Mơ hình 1 : Mơ hình tuyến tính
Đầu tiên, tác giả xem xét mối quan hệ tuyến tính giữa địn bẩy tài chính và tỷ lệ sở hữu của ban giám đốc, thành viên hội đồng quản trị với sở hữu cá nhân và đại diện sở hữu cho nhà nước, các tổ chức trong và ngồi nước (mơ hình 1.1).
DT(k)it = 0 + 1PERCAPit + 2MTBit + 3LOGTAit + 4FIXED_ASS_TAit + 5EBITDA_TAit +
6NDTSit + 7RISK_EBITDAit + 8(dummy variables) + εit (1.1)
Với :
i : doanh nghiệp, với i = 1,... 91
t : thời gian, với t = 1,… 5
DT(k) : đại diện cho các thước đo khác nhau của địn bẩy tài chính (DT_TA, DT_CE, DT_CMV), với k = 1, 2 và 3.
εit : phần dư
Vì phần lớn các doanh nghiệp trong mẫu có tỷ lệ sở hữu của cổ đông nhà nước (71/91 doanh nghiệp chiếm 78%) với tỷ lệ sở hữu cao thấp khác nhau, nên tác giả tách tỷ lệ sở hữu của cổ đơng kiểm sốt thành 2 thành phần để xét tác động của mỗi thành phần lên địn bẩy tài chính như thế nào. (PERCAP1) Tỷ lệ sở hữu vốn 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 (mơ hình 1.2), (GOVERSHARE) tỷ lệ sở hữu vốn cổ phần của cổ đông nhà nước trong doanh nghiệp (mơ hình 1.3).
DT(k)it = 0 + 1PERCAP1it + 2MTBit + 3LOGTAit + 4FIXED_ASS_TAit + 5EBITDA_TAit +
6NDTSit + 7RISK_EBITDAit + 8(dummy variables) + εit (1.2) DT(k)it = 0 + 1GOVERSHAREit + 2MTBit + 3LOGTAit + 4FIXED_ASS_TAit +
Mơ hình 2 : Mơ hình phi tuyến bậc 2
Nghiên cứu của Agrawal và Mandelker (1987) với dữ liệu từ trên CRSP từ năm 1974-1982, Timothy và các cộng sự (1999) sử dụng dữ liệu của 216 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Austrlia từ năm 1989-1995, Hubert de La Buslerie và Imen Latrous (2012) với dữ liệu 112 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Pháp từ năm 1998-2009. Những nghiên cứu này đã cho thấy tỷ lệ sở hữu của cổ đông kiểm sốt và địn bẩy tài chính của doanh nghiệp có mối quan hệ phi tuyến. Từ những nghiên cứu thực nghiệm này, tác giả xây dựng mơ hình phi tuyến bậc 2 giữa tỷ lệ sở hữu của cổ đơng kiểm sốt và địn bẩy tài chính cùng các biến giải thích khác cho bài viết (mơ hình 2)
DT(k)it = 0 + 1PERCAPit+ 2PERCAP_SQit + 3MTBit + 4LOGTAit +
5FIXED_ASS_TAit + 6EBITDA_TAit + 7NDTSit + 8RISK_EBITDAit +
9(dummy variables) + εit (2) Nghiên cứu của Hubert de La Buslerie và Imen Latrous (2012) để ước lượng ảnh hưởng của cổ đơng lớn bên ngồi đến địn bẩy tài chính của doanh nghiệp, 2 ơng đã sử dụng biến giả có hay khơng sự tồn tại của cổ đơng lớn bên ngồi khơng có mối quan hệ với các cổ đơng kiểm sốt và sở hữu ít nhất là 10% vốn cổ phần của doanh nghiệp.
Nghiên cứu thực nghiệm của Timothy và các cộng sự (1999) cũng đã cung cấp bằng chứng cho thấy sự tác động của tỷ lệ sở hữu của cổ đơng bên ngồi lên địn bẩy tài chính doanh nghiệp ở các mức sở hữu khác nhau của ban điều hành. Khi ban điều hành nắm giữ cổ phiếu ở một tỷ lệ đáng kể, thì việc gia tăng tỷ lệ sở hữu của ban điều hành có thể đưa đến hiện tượng cố thủ trong quản trị.
Mơ hình 3 : Mơ hình hồi qui 2 giai đoạn
Trong mơ hình 1 và 2, Tác giả xem xét ảnh hưởng của tỷ lệ sở hữu của cổ đơng đối với địn bẩy tài chính doanh nghiệp như là biến ngoại sinh. Trong thực tế, liệu có hay khơng tỷ lệ sở hữu của cổ đông kiểm sốt cao dẫn đến địn bẩy thấp hoặc mức địn bẩy tài chính thấp thúc đẩy các cổ đơng nắm giữ cổ phần. Demsetz (1983) đã rút ra kết luận rằng cấu trúc sở hữu là một biến nội sinh được quyết định bởi việc nắm giữ của các cổ đông và những giao dịch trên thị trường chứng khoán. Theo Jensen (1986) tài trợ nợ làm giảm việc sử dụng tài trợ vốn cổ phần từ bên ngồi, từ đó làm gia tăng tỷ lệ sở hữu của ban quản trị. Nợ cũng có ảnh hưởng nghịch biến tới quyền sở hữu của cổ đơng kiểm sốt. Nợ cao làm gia tăng rủi ro phá sản. Điều này dẫn đến các cổ đông lớn giảm tỷ lệ nắm giữ của họ để giảm thiểu thiệt hại tài sản của họ trong tình huống doanh nghiệp phá sản.
Ở đây quyền sở hữu của cổ đơng kiểm sốt được xem như là một biến phụ thuộc. Cũng như các nghiên cứu trước đây liên quan đến cấu trúc sở hữu, tác giả sử dụng các biến rủi ro hoạt động (RISK_EBIT), Tỷ lệ nợ dài hạn (MAT_DEBT), qui mô doanh nghiệp (LOGTA), cơ hội tăng trưởng (MTB), tài sản vơ hình (INTANGIBLE_TA) được xem như là có ảnh hưởng đến cấu trúc sở hữu. Theo Demsetz và Lehn (1985), tác giả kỳ vọng một mối quan hệ nghịch biến giữa qui mô doanh nghiệp và tỷ lệ sở hữu của cổ đơng kiểm sốt, một doanh nghiệp lớn thường phát hành cổ phần hơn doanh nghiệp nhỏ. Mức độ rủi ro cao có thể dẫn đến việc các cổ đơng kiểm sốt cơ cấu lại doanh mục đầu tư của họ. Mahrt Smith (2005) chỉ ra rằng các doanh nghiệp cần đầu tư dài hạn thì nên phân tán quyền sở hữu hơn. Tài sản vơ hình được xem như là khoản đầu tư dài hạn của doanh nghiệp và nghịch biến với cấu trúc sở hữu. Biến giả nhà nước cũng được tác giả sử dụng để xem xét mối quan hệ với cấu trúc sở hữu.
Hệ phương trình cân bằng ở mơ hình (3) thể hiện quyền sở hữu của các cổ đông
DT(k)it = 0 + 1PERCAPit+ 2PERCAP_SQit + 3MTBit + 4LOGTAit +
5FIXED_ASS_TAit + 6EBITDA_TAit + 7NDTSit + 8RISK_EBITDAit +
9(dummy variables) + εit
PER_CAPit= α0 + α1DT(k)it + α2MTBit + α3LOGTAit + α4INTANGIBLE_TAit + α5RISK_EBITit +α6MAT_DEBTit + α7dummygover + α8(dummy variables) + vit (3)
2.4. Phƣơng pháp ƣớc lƣợng
Trước tiên tác giả kiểm tra hiện tượng tương quan giữa các biến trong bài nghiên cứu. sử dụng kiểm tra VIF (theo nguyên tắc thumb) để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập. Tiếp theo, Tác giả phân tích những thay đổi về mặt thời gian lên địn bẩy tài chính và tỷ lệ sở hữu cổ phần của doanh nghiệp.
Tác giả sử dụng phương pháp Random và Fixed effects hồi qui mơ hình 1.1, mơ hình 1.2 và mơ hình 1.3 cho từng thước đo của biến địn bẩy (DTk). Sau đó sử dụng kiểm định Hausman test để lựa chọn phương pháp hồi qui phù hợp. Với giả thiết H0: Fixed effects phù hợp, Random effects hiệu quả, H1: Fixed effects phù hợp,
Random effects không phù hợp. Nếu P_value nhỏ hơn mức ý nghĩa thì giả thiết H0
bị bác bỏ và ngược lại.
Sau khi lựa chọn được kỹ thuật hồi qui phù hợp, tác giả sẽ thực hiện kiểm định tự tương quan và phương sai thay đổi. Nếu mơ hình vi phạm giả thiết tự tương quan, phương sai thay đổi thì kỹ thuật hồi qui GLS được sử dụng để khắc phục hiện tượng này.
Cuối cùng kỹ thuật hồi qui 2SLS được tác giả sử dụng để hồi qui cho mơ hình 3. Kỹ thuật hồi qui 2SLS được sử dụng để giải quyết vấn đề nội sinh của biến tỷ lệ sở hữu của cổ đông kiểm sốt và địn bẩy tài chính doanh nghiệp.
CHƢƠNG 3. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.1. Thống kê mô tả
3.1.1. Kiểm tra hiện tƣợng tƣơng quan
Qua bảng 1 ta thấy hệ số tương quan của các biến, tác giả nhận thấy rằng: Các biến độc lập tương quan không cao (nhỏ hơn 0.34) với các biến kiểm soát nên khơng có hiện tượng đa cộng tuyến trong các mơ hình nghiên cứu, riêng biến PERCAP và PERCAP_SQ có hệ số tương quan cao bằng 0.9722 là điều dễ hiểu khi mà PERCAP_SQ bằng bình phương PERCAP.
Tương quan âm của biến PERCAP_SQ, RISK_EBITDA, EBITDA_TA và các biến đòn bẩy DT_TA, DT_CE và DT_CMV có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, phù hợp với kì vọng dấu.
Biến đại diện quy mơ của cơng ty LOGTA có tương quan dương với các biến đòn bẩy với mức ý nghĩa 1%, 5%.
Biến EBITDA_TA có tương quan âm với các biến đòn bẩy với mức ý nghĩa 1%, cho thấy các cơng ty có lợi nhuận trước thuế, lãi vay và khấu hao cao thì địn bẩy có xu hướng giảm xuống.
RISK_EBITDA tương quan âm với các biến đòn bẩy, hay các cơng ty có rủi ro (độ lệch chuẩn) cao trong 3 năm trước đây thì có xu hướng địn bẩy tài chính giảm.
Bảng 3.1. Hệ số tương quan của các biến trong bài nghiên cứu.
Nguồn : Tác giả tính tốn từ phần mềm Stata
DT_TA DT_CE DT_CMV PERCAP PERCAP_SQ EBO GOVERSHA RE PERCAP1 MTB LOGTA FIXED_ASS_TA EBITDA_TA NDTS RISK_E BITDA INTANGIBLE_TA RISK_E BIT MAT_EBIT
DT_TA 1.000 DT_CE 0.9938*** 1.000 DT_CMV 0.8665*** 0.8167*** 1.000 PERCAP -0.0909* -0.0910* -0.1135** 1.000 PERCAP_SQ -0.1303*** -0.1291*** -0.1373*** 0.9722*** 1.000 EBO 0.0132 0.0186 -0.0366 -0.4546*** -0.4172*** 1.000 GOVERSHARE -0.1469** -0.1585*** -0.1609*** 0.6140*** 0.5642*** -0.4078*** 1.000 PERCAP1 0.0913* 0.1055** 0.0863* 0.2305*** 0.2645*** 0.0538 -0.6265*** 1.000 MTB -0.0344 -0.0166 -0.4407*** 0.0694 0.0390 0.0465 0.0167 0.0479 1.000 LOGTA 0.3197*** 0.3280*** 0.1134** 0.1078** 0.0756 0.1045** -0.0109 0.1199** 0.3855*** 1.000 FIXED_ASS_TA 0.0371 0.0354 0.0750 0.3335*** 0.3206*** -0.1510** 0.3625*** -0.1176** -0.0670 0.1123** 1.000 EBITDA_TA -0.4702*** -0.4764*** -0.6138*** 0.1062** 0.0938** -0.0301 0.1640*** -0.0974** 0.3902*** -0.0031 -0.0575 1.000 NDTS -0.1028** -0.1151** -0.0507 0.2229*** 0.2014*** -0.1426*** 0.2916*** -0.1394*** -0.0822* 0.0160 0.6519*** 0.1122** 1.000 RISK_EBITDA -0.1856*** -0.1876*** -0.2103*** 0.0314 0.0336 0.0200 0.0109 0.0176 0.0555 -0.0883* -0.0706 0.1505*** -0.0215 1.000 INTANGIBLE_TA -0.1373*** -0.1310*** -0.1260*** 0.0140 0.0307 0.0450 -0.0899* 0.1246*** -0.0032 -0.1772*** -0.1931*** 0.0415 -0.1301*** 0.0089 1.000 RISK_EBIT -0.1592*** -0.1614*** -0.1911*** 0.0236 0.0233 0.0198 0.0153 0.0041 0.0608 -0.0768 -0.0402 0.1515*** -0.0036 0.9827*** -0.0058 1.000 MAT_EBIT 0.2799*** 0.2784*** 0.1761*** 0.1737*** 0.1499*** -0.0667 0.2402*** -0.1246*** 0.1344*** 0.4723*** 0.4818*** -0.1592*** 0.2997*** -0.0465 -0.2156*** -0.0164 1.000
Bảng 3.2. Giá trị VIF của các biến trong các mơ hình nghiên cứu. Theo ngun tắc thumb thì khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. Biến Mơ hình 1.1 VIF Mơ hình 1.2 VIF Mơ hình 1.3 VIF Mơ hình 2 VIF Mơ hình 3.1 VIF Mơ hình 3.2 VIF Mơ hình 3.3 VIF PERCAP 1.22 19.22 PERCAP_SQ 19.02 PERCAP1 1.14 GOVERSHARE 1.24 MTB 1.51 1.51 1.50 1.51 1.23 1.22 1.63 LOGTA 1.29 1.30 1.28 1.29 1.70 1.70 1.68 FIXED_ASS_TA 2.11 1.98 2.09 2.11 EBITDA_TA 1.41 1.41 1.43 1.41 NDTS 1.91 1.91 1.91 1.92 RISK_EBITDA 1.05 1.05 1.05 1.05 Dummy1 1.59 1.66 1.58 1.59 Dummy2 1.89 1.90 1.92 1.91 Dummy3 1.74 1.83 1.76 1.74 DT_TA 1.20 DT_CE 1.20 DT_CMV 1.48 INTANGIBLE_TA 1.07 1.07 1.07 MAT_DEBT 1.37 1.37 1.37 RISK_EBIT 1.04 1.04 1.05 Dummygover 1.05 1.05 1.05 Mean VIF 1.57 1.57 1.57 4.80 1.24 1.24 1.33
3.1.2. Kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến
Từ bảng 3.2 ta thấy các giá trị VIF của các biến độc lập và biến kiểm sốt trong các mơ hình nghiên cứu điều ở mức thấp (giá trị VIF thấp nhất là 1.05 và cao nhất là 2.11) nên khơng có hiện tượng đa cộng tuyến, trừ trường hợp mơ hình có PERCAP và PERCAP_SQ thì VIF có giá trị cao (VIF trung bình là 4.8), điều này là hiển nhiên khi mà PERCAP_SQ là bình phương của PERCAP nên vẫn xem mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
3.1.3. Kiểm tra ảnh hƣởng của thời gian lên các biến phụ thuộc đòn bẩy và các biến cấu trúc sở hữu:
Thông qua việc chia tách mẫu nghiên cứu thành 5 nhóm phân loại theo năm, cụ thể như nhóm năm 2009, nhóm năm 2010, nhóm năm 2011, nhóm năm 2012 và nhóm năm 2013, tiến hành phân tích oneway Anova với việc thực hiện 2 kiểm định dưới đây tại các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%:
- Trung bình: Giả thuyết H0 : Giá trị trung bình giữa các nhóm bằng nhau. - Phương sai: Giả thuyết H0 : Phương sai giữa các nhóm bằng nhau.
Kết quả về các biến phụ thuộc là các biến đòn bẩy nhƣ sau:
Kiểm định DT_TA DT_CE DT_CMV
Về trung bình F = 0.76 Prob > F = 0.5494 Nên chấp nhận giả thuyết H0 F = 0.69 Prob > F = 0.6009 Nên chấp nhận giả thuyết H0 F = 0.783 Prob > F = 0.000 Nên bác bỏ giả thuyết H0 Về phương sai Chi2(4) = 1.0332,
Prob>chi2=0.905
Chi2(4) = 0.7394, Prob>chi2=0.946
Chi2(4) = 1.9176, Prob>chi2=0.751
nên chấp nhận giả thuyết H0 nên chấp nhận giả thuyết H0 nên chấp nhận giả thuyết H0 Kết luận về ảnh hưởng của thời gian
Khơng có sự khác biệt giữa các nhóm theo thời gian
Khơng có sự khác biệt giữa các nhóm theo thời gian
Khơng có sự khác biệt giữa các nhóm theo thời gian (vì có 50% cặp nhóm có giá trị trung bình bằng nhau).
Kết quả về các biến độc lập là các biến cấu trúc sở hữu như sau:
Kiểm định PERCAP PERCAP_SQ PERCAP1
Về trung bình F = 0.65, Prob>F = 0.6253 nên chấp nhận giả thuyết H0 F = 0.79, Prob>F = 0.5289 nên chấp nhận giả thuyết H0 F = 0.53, Prob>F = 0.7145 nên chấp nhận giả thuyết H0 Về phương sai Chi2(4) = 0.6910,
Prob>chi2=0.952 nên chấp nhận giả thuyết H0 Chi2(4) = 5.1091, Prob>chi2=0.276 nên chấp nhận giả thuyết H0 Chi2(4) = 1.5276, Prob>chi2=0.822 nên chấp nhận giả thuyết H0 Kết luận về ảnh hưởng của thời gian
Khơng có sự khác biệt giữa các nhóm theo thời gian
Khơng có sự khác biệt giữa các nhóm theo thời gian
Khơng có sự khác biệt giữa các nhóm theo thời gian
Ghi chú: Chi tiết các kết quả được trình bày ở phần phụ lục.
Kiểm định GOVERSHARE EBO
chấp nhận giả thuyết H0 nên chấp nhận giả thuyết H0 Về phương sai Chi2(4) = 0.4007,
Prob>chi2=0.982 nên chấp nhận giả thuyết H0 Chi2(4) = 16.9069 , Prob>chi2=0.002 nên bác bỏ giả thuyết H0 Kết luận về ảnh hưởng của thời gian
Khơng có sự khác biệt giữa các nhóm theo thời gian
Khơng có sự khác biệt giữa các nhóm theo thời gian
Từ kết quả trình bày như trên, tác giả đi đến xem xét ảnh hưởng của các công ty lên các biến địn bẩy mà khơng xem xét ảnh hưởng của yếu tố thời gian.
3.2. Kết quả hồi qui cho mối quan hệ tuyến tính giữa địn bẩy tài chính và cổ đơng kiểm sốt doanh nghiệp
3.2.1. Kết quả hồi qui theo phƣơng pháp Random effects
Bảng 3.3 trình bày kết quả hồi qui tuyến tính mối quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu cổ phần của cổ đơng kiểm sốt và địn bẩy tài chính doanh nghiệp cùng các biến kiểm soát khác theo phương pháp Random effects cho thấy biến PERCAP thể hiện dấu không rõ ràng với biến địn bẩy và khơng có ý nghĩa thống kê. Các biến kiểm sốt khác như cơ hội tăng trưởng, qui mô doanh nghiệp, tài sản cố định hữu hình có mối quan hệ đồng biến với địn bẩy tài chính doanh nghiệp và có ý nghĩa thống kê ở các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%. Các biến lợi nhuận trước thuế khấu hao và lãi vay, tấm chắn thuế phi nợ có mối quan hệ nghịch biến với địn bẩy tài chính doanh nghiệp và có ý nghĩa thống kê ở các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%. Biến rủi ro hoạt động có mối quan hệ nghịch biến với địn bẩy tài chính doanh nghiệp DT_TA, DT_CE và có ý nghĩa thống kê ở các mức ý nghĩa 5%, nhưng khơng có ý nghĩa thống kê đối với địn bẩy tài chính doanh nghiệp thước đo DT_CMV.
Bảng 3.3. Kết quả hồi qui tuyến tính 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 Random effects.
DT(k)it = 0 + 1PERCAPit + 2MTBit + 3LOGTAit + 4FIXED_ASS_TAit + 5EBITDA_TAit +
6NDTSit + 7RISK_EBITDAit + 8(dummy variables) + εit (1.1)
Hồi qui Random effects GLS mơ hình 1.1
Biến giải thích Biến phụ thuộc
DT_TA DT_CE DT_CMV PERCAP -0.0023 (0.9593) 0.0040 (0.9318) -0.0030 (0.9557) MTB 0.0158 (0.0121)** 0.0204 (0.0023)*** -0.1195 (0.0000)*** LOGTA 0.1086 (0.0000)*** 0.1047 (0.0000)*** 0.0853 (0.0000)*** FIXED_ASS_TA 0.0658 (0.0990)* 0.0789 (0.0613)* 0.1336 (0.0079)*** EBITDA_TA -0.5541 (0.0000)*** -0.6198 (0.0000)*** -0.6552 (0.0000)*** NDTS -0.5751(0.0855)* -0.5968(0.0912)* -0.5313 (0.2051) RISK_EBITDA -0.2543 (0.0339)** -0.2063 (0.1042) -0.3590 (0.0189)** Dummy1 0.1968 (0.0010)*** 0.2014 (0.0007)*** 0.2054 (0.0003)*** Dummy2 0.1228 (0.0429)*** 0.1324(0.0291) ** 0.1911 (0.0009)*** Dummy3 0.1343 (0.0026)*** 0.1341 (0.0026)*** 0.1499 (0.0003)*** Cons -2.5879 (0.0000)*** -2.4828 (0.0000)*** -1.7765 (0.0000)*** N 455 455 455 R2(Within) 46.89% 45.68% 56.72%
*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 1.1. 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;