mối quan hệ nghịch biến với địn bẩy tài chính DT_TA, DT_CE, DT_CMV với mức ý nghĩa thống kê mạnh là 1%. Kết quả này là phù hợp với kỳ vọng và kết quả nghiên cứu của Friend và Lang (1998), Antoniou và các cộng sự (2008), Hubert de La Buslerie và Imen Latrous (2012), Võ Xuân Vinh (2014). Kết quả này cũng phù hợp với tình hình Việt Nam trong cùng thời kỳ, khi việc vay nợ với lãi suất cao và việc khó tiếp cận nguốn vốn vay thì việc sử dụng lợi nhuận giữ lại để tài trợ cho các doanh động cho doanh nghiệp là khả thi hơn.
Kết quả cho thấy Tấm chắn thuế ngồi nợ nghịch biến với địn bẩy nhưng khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy các doanh nghiệp khi ra quyết định cấu trúc vốn không căn cứ vào tấm chắn thuế phi nợ. Một lý do khác là do qui định của nhà nước về mức khấu hao tài sản, nên các doanh nghiệp không chủ động được trong vấn đề này.
Kết quả cho thấy rủi ro hoạt động có mối quan hệ nghịch biến với địn bẩy tài chính. Kết quả này là phù hợp với nghiên cứu của Friend và Lang (1998), Đỗ Xuân Quang và Wu Zhong Xin (2013) Võ Xuân Vinh (2014).
Kết quả hồi qui cho thấy biết giả ngành có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, và có mối quan hệ đồng biến với các biến đòn bẩy, hàm ý rằng các ngành bán buôn bán lẻ, ngành công nghiệp chế biến chế tạo, xây dựng và bất động sản theo thứ tự có địn bẩy nợ giảm dần nhưng cao hơn so với các ngành khác.
Bảng 3.11. Kết quả hồi qui phi tuyến bậc 2 mối quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu cổ phần của cổ đơng kiểm sốt và địn bẩy tài chính doanh nghiệp theo phương pháp GLS.
DT(k)it = 0 + 1PERCAPit+ 2PERCAP_SQit + 3MTBit + 4LOGTAit + 5FIXED_ASS_TAit +
6EBITDA_TAit + 7NDTSit + 8RISK_EBITDAit + 9(dummy variables) + εit (2)
Hồi qui GLS mơ hình 2
Biến giải thích Biến phụ thuộc
DT_TA DT_CE DT_CMV PERCAP 0.3814 (0.0004)*** 0.3880 (0.0008)**** 0.4485 (0.0001)*** PERCAP_SQ -0.5659 (0.0000)*** -0.5919 (0.0000)*** -0.6448 (0.0000)*** MTB 0.0009 (0.8065) 0.00079 (0.0336)** -0.1273 (0.0000)*** LOGTA 0.0684 (0.0000)*** 0.0667 (0.0000)*** 0.0720 (0.0000)*** FIXED_ASS_TA 0.1351 (0.0000)*** 0.1483 (0.0000)*** 0.1825 (0.0000)*** EBITDA_TA -0.6276 (0.0000)*** -0.6682 (0.0000)*** -0.7311 (0.0000)*** NDTS -0.1808(0.4296) -0.2799(0.2501) -0.2804 (0.2746) RISK_EBITDA -0.3444 (0.0000)*** -0.3890 (0.0000)*** -0.5466 (0.0000)*** Dummy1 0.1515 (0.0000)*** 0.1915 (0.0000)*** 0.1868 (0.0000)*** Dummy2 0.0971 (0.0000)*** 0.1293(0.0000)*** 0.1664 (0.0000)*** Dummy3 0.1418 (0.0000)*** 0.1588 (0.0000)*** 0.1863 (0.0000)*** Cons -1.4881 (0.0000)*** -1.4542 (0.0000)*** -1.4472 (0.0000)*** N 455 455 455
*p_value <0.1, **p_value <0.05, ***p_value <0.01. Con số trong ngoặc đơn là p_value.
Bảng trình bày kết quả hồi qui theo GLS có hiệu chỉnh phương sai thay đổi và tự tương quan bậc 1 của các phần dư hay các sai số chéo. Mẫu bao gồm 91 doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán HOSE thời kỳ 2007-2013. DT_TA: tỷ lệ tổng nợ chia giá trị sổ sách của tổng tài sản; DT_CE: tỷ lệ tổng nợ chia tổng nợ cộng giá trị sổ sách vốn cổ phần; DT_CMV: tỷ lệ tổng nợ chia cho tổng nợ cộng giá trị thị trường của vốn cổ phần; PERCAP: tỷ lệ sở hữu cổ phần của ban giám đốc, thành viên hội đồng quản trị với sở hữu cá nhân và đại diện sở hữu cho các tổ chức trong và ngồi nước (có bao gồm đại diện sở hữu nhà nước); PERCAP_SQ: bình phương của biến PERCAP; MTB : giá trị thị trường của vốn cổ phần chia giá trị sổ sách của vốn cổ phần; LOGTA: logarit của tổng tài sản; FIXED_ASS_TA: tỷ lệ của tài sản cố định hữu hình chia tổng tài sản; EBITDA_TA: Lợi nhuận trước thuế và lãi vay chi tổng tài sản; NDTS: tỷ lệ khấu hao trong năm chia tổng tài sản; RISK_EBITDA: độ lệch chuẩn 3 năm trước của EBITDA; dummy1: biến giả ngành bằng 1 khi doanh nghiệp thuộc ngành bán buôn bán lẻ và bằng 0 khi doanh nghiệp thuộc ngành khác; dummy2: biến giả ngành bằng 1 khi doanh nghiệp thuộc ngành xây dựng và bất động sản và bằng 0 khi doanh nghiệp thuộc ngành khác; dummy3: biến giả ngành bằng 1 khi doanh nghiệp thuộc ngành công nghiệp chế biến chế tạo và bằng 0 khi doanh nghiệp thuộc ngành khác.
3.6. Hồi quy GLS cho trƣờng hợp xét đến ảnh hƣởng của các cổ đơng lớn bên ngồi
Tác giả tiếp tục phân tích ảnh hưởng của các cổ đơng lớn bên ngồi nhưng khơng có thành viên đại diện trong ban điều hành cơng ty (EBO) lên địn bẩy tài tại các mức sở hữu cổ phần khác nhau của cổ đơng kiểm sốt doanh nghiệp nhằm đánh giá tính bền vững của mối quan hệ phi tuyến bậc 2 hình dạng chữ U ngược giữa tỷ lệ sở hữu của cổ đơng kiểm sốt và địn bẩy tài chính như đã được trình bày ở bảng 11.
Tác giả xét lại mơ hình 2 với những biến bổ sung :
BLOC_EXT: Biến giả về sở hữu của cổ đơng bên ngồi, bằng 1 khi EBO 10%,
và bằng 0 khi EBO < 10%
EBO và D*EBO với D =1 khi PERCAP 20% và D=0 khi PERCAP < 20% của
Hermalin và Weisbach (1991).
EBO và D1*EBO với D1 =1 khi PERCAP 33.70% và D1=0 khi PERCAP<
33.70% cho trường hợp DT_TA.
EBO và D2*EBO với D2 =1 khi PERCAP 32.78% và D2=0 khi PERCAP<
32.78% cho trường hợp DT_CE.
Kết quả trƣờng hợp DT_TA:
Bảng 3.12. Kết quả hồi qui phi tuyến bậc 2 mối quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu cổ phần của cổ đơng kiểm sốt và địn bẩy tài chính doanh nghiệp (DT_TA) với sở hữu của cổ
đơng lớn bên ngồi theo phương pháp GLS.
Hồi qui GLS mơ hình 2 với các mức tỷ lệ sở hữu cổ phần của cổ đơng lớn bên ngồi và cổ đơng kiểm sốt