Bảng 4.2 dưới đây cho thấy bức tranh tổng thể về mức độ tương quan có tính chất tuyến tính giữa từng cặp biến số định lượng. Hệ số tương quan có giá trị tuyệt đối rơi vào đoạn [0; 1], với giá trị càng bé càng tốt. Trên thực tế, hệ số tương quan giữa các biến số độc lập và biến số kiểm sốt được sử dụng trong mơ hình hồi quy thấp hơn mức 0,7 thì sẽ khơng q lo ngại.
Theo kết quả kiểm tra ma trận tương quan giữa các biến tại Bảng 4.2 dưới đây, giữa các biến xuất hiện tính độc lập khá cao khi các cặp biến cũng đều có hệ số tương quan nhỏ hơn 0,4.
Bảng 4.2: Ma trận hệ số tương quan giữa các biến
DM STATE MS CEO
Chairman
BOM_IND SIZE LEV TAX LIQ ROA
DM 1.0000 STATE 0.0436 1.0000 MS 0.1863*** 0.4465*** 1.0000 CEOChairman -0.1270*** -0.1601*** -0.2047*** 1.0000 BOM_IND 0.0220 -0.0722*** 0.1519*** -0.2724*** 1.0000 SIZE 0.3788*** 0.0817*** 0.1549*** -0.1247** 0.0519* 1.0000 LEV 0.2133*** -0.0270 -0.0353 0.0102 -0.1024*** 0.3122*** 1.0000 TAX -0.0270 0.0174 0.0265 -0.0205 -0.0449 -0.0008 0.0332 1.0000 LIQ -0.0784*** 0.0167 0.0439 -0.0378 0.0417 -0.2100*** -0.7487*** -0.0251 1.0000 ROA -0.1358*** 0.0774*** 0.1402*** 0.0270 -0.0291 0.0219 -0.4086*** -0.0193 0.3162*** 1.0000 (*p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01)
Bảng 4.2 thể hiện biến kỳ hạn của nợ có quan hệ cùng chiều với biến sở hữu của cổ đông lớn (MS), tầm cỡ công ty (SIZE), tỷ lệ nợ (LEV); và có mối tương quan nghịch với các biến tính kiêm nhiệm của Chủ tịch Hội đồng Quản trị (CEOChairman), tính thanh khoản (LIQ) và hiệu quả sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp (ROA). Trong đó, biến kỳ hạn nợ (DM) có tương quan cao nhất với quy mô công ty (SIZE) với hệ số tương quan là 37,88%. Khi xảy ra tương quan ngược chiều, các biến ngược dấu tăng giá trị thì kỳ hạn nợ của các công ty sẽ giảm, và ngược lại, khi các biến cùng dấu tăng giá trị thì kỳ hạn nợ sẽ tăng tương ứng. Chẳng hạn, hệ số tương quan giữa kỳ hạn nợ và tính kiêm nhiệm của Chủ tịch Hội đồng quản trị là (-0,1270) thể hiện mối tương quan ngược chiều, nghĩa là khi tính kiêm nhiệm của Chủ tịch Hội đồng Quản trị càng tăng thì kỳ hạn nợ càng giảm. Bên cạnh đó, Bảng 4.2 cũng giúp chúng ta có một ánh nhìn tổng qt đến các biến trong mơ hình hồi quy, tuy nhiên, khơng đồng nghĩa với việc dấu tương quan cũng thể hiện đúng với giả định về dấu kỳ vọng của mơ hình hồi quy.
Bên cạnh đó, người viết đã bổ sung thêm kiểm định Pearson trong phân tích sự liên hệ giữa các biến. Cụ thể, tại bảng ma trận hệ số tương quan, các biến độc lập như sở hữu của cổ đơng lớn (MS), tính kiêm nhiệm Chủ tịch Hội đồng Quản trị có tác động đến cấu trúc về kỳ hạn vay nợ của công ty với mức ý nghĩa 1%. Các doanh nghiệp có sở hữu của cổ đơng lớn cao thì sẽ có khuynh hướng sử dụng nợ kỳ hạn dài. Mặt khác, riêng tính kiêm nhiệm của Chủ tịch Hội đồng Quản trị (CEOChairman) tác động đến cấu trúc về kỳ hạn vay nợ với mức ý nghĩa 1% và ngược chiều với kỳ hạn nợ của công ty. Doanh nghiệp có hiện tượng Chủ tịch Hội đồng Quản trị đồng thời cũng là Tổng Giám đốc thì sẽ sử dụng nợ ngắn hạn nhiều hơn. Bang 4.2 còn phản ánh một đặc điểm đó là tính độc lập trong cơ cấu thành viên của Hội đồng Quản trị (BOM_IND) sẽ có tác dụng hạn chế ảnh hưởng của tính kiêm nhiệm của Chủ tịch Hội đồng Quản trị (CEOChairman) đến chính sách về kỳ hạn vay nợ của doanh nghiệp bởi tương quan giữa hai biến này ngược chiều với mức ý nghĩa 1% (-0,2724).
Cùng với phân tích ma trận tương quan giữa các biến, người viết thực hiện kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập và biến kiểm soát được áp dụng tại đề tài thơng qua phương pháp kiểm định hệ số phóng đại phương sai (VIF). Đa cộng tuyến là hiện tượng các biến độc lập và biến kiểm sốt trong mơ hình hồi quy phụ thuộc tuyến tính lẫn nhau. Khi xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, chúng ta không thể phân biệt được các tác động riêng lẻ của các biến kiểm soát và biến độc lập lên biến phụ thuộc, từ đó sai số chuẩn của tham số hồi quy tăng cao và các ước tính sẽ khơng cịn chính xác và đáng tin cậy.
Trường hợp hệ số phóng đại phương sai (VIF) nhỏ hơn 2 thì có thể kết luận sẽ khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. Ngược lại, khi VIF có giá trị lớn hơn 2 thì xuất hiện dấu hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến và khi VIF lớn hơn 10 thì hiện tượng đa cộng tuyến đã xảy ra. Dựa vào kết quả kiểm định ở Bảng 4.3 dưới đây, phần lớn giá trị VIF đều nhỏ hơn 2, ngoại trừ cặp biến LEV (2,96) và LIQ (2,38). Tuy nhiên, giá trị trung bình VIF là khá thấp (1,74) nên hiện tượng đa cộng tuyến sẽ không đáng kể khi thực hiện mơ hình hồi quy trong đề tài này.
Bảng 4.3: Kiểm định nhân tố phóng đại phương sai (VIF)
Tên biến VIF 1/VIF
STATE 1.33 0.751065 MS 1.50 0.666288 BOM_IND 1.23 0.810546 CEOChairman 1.19 0.842640 SIZE 1.54 0.649358 LEV 2.96 0.338404 LIQ 2.38 0.419799 ROA 1.43 0.698915 TAX 1.01 0.985467 Trung bình VIF 1.74
(Nguồn: Người viết tự xử lý dữ liệu bằng phần mềm Stata14, chi tiết tại Phụ lục 3)
4.3 Kết quả hời quy và giải thích
Qua tổng kết các lý thuyết và thực tiễn nghiên cứu được trình bày, các giả thiết nghiên cứu được sàng lọc và tạo lập, cũng như phương pháp kiểm chứng mơ hình hồi quy đã được giới thiệu, phần này sẽ trình bày và đánh giá kết quả của nghiên cứu để giải đáp cho các vấn đề nghiên cứu trong luận án. Và từ kết quả nghiên cứu này, người viết sẽ đưa ra các bình luận và hàm ý đề xuất trong Chương 5.
Các nhân tố bao gồm sở hữu của nhà nước (STATE), sở hữu của cổ đơng lớn (MS), tính độc lập trong cơ cấu thành viên của Hội đồng Quản trị (BOM_IND), tính kiêm nhiệm của Chủ tịch Hội đồng Quản trị (CEOChairman) có tác động đến cấu trúc về kỳ hạn vay nợ tại các pháp nhân kinh doanh Việt Nam được niêm yết? Trong số đó, doanh nghiệp cần chú trọng đến những yếu tố nào khi đưa ra chiến lược đối với cấu trúc về kỳ hạn gói vay của doanh nghiệp? Khi các yếu tố này ảnh
hưởng tới cấu trúc về kỳ hạn gói vay thì tầm cỡ và xu hướng ảnh hưởng sẽ như thế nào?
Kết quả kiểm chứng mơ hình hồi quy được triển khai theo phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất tổng quát (Pooled PLS) với ước lượng sai số điều chỉnh (robust standard errors) nhằm tránh tình trạng thay đổi phương sai và được trình bày ở Bảng 4.3 dưới đây:
Bảng 4.4: Kết quả mơ hình hời quy theo phương pháp Pooled OLS Pooled OLS với sai số được điều chỉnh
Biến phụ thuộc: DM (Robust standard errors)
Cấu trúc sở hữu
State -0.0752**
(0.0308)
MS 0.155***
(0.0266)
Đặc điểm hội đồng quản trị
BOM_IND -0.0812**
(0.0387)
CEOChairman -0.0204*
(0.0115)
Biến kiểm soát
Size 0.0520*** (0.00402) LEV 0.199*** (0.0494) TAX -0.0182*** (0.00454) LIQ 0.0189*** (0.00629) ROA -0.281***
(0.0761) Hằng số -1.161*** (0.117) Số quan sát 1,287 R-squared 0.292 Hiệu ứng cố định năm Có Hiệu ứng cố định ngành Có *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
(Nguồn: Người viết tổng hợp kết quả phân tích hồi quy bằng phần mềm Stata14, chi tiết tại Phụ lục 4)
Giả thuyết H1 (Sở hữu nhà nước có quan hệ nghịch biến (-) với cấu trúc về
kỳ hạn vay nơ của công ty) – được chấp nhận
Với hệ số biến STATE = -0,0752 và ý nghĩa thống kê ở mức 5% cho thấy sở hữu của nhà nước có ảnh hưởng và tác động nghịch biến tới cấu trúc về kỳ hạn vay nợ của doanh nghiệp. Điều này nghĩa là khi tỷ lệ sở hữu nhà nước càng tăng thì cơng ty càng ưu tiên sử dụng gói vay ngắn hạn. Kết quả đó trùng khớp với nghiên cứu của G. Shailer và K. Wang (2015) khi xem xét các doanh nghiệp tại Trung Quốc, các doanh nghiệp có tỷ lệ sở hữu nhà nước càng cao thì càng có khuynh hướng sử dụng nợ ngắn hạn, bởi những doanh nghiệp này nhận được những ưu đãi và giảm bớt rủi ro cho doanh nghiệp (bao gồm cả rủi ro thanh khoản thanh toán nợ vay).
Mục đích năm giữ quyền sở hữu đối với cổ phần của các doanh nghiệp nhà nước là để phục vụ cho an sinh xã hội, bao gồm việc duy trì và cải thiện việc làm cho người dân, hoặc bảo hộ cho các ngành có tính chất trọng yếu đối với đất nước và cơng tác quốc phịng an ninh. Vì lý do này, Nhà nước sẽ tiến hành các biện pháp bảo đảm các doanh nghiệp thuộc sở hữu của Nhà nước khơng bị phá sản. Vì vậy, khi các doanh nghiệp có sở hữu nhà nước đối mặt với nguy cơ phá sản hoặc trong
tình trạng kiệt quệ tài chính thì Nhà nước sẽ đứng ra bảo lãnh các khoản nợ và hỗ trợ các doanh nghiệp này thốt ra khỏi tình trạng khó khăn tài chính. Theo đó, với sự bảo đảm này, các cơng ty này có khuynh hướng sử dụng nợ kỳ hạn ngắn để tài trợ cho hoạt động sản xuất kinh doanh của mình.
Giả thuyết H2 (Sở hữu của cở đông lớn có quan hệ đồng biến (+) với cấu
trúc về kỳ hạn vay nơ của doanh nghiệp) – được chấp thuận
Với hệ số biến MS = 0,155 và đạt ý nghĩa thống kê ở mức 1% cho thấy sở hữu của cổ đơng lớn có tác động mạnh và tác động đồng biến tới cấu trúc về kỳ hạn vay nợ của cơng ty. Các doanh nghiệp có sở hữu cổ đơng lớn càng tăng thì các cơng ty ngày càng ưu tiên sử dụng các khoản vay nợ kỳ hạn dài. Tại các doanh nghiệp Việt Nam, vai trò giám sát hoạt động kinh doanh của nợ ngắn hạn đã được chuyển sang cho cổ đông lớn và đồng thời cơ chế giám sát của cổ đơng sẽ góp phần giảm chi phí đại diện cho các công ty. Kết quả hồi quy phù hợp với nghiên cứu của Marchica (2008), Shleifer & Vishny (1986) rằng cổ đông lớn sẽ hạn chế mâu thuẫn về đại diện giữa những người quản lý doanh nghiệp và chủ sở hữu, bởi các cổ đơng lớn có nhu cầu mạnh mẽ để tham gia kiểm soát và giám sát hoạt động của nhà quản lý, từ đó các doanh nghiệp thường ưu tiên sử dụng các gói vay nợ dài hạn.
Cổ đông lớn là những cổ tức, cá nhân sở hữu từ 5% vốn điều lệ trở lên của cơng ty, do đó, khi phát sinh bất kỳ biến động nào trong giá cổ phiếu đều ảnh hưởng lớn đến giá trị tài sản của những cổ đông lớn này. Dựa trên nghiên cứu của Datta cùng cộng sự (2005), những cổ đơng lớn ln có nhu cầu mạnh mẽ và rất tích cực trong việc kiểm soát các hoạt động của nhà quản trị nhằm tránh những ảnh hưởng trái chiều đến hiệu quả sản xuất kinh doanh của cơng ty. Bên cạnh đó, cổ đơng lớn ln có đầy đủ năng lực, nguồn nhân lực quản lý chất lượng tốt cho phép họ thực hiện vai trị giám sát tốt hơn khi so với cổ đơng thiểu số và cổ đông là cá nhân.
Với đặc thù của thị trường Việt Nam, các cổ đông lớn đa phần là các tổ chức, quỹ đầu tư, các định chế tài chính lớn và khi họ đồng ý đầu tư sẽ phát đi một tín hiệu tích cực, và tạo cho thị trường một tâm lý tốt hơn đối với những nhà đầu tư và chủ nợ vì sự tin tưởng vào hiểu biết, chun mơn và khả năng phân tích của những
cổ đơng lớn này. Do đó, sở hữu của cổ đơng lớn sẽ là một tín hiệu tích cực về hiệu quả giám sát nhà quản trị, và từ đó sẽ thay thế cơ chế giám sát của nợ ngắn hạn, vấn đề đại diện được giải quyết. Như vậy, chủ nợ và nhà đầu tư sẽ đặt niềm tin cho vay với kỳ hạn dài hơn và doanh nghiệp khi đó sẽ dễ dàng đạt được việc huy động hay phát hành nợ dài hạn hơn.
Giả thuyết H3 (Tính độc lập của HĐQT có tác động nghịch biến (-) với cấu
trúc về kỳ hạn vay nơ của doanh nghiệp) – được chấp thuận
Kết quả hồi quy với hệ số biên BOM_IND = -0,0812 và đạt ý nghĩa thống kê ở mức 5% cho thấy rằng tính độc lập trong cơ cấu thành viên của Hội đồng Quản trị có tác động ngược chiều với thời hạn gói vay. Đi kèm với việc cơng ty có càng nhiều thành viên Hội đồng Quản trị độc lập (thành viên khơng điều hành) thì cơng ty sẽ có xu hướng sử dụng gói vay kỳ hạn ngắn. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Tanaka (2016) rằng mối tương quan âm giữa tính tách bạch trong cơ cấu thành viên của Hội đồng Quản trị và cấu trúc về kỳ hạn vay nợ của doanh nghiệp. Qua kết quả hồi quy, chúng ta thấy được rằng, tại Việt Nam, các thành viên độc lập Hội đồng Quản trị có ảnh hưởng bổ sung cho kỳ hạn nợ thông qua việc tăng cường hiệu quả giám sát.
Theo nghiên cứu của Jensen và Meckling (1976), Hội đồng Quản trị có trách nhiệm và chức năng cơ bản là giám sát hoạt động của các thành viên ban giám đốc nhằm bảo đảm hoạt động kinh doanh hiệu quả, tránh tình trạng xung đột giữa ban giám đốc với lợi ích của nhà đầu tư, cổ đơng, từ đó, giảm chi phí đại diện. Tuy nhiên, chức năng của Hội đồng Quản trị trong việc giám sát sẽ bị ảnh hưởng nghiêm trọng trong trường hợp thành viên Hội đồng Quản trị cùng đồng thời đảm nhiệm chức danh trong ban giám đốc. Khi đó, tính khách quan và khơng vụ lợi của ban giám đốc sẽ giảm xuống, làm phát sinh xung đột lợi ích và khả năng kiểm sốt chi phí đại diện của Hội đồng Quản trị cũng giảm theo. Trong trường hợp thành viên Hội đồng Quản trị đồng thời đảm nhiệm chức danh trong ban giám đốc, chức năng giám sát khơng cịn được đề cao, tức số lượng thành viên độc lập của Hội đồng Quản trị khơng cịn nhiều và làm tăng chi phí về đại diện.
Tại thị trường Việt Nam, pháp luật còn nhiều kẻ hở, nhiều “vùng xám” chưa được pháp luật dự liệu đầy đủ, chế tài xử phạt chưa thật sự nghiêm minh, do đó, hành vi vi phạm vẫn còn xuất hiện trên thị trường và vấn đề đại diện từ đó phát triển, trở thành một vấn đề quan trọng. Đặc biệt, thành viên độc lập của Hội đồng Quản trị sẽ không tạo ra xung đột về quyền lợi với cổ đông và nhà đầu tư như thành viên Hội đồng Quản trị kiêm nhiệm thành viên ban giám đốc hay thành viên Hội đồng quản trị không độc lập. Bên cạnh đó, thành viên độc lập của Hội đồng Quản trị càng cao sẽ dễ có được đầy đủ thơng tin thị trường, khách quan giám sát và quản lý hoạt động của ban giám đốc và cẩn trọng đưa ra những quyết định lựa chọn kỳ hạn vay nợ của doanh nghiệp.
Như vậy, bằng kết quả hồi quy, tính độc lập trong cơ cấu thành viên của Hội đồng Quản trị đã cho thấy tác động bổ sung đến kỳ hạn nợ của doanh nghiệp trong vai trò giám sát nhà quản trị phù hợp với đặc thù của thị trường Việt Nam.
Giả thuyết H4 (Tính kiêm nhiệm của Chủ tịch Hội đồng Quản trị có tác
động ngươc chiều (-) đối với kỳ hạn nơ của doanh nghiệp) – được chấp thuận
Theo kết quả hồi quy được nêu tại Bảng 4.3 ở trên, ta thấy giá trị của biến số CEOChairman = -0,0204 và ý nghĩa thống kê ở mức 10% đã thể hiện được mối tương quan âm giữa tính kiêm nhiệm Chủ tịch Hội đồng Quản trị và cấu trúc về kỳ hạn vay nợ. Điều này được hiểu rằng khi công ty có một cá nhân đảm nhiệm chức danh Chủ tịch Hội đồng Quản trị kiêm Tổng giám đốc sẽ có khuynh hướng sử dụng nhiều khoản nợ có kỳ hạn ngắn; ngược lại, Chủ tịch Hội đồng Quản trị và Tổng giám đốc do hai người khác nhau đảm nhiệm thì doanh nghiệp đó sẽ có khuynh hướng dử dụng nhiều nợ dài hạn.
Kết quả hồi quy này phù hợp với nghiên cứu của Marchica (2008) khi cho rằng Chủ tịch Hội đồng Quản trị kiêm Tổng Giám đốc sẽ gây ra hiện tượng giảm hiệu quả giám sát, do đó, nợ ngắn hạn sẽ được xem là một lựa chọn để tăng cường giám sát ban giám đốc. Tuy nhiên, kết quả hồi quy lại đi ngược lại nghiên cứu của Brickley, Coles và Jarrell (1997), khi các tác giả này không phát hiện được bằng