4.3.1.6. Thảo luận kết quả ước lượng từ mơ hình FEM củamơ hình 1
Kết quả từ mơ hình FEM hồi quy GLS cho thấy quyền sở hữu của nhà quản trị (MNG), tổng nợ (TDEBT), khả năng sinh lợi (PROF) có tác động cùng chiều
đến chi phí đại diện của nợ được đo bằng tỷ lệ của tài sản công ty không đầu tư vào
tài sản cố định (ACDI) với hệ số hồi quy lần lượt tương ứng là 0.219, 0.352, 0.78 (
p < α (0.05)). Điều này có nghĩa là khi quyền sở hữu của nhà quản trị gia tăng 1%
thì chi phí đại diện sẽ tăng 21,9%. Một sự gia tăng 1% của tổng nợ sẽ dẫn đến một sự gia tăng 35,2% của chi phí đại diện. Khả năng sinh lời tác động rất lớn đến chi
phí đại diện, tạo ra một sự gia tăng tới 78% khi bản thân nó chỉ gia tăng 1%.
Các yếu tố khác: sự tập trung quyền sở hữu (CONCENT), nợ ngân hàng (BANK), tỷ lệ nợ (DR) có tác động ngược chiều đến chi phí đại diện của nợ được
đo bằng tỷ lệ của tài sản công ty không đầu tư vào tài sản cố định (ACDI) với hệ số tương ứng là -0.124, -0.538, -0.268 ( p < α (0.05)). Kết quả cho thấy khi sự tập trung quyền sở hữu gia tăng 1% sẽ có thể là giảm chi phí đại diện 12,4%. Nợ ngân
hàng dường như có hiệu quả cao trong việc giảm đi chi phí đại diện khi góp phần tác động giảm 53,8% chỉ với 1% gia tăng của nó. Khơng riêng nợ ngân hàng mà
tổng nợ cũng góp phần làm giảm chi phí đại diện tới 26,8% khi tổng nợ tăng 1% Tỷ lệ chi trả cổ tức (DP), quy mơ (SIZE), cơ hội tăng trưởng (Q) có tác động
đến chi phí đại diện của nợ được đo bằng tỷ lệ của tài sản công ty không đầu tư vào
tài sản cố định (ACDI) nhưng khơng có ý nghĩa thống kê.
4.3.2. Phân tích hồi quy mơ hình nghiên cứu mơ hình 2 4.3.2.1. Hồi quy Pooled regression 4.3.2.1. Hồi quy Pooled regression
Hồi quy Pooled regression được thực hiện sử dụng dữ liệu bảng của 50 cơng ty trong vịng 5 năm từ 2008 đến 2012. Kết quả được trình bày ở bảng 4.17.
Bảng 4.17: Kết quả hồi quy Pooled regression mơ hình 2
Kết quả hồi quy được sử dụng để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến. Vì nếu
có đa cộng tuyến có thể gây ra sai tín hiệu hay hệ số tác động khơng đáng tin cậy
của mơ hình ước lượng. Phương pháp nhân tử phóng đại phương sai VIF được sử dụng để kiểm tra mối tương quan qua lại giữa các biến tác động, nếu như VIF >10 là xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng, ngược lại nếu VIF < 10 là hiện
tượng đa cộng tuyến không nghiêm trọng. Trong trường hợp này, kết quả từ bảng
4.18 cho thấy biến DR và SHDEBT có VIF > 10, vậy các biến này có xảy ra hiện
tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng trong mơ hình. Để khắc phục đa cộng tuyến, việc
loại biến được thực hiện.
Bảng 4.18: Kết quả VIF mơ hình 2
Biến VIF 1/VIF
DR 22.05 0.045359
SHDEBT 19.26 0.051929
BANK 4.02 0.248556
TDEBT 2.42 0.412824
PROF 1.79 0.557828 CONCENT 1.47 0.681406 Q 1.38 0.723257 MNG 1.15 0.871051 DP 1.05 0.953958 VIF trung bình 5.66
Biến DR được loại bỏ do có VIF = 22.05 > 10. Phân tích hồi quy Pooled regression và kiểm tra đa cộng tuyến được thực hiện lại. Kết quả sau khi loại biến
DR được trình bày trong bảng 4.19 và 4.20. Kết quả chỉ ra rằng tất cả các VIF < 10, đa cộng tuyến khơng nghiêm trọng, có thể bỏ qua. Hệ số R bình phương đạt 0.2961.
Do biến SHDEBT cũng có VIF > 10 (VIF = 19.26). Việc loại biến được thực hiện lại với SHDEBT để so sánh R bình phương trong hai trường hợp loại biến, từ
đó chọn biến cần loại bỏ chính xác. Sau khi biến SHDEBT được loại bỏ, phân tích
hồi quy Pooled regression và kiểm tra đa cộng tuyến được thực hiện lại. Kết quả sau khi loại biến SHDEBT được trình bày trong bảng 4.21 và 4.22. Kết quả cho thấy tất cả các VIF < 10, đa cộng tuyến không nghiêm trọng, có thể bỏ qua. Hệ số R bình
phương trong trường hợp này đạt 0.3037. Trường hợp này có hệ số R bình phương
lớn hơn trường hợp loại biến DR (0.2961), do đó biến SHDEBT sẽ bị loại bỏ, biến DR sẽ được giữ lại. Kết quả hồi quy Pooled regression sau khi loại biến SHDEBT sẽ được dùng so sánh với mơ hình FEM, REM để chọn ra mơ hình phù hợp nhất.
Bảng 4.19: Kết quả hồi quy Pooled regression mơ hình 2 sau khi loại biến DR
Bảng 4.20: Kết quả VIF mơ hình 2 sau khi loại biến DR
Biến VIF 1/VIF
SHDEBT 4.23 0.236609 BANK 3.94 0.253766 SIZE 2.02 0.495976 TDEBT 1.87 0.533686 PROF 1.77 0.565862 CONCENT 1.38 0.723425 Q 1.37 0.731519 MNG 1.12 0.893496 DP 1.05 0.955065 VIF trung bình 2.08
Bảng 4.21: Kết quả hồi quy Pooled regression mơ hình 2 sau khi loại biến SHDEBT
Bảng 4.22: Kết quả VIF mơ hình 2 sau khi loại biến SHDEBT
Biến VIF 1/VIF
DR 4.84 0.206673 BANK 3.8 0.263493 TDEBT 2.14 0.468244 SIZE 2.01 0.496412 PROF 1.77 0.564395 CONCENT 1.45 0.689028 Q 1.36 0.732649 MNG 1.14 0.877826 DP 1.05 0.954455 VIF trung bình 2.17
4.3.2.2. Hồi quy Fixed Effect Model (FEM)
Phân tích hồi quy dữ liệu bảng được tiến hành bằng mơ hình ảnh hưởng cố
định FEM, kết quả thể hiện trong bảng 4.23. Kết quả hồi quy FEM sẽ được dùng để
so sánh với mơ hình Pooled regression, REM để chọn ra mơ hình phù hợp nhất. Bảng 4.23: Kết quả hồi quy FEM mơ hình 2
4.3.2.3. Hồi quy Random Effect Model (REM)
Phân tích hồi quy dữ liệu bảng được tiến hành bằng mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên REM, kết quả thể hiện trong bảng 4.24. Kết quả hồi quy REM sẽ được dùng
Bảng 4.24: Kết quả hồi quy REM mơ hình 2
4.3.2.4. So sánh và lựa chọn mơ hình phù hợp nhất
So sánh giữa Pooled regression và FEM
Để so sánh mức độ phù hợp giữa hai mơ hình Pooled regression và FEM, phương pháp kiểm định Likelihood ratio test được sử dụng với giả thuyết là:
H0 : Pooled regression tốt hơn FEM
Kết quả của Likelihood ratio test nằm ở dòng cuối cùng của kết quả hồi quy
FEM và được trình bày ở bảng 4.25.
Bảng 4.25: Kết quả kiểm định Likelihood ratio test mơ hình 2
Kết quả cho thấy p-value = 0.0000 < α (0.05) nên bác bỏ giả thiết H0, do đó
So sánh giữa Pooled regression và REM
Để so sánh mức độ phù hợp giữa hai mơ hình Pooled regression và REM, phương pháp kiểm định Breuch and Pagan test được sử dụng với giả thuyết là:
H0 : Pooled regression tốt hơn REM
Kết quả của Breuch and Pagan test được trình bày ở bảng 4.26. Bảng 4.26: Kết quả kiểm định Breuch Pagan Test mơ hình 2
Breuch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects acdii[cty,t] = Xb + u[cty] + e[cty,t]
Estimated results: Var Sd = sqrt(Var) ACDII 0.0217682 0.1475405 e 0.0074506 0.0863169 u 0.0078345 0.0885129 Test: Var(u) =0 Chi2(1) = 97.55 Prob > chi2 = 0.0000
Kết quả chỉ ra rằng p-value = 0.0000 < α (0.05) nên bác bỏ giả thiết H0, do
đó sử dụng REM tốt hơn Pooled regression.
So sánh giữa REM và FEM
Để so sánh mức độ phù hợp giữa hai mơ hình REM và FEM, phương pháp
kiểm định Hausman test được sử dụng với giả thuyết là:
H0 : REM tốt hơn FEM
Kết quả của Hausman test được trình bày ở bảng 4.27.
Kết quả cho thấy rằng p-value = 0.0000 < α (0.05) nên bác bỏ giả thiết H0, do
Kết luận: Thông qua kết quả ba sự so sánh trên, mơ hình FEM là phù hợp nhất. Do
đó mơ hình FEM được chọn.
Bảng 4.27: Kết quả kiểm định Hausman Test mơ hình 2
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 khơng 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 cơng 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 khơng (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 ngồi 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