4.3.2.5. Kiểm định tự tương quan, phương sai thay đổi trên mơ hình FEM
Sau khi đã chọn lựa được mơ hình phù hợp nhất – FEM, các kiểm định tự tương quan, phương sai thay đổi được thực hiện để các ước lượng từ mơ hình FEM đáng tin cậy và hiệu quả hơn.
Kiểm định tự tương quan
Để kiểm định tự tương quan mơ hình FEM, phương pháp kiểm định Wooldridge test được sử dụng với giả thuyết là:
H0 : khơng có tự tương quan bậc 1
Bảng 4.28: Kết quả kiểm định tự tương quan trên FEM mơ hình 2 Wooldridge test for autocorrelation in panel data
Ho: no first order autocorrelation F(1, 49) = 11.633
Prob > F = 0.0013
Kết quả cho thấy rằng p-value = 0.0013 < α (0.05) nên bác bỏ giả thiết H0, có tự tương quan bậc nhất. Tuy nhiên, với chiều thời gian ít (5 năm), kiểm định cho kết quả có thể không tin cậy.
Kiểm định phương sai thay đổi
Để kiểm định phương sai thay đổi mơ hình FEM, phương pháp kiểm định Modified wald test được sử dụng với giả thuyết là:
H0 : khơng có phương sai thay đổi
Kết quả kiểm định phương sai thay đổiđược trình bày ở bảng 4.29. Bảng 4.29: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi trên FEM mơ hình 2
Modified wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
Ho: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i Chi2 (50) = 1.3e+06
Prob >chi2 = 0.0000
Kết quả cho thấy rằng p-value = 0.0000 < α (0.05) nên bác bỏ giả thiết H0, có
phương sai thay đổi. Do đó cần phải khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi trên
Khắc phục phương sai thay đổi
Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi trên mơ hình FEM được thực hiện bằng cách hồi quy GLS trên panel data với lệnh xtgls trên Stata 11. Kết quả được trình bày trong bảng 4.30.
Kết quả khắc phục phương sai thay đổi cho thấy các biến quan trọng đều có ý nghĩa thống kê. Như vậy, ước lượng mơ hình FEM bằng hồi quy GLS đáng tin cậy và hiệu quả.
Bảng 4.30: Khắc phục phương sai thay đổi trên FEM mơ hình 2
4.3.2.6. Thảo luận kết quả ước lượng từ mơ hình FEM mơ hình 2
Kết quả từ mơ hình FEM hồi quy GLS cho thấy tỷ lệ nợ (DR), khả năng sinh lợi (PROF), cơ hội tăng trưởng (Q) có tác động cùng chiều đến chi phí đại diện của nợ được đo bằng tính thanh khoản của tài sản công ty (ACDII) với hệ số tương ứng là 0.143, 0.442, 0.048 ( p < α (0.05)). Kết quả cho thấy một sự gia tăng 1% của tỷ lệ nợ có thể khiến cho chi phí đại diện gia tăng 14,3%; khả năng sinh lợi tác động rất
lớn đến chi phí đại diện khi gây ra sự gia tăng 44,2% chỉ với 1% gia tăng của nó. Cơ hội tăng trưởng cũng góp phần làm gia tăng chi phí đại diện.
Các yếu tố nợ ngân hàng (BANK), tổng nợ (TDEBT) có tác động ngược
chiều đến chi phí đại diện của nợ được đo bằng tính thanh khoản của tài sản công ty (ACDII) với hệ số tương ứng là -0.108, -0.214 ( p < α (0.05)). Một lần nữa nợ ngân hàng lại thể hiện vai trò tối ưu của mình khi góp phần làm giảm đi chi phí đại diện. Và trong mơ hình này, địn bẩy cũng phát huy tác dụng làm giảm chi phí đại diện.
Quyền sở hữu của nhà quản trị (MNG), sự tập trung quyền sở hữu (CONCENT), tỷ lệ chi trả cổ tức (DP), quy mơ (SIZE) có tác động đến chi phí đại diện của nợ được đo bằng tính thanh khoản của tài sản công ty (ACDII) nhưng
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HẠN CHẾ CỦA ĐỀ TÀI
5.1. Kết luận
Bài nghiên cứu này xem xét tác động của cấu trúc vốn lên chi phí đại diện của nợ, đồng thời cũng nghiên cứu xem với một sự gia tăng về quyền sở hữu của nhà quản trị và sự tập trung quản trị thì liệu rằng chi phí đại diện của nợ có được giảm đi hay khơng. Cấu trúc vốn được thể hiện qua các biến tỷ lệ nợ, nợ ngắn hạn, nợ dài hạn; cấu trúc quyền sở hữu đo lường bằng quyền sở hữu của nhà quản trị và tập trung quyền sở hữu. Cùng với cấu trúc vốn thì nghiên cứu cũng xem xét việc giám sát của các ngân hàng tại Việt Nam có hiệu quả trong việc làm giảm đi chi phí
đại diện hay không (xét đến tác động của nợ ngân hàng. Chi phí đại diện được tính
tốn theo hai mơ hình: Phần tài sản khơng gắn với tài sản, thiết bị cố định; và tính thanh khoản của tài sản công ty. Mẫu được chọn để thực hiện nghiên cứu là các cơng ty phi tài chính niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán TP HCM (HOSE) và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX), dữ liệu trải dài năm năm từ năm 2008
đến năm 2012, và thực hiện hồi quy Pooled Regression, Fixed Effect Model,
Random Effect Model trên bộ mẫu đã chọn.. Kết quả nghiên cứu nhằm cung cấp
cho các nhà đầu tư bên ngoài (những đối tượng cho vay) cái nhìn rõ ràng hơn về
vấn đề chi phí đại diện của nợ, có định hướng và nắm bắt được phương thức hạn
chế loại chi phí này, giảm thiểu rủi ro phải gánh chịu, gia tăng sự an toàn cho các
bên cho vay, gia tăng trách nhiệm của các nhà quản trị trong việc điều hành cơng ty
hoạt động có hiệu quả .
Kết quả thực nghiệm bằng hồi quy dữ liệu bảng trong giai đoạn năm năm từ
năm 2008 đến năm 2012 cho thấy rằng:
Mơ hình 1: Chi phí đại diện của nợ đo bằng phần tài sản không đầu tư vào tài sản, thiết bị cố định.
Các yếu tố như quyền sở hữu của nhà quản trị (MNG), sự tập trung quản trị
(CONCENT), nợ ngân hàng (BANK), tổng nợ (TDEBT), tỷ lệ nợ (DR), khả năng sinh lợi (PROF) là những yếu tố giải thích có ý nghĩa thống kê tác động đến chi phí
đại diện (ACDI). Trong đó thì sự tập trung quản trị (CONCENT), nợ ngân hàng
(BANK), tỷ lệ nợ (DR) có tác động ngược chiều lên chi phí đại diện (ACDI).
Tác động cùng chiều của quyền sở hữu của nhà quản trị (MNG) đối với chi phí đại diện (ACDI) là phù hợp với thực tế tại Việt Nam. Việt Nam là một
trong số những nền kinh tế mới nổi, hệ thống luật pháp chưa chặt chẽ và
chưa hiệu quả để có thể bảo vệ lợi ích của các cổ đơng thiểu số, luật cơng ty dường như cịn bỏ ngỏ trong việc giám sát hoạt động của ban quản trị, do vậy
ban quản trị lạm dụng đặc quyền để gia tăng lợi ích cá nhân, rủi ro chuyển sang cho các chủ nợ gánh là rất cao, khiến cho chi phí đại diện gia tăng theo sự gia tăng của quyền sở hữu của nhà quản trị. Kết quả này trái với kì vọng về dấu đặt ra ban đầu.
Tác động cùng chiều của tổng nợ (TDEBT) đối với chi phí đại diện (ACDI)
là do tại Việt Nam, tỷ lệ nợ ngân hàng so với tổng các khoản nợ còn thấp, việc tiếp cận nguồn vốn ngân hàng không dễ dàng cho doanh nghiệp, các thủ tục và quy định khiến doanh nghiệp gặp khó khăn. Tổng các khoản nợ của các doanh nghiệp tại Việt Nam đến từ nhiều nguồn khác ngoài nợ ngân hàng, có thể là phần chiếm dụng vốn của nhà cung cấp (thông qua việc mua hàng thiếu nợ), hoặc chiếm dụng vốn của người mua (người mua ứng trước tiền mua hàng), thậm chí là đến từ những khoản phải trả phải nộp cho nhà nước (chậm trễ nộp thuế, bảo hiểm). TDEBT cho biết có bao nhiêu phần trăm tài sản của doanh nghiệp là từ đi vay, TDEBT cao hàm ý doanh nghiệp sử dụng nguồn vốn vay nhiều, có thể có rủi ro cao. Những chủ nợ từ những nguồn
này không giám sát được hoạt động của cơng ty, do vậy có thể gánh chịu rủi
ro chuyển sang từ cổ đông của công ty, gây ra sự gia tăng về chi phí đại diện
của nợ. Kết quả này trái ngược với nghiên cứu của Grossman and Hart
Khả năng sinh lợi (PROF) có tác động cùng chiều với chi phí đại diện
(ACDI) vì khả năng sinh lợi cao tạo ra dòng tiền gia tăng. Các nhà quản trị có thể sử dụng dịng tiền này như đặc quyền riêng của mình, đầu tư các dự án mạo hiểm, gia tăng rủi ro cho chủ nợ. Các cổ đơng sẽ sử dụng dịng tiền gia
tăng này chia cổ tức, gia tăng tài sản của mình, đây là một sự chiếm hữu tài
sản đối với chủ nợ, làm gia tăng chi phí đại diện, trái với kì vọng.
Tác động ngược chiều của sự tập trung quản trị (CONCENT) lên chi phí đại
diện (ACDI) là hoàn toàn phù hợp với các lý thuyết của Jensen (1993), Singh and Davidson (2003), Anderson and Reeb (2003), Kusnadi (2003), vì khi sự tập trung sở hữu gia tăng có thể dẫn đến sự hội tụ của lợi ích cổ đơng bên trong và bên ngồi, mà các cổ đơng bên ngồi với vai trò là người cho vay, ln muốn chi phí đại diện của nợ được giảm đi. Bên cạnh đó, khi sự tập trung sở hữu gia tăng, các cổ đông gia tăng sự giám sát, khiến ban quản trị phải cố gắng điều hành cơng ty tốt, từ đó gián tiếp làm giảm đi chi phí đại
diện. Tuy nhiên tác động ngược chiều này lại trái ngược với nghiên cứu
trước đó của Fan and Wong (2002), Jung and Kwon (2002) nghiên cứu các
công ty Hàn Quốc, và Ehsan (2012) nghiên cứu các công ty ở Pakistan.
Tác động ngược chiều của nợ ngân hàng (BANK), tỷ lệ nợ (DR) lên chi phí đại diện (ACDI) là hồn toàn phù hợp với các nghiên cứu của Ang et.al
(2000) Florackis (2008), McKnight and Weir (2009), Byrd (2010), Utami et. al (2011), phù hợp kì vọng ban đầu. Điều này có nghĩa là vai trị giám sát của ngân hàng tại Việt Nam phát huy hiệu quả trong việc giảm chi phí đại diện của nợ, vì khi ngân hàng cho vay, ngân hàng phải tìm cách đảm bảo khoản
vay của mình được an tồn, ngân hàng sẽ có những ràng buộc, điều kiện
khiến nhà quản trị phải tuân theo về điều khoản thanh toán, kết quả hoạt động kinh doanh…, từ đó cải thiện tình hình hoạt động của cơng ty, giảm đi chi phí đại diện này. Và tương ứng với sự gia tăng của nợ ngân hàng, cấu
trúc vốn sẽ có sự gia tăng trong tỷ lệ nợ. Đòn bẩy lúc này cũng phát huy tác dụng làm giảm chi phí đại diện của nợ. Kết quả nghiên cứu này trái ngược
với nghiên cứu của Lingling Wu (2004), Ferreira (2004) về tác động của đòn bẩy.
Tỷ lệ nợ (DR) tác động ngược chiều lên chi phí đại diện (ACDI) vì DR tăng nghĩa là công ty vay nợ thêm nhiều, lúc này sẽ có thêm sự giám sát từ bên ngồi, làm cho phần tài sản khơng phải cố định, khó bị chủ nợ giám sát sẽ giảm xuống, như vậy là giảm chi phí đại diện của nợ. Kết quả phù hợp dấu kì vọng.
Mơ hình 2: Chi phí đại diện của nợ được tính bằng sự thanh khoản của tài
sản công ty.
Các yếu tố như nợ ngân hàng (BANK), tổng nợ (TDEBT), tỷ lệ nợ (DR), khả năng sinh lợi (PROF), cơ hội tăng trưởng (Q) là những yếu tố giải thích có ý nghĩa thống
kê tác động đến chi phí đại diện (ACDII). Trong đó thì nợ ngân hàng (BANK), tổng
nợ (TDEBT) có tác động ngược chiều lên chi phí đại diện (ACDI).
Tỷ lệ nợ (DR) có tác động cùng chiều với chi phí đại diện (ACDII), khi gia
tăng tỷ lệ nợ, cơng ty sẽ có thêm chủ nợ, tất yếu sẽ nảy sinh mâu thuẫn tiềm tàng trong lợi ích của cổ đông và trái chủ, mà theo Doukas and Pantzalis
(2003) định nghĩa chi phí đại diện của nợ là mâu thuẫn giữa cổ đông và trái
chủ. Kết quả này ngược với kết quả ở mơ hình 1.
Giống mơ hình 1, ở mơ hình 2 thì khả năng sinh lợi (PROF) cũng có tác động cùng chiều với chi phí đại diện (ACDII) vì khả năng sinh lợi cao tạo ra
dòng tiền gia tăng, cơng ty có thể sử dụng thuận tiện, nhanh chóng. Tính thanh khoản của dịng tiền rất cao, có nghĩa là tính thanh khoản tài sản của
công ty gia tăng, đồng nghĩa với chi phí đại diện tính theo mơ hình 2 gia tăng.
Cơ hội tăng trưởng (Q) có tác động cùng chiều với chi phí đại diện (ACDII), khi cơ hội tăng trưởng gia tăng, có thể do giá trị thị trường của vốn gia tăng,
đầu tư đánh giá cao (thông qua mức giá họ chấp nhận mua cổ phiếu), dịng
tiền có thể tăng lên, việc mua bán các khoản đầu tư ngắn hạn cũng dễ dàng, tạo sự gia tăng của tính thanh khoản của tài sản (là chi phí đại diện ACDII).
Tương tự như kết quả mơ hình 1, nợ ngân hàng (BANK) cũng có tác động ngược chiều lên chi phí đại diện (ACDII) ở mơ hình 2. Tác động ngược
chiều của nợ ngân hàng (BANK) lên chi phí đại diện (ACDII) một lần
nữatương đồng với các nghiên cứu của Ang et.al (2000) Florackis (2008),
McKnight and Weir (2009), Byrd (2010) Utami et. al (2011). Khi công ty vay nợ ngân hàng (tức là nợ ngân hàng tăng lên), có thể phải dùng tài sản để thế chấp, và dĩ nhiên là tài sản đó khơng thể được mua bán gì cho tới khi tất tốn khoản nợ. Như vậy tính thanh khoản của tài sản (hay là chi phí đại diện ACDII) sẽ giảm đi.
Tổng nợ (TDEBT) có tác động ngược chiều lên chi phí đại diện (ACDII) vì khi cơng ty sử dụng nguồn lực tài chính đến từ bên ngồi, những nhà tài trợ vốn sẽ theo dõi sát sao hoạt động của công ty, việc mua bán hay một động
thái nào có liên quan đến tài chính của cơng ty đều có thể bị ràng buộc, kiểm
sốt. Do vậy tính thanh khoản của tài sản cơng ty giảm đi, nghĩa là chi phí
đại diện (ACDII) giảm đi. Kết quả này tương đồng với kết quả nghiên cứu
của Grossman and Hart (1982).
Tóm lại, ở cả hai mơ hình thì nợ ngân hàng đều có tác động ngược chiều, khả năng sinh lợi có tác động cùng chiều lên chi phí đại diện. Các biến về quyền sở hữu tập trung chỉ có tác động ở mơ hình 1, quyền sở hữu của nhà quản trị thì tác động cùng chiều, sự tập trung sở hữu lại tác động ngược chiều lên chi phí đại diện. Biến về cơ hội tăng trưởng chỉ có tác động cùng chiều lên chi phí đại diện ở mơ hình 2. Biến tổng nợ tác động cùng chiều ở mơ hình 1 và ngược chiều ở mơ hình 2 lên chi phí đại diện. Biến tỷ lệ nợ có tác động ngược chiều ở mơ hình 1 và cùng chiều ở mô
5.2. Hạn chế của nghiên cứu và hướng nghiên cứu mới 5.2.1. Hạn chế của nghiên cứu 5.2.1. Hạn chế của nghiên cứu
Nghiên cứu này chỉ tiến hành trên 50 công ty đã niêm yết, số lượng mẫu giới hạn có thể làm hạn chế kết quả có được, chưa phản ánh hết được thực tế các công ty tại Việt Nam.
Chiều thời gian lấy dữ liệu cịn ít, chưa phản ánh hết được những biến động theo thời gian mà có thể làm ảnh hưởng đến kết quả.
Kết quả có thể chưa phản ánh được hết thực tế vì cịn nhiều yếu tố có tác động lên chi phí đại diện của nợ mà chưa xác định được để đưa vào mơ hình nghiên
cứu.
5.2.2. Hướng nghiên cứu mới
Hướng nghiên cứu mới có thể mở rộng số lượng mẫu trên hai sàn giao dịch
chứng khoán, hoặc mở rộng ra các cơng ty chưa niêm yết, có thể nghiên cứu với
mẫu lấy đại diện theo từng ngành.
Nghiên cứu mới có thể mở rộng chiều thời gian để xem xét tác động của các yếu tố biến động qua các năm lên chi phí đại diện, kết quả có thể tổng qt hơn.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Anderson, R.C., D. M. Reeb, 2003. Founding-family ownership, corporate diversification and firm leverage, Journal of Law and Economics, 46, 653-684. Ang, J., R. Cole, J. Lin, 2000. Agency costs and ownership structure. The Journal of Finance, 55(1), 81–106.
Ang, J.S., D.R. Cox, 1997. Controlling the agency cost of insider trading. Journal of
financial and strategicdecisions, 10(1), 16-24.
Byrd, J., 2010. Financial policies and the agency costs of free cash flow: evidence from the oil industry. International Review of Accounting, Banking and Finance,
2.2, 23-50.
Doukas, J.A., C. Pantzalis, 2003. Geographic diversification and agency costs of debt of multinational firms. Journal of Corporate Finance, 9, 59–92.
Ehsan, S., 2012. An empirical investigation of the relationship between firm’s financial performance and csr(evidence from non financial sector of Pakistan). Unpublished MS dissertation, submitted to COMSATSinstitute of information technology, Lahore, Pakistan.
Fan, J.P.H, T.J. Wong, 2002. Corporate Ownership Structure and the Informativeness of Accounting Earnings in East Asia. Journal of Accounting and Economics, Vol. 33, No. 3, pp. 401-425.
Ferreira, M.A., A.S. Vilela, 2004. Why Do Firms Hold Cash? Evidence from EMU Countries. European Financial Management, 10(2), 295–319.
Fleming, G., R. Heaney, & R. McCosker, 2005. Agency costs and ownership structure in Australia. Pacific-Basin Finance Journal, 13, 29-52.
Florackis, C., 2008. Agency costs & corporate governance mechanisms: evidence for UK firms. International Journal of Managerial Finance, 4(1), 37-59.
Grossman, S.J., O. Hart, 1982. Corporate financial structure and managerial incentives. In: McCall, J., ed. The Economics of Information and Uncertainty.