CHƯƠNG 3 : TRÌNH BÀY NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.3 Kết quả nghiên cứu
3.3.1 Mơ hình 1
Mơ hình 1 được đưa ra để kiểm tra về mối quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu của các cổ đông lớn bên ngồi khơng tham gia và hoạt động quản trị điều hành doanh nghiệp và mức độ sử dụng nợ vay được đo lường bằng ln(D/E). Với giả thuyết thứ nhất được đưa ra là: Các doanh nghiệp có tỷ lệ sở hữu của các cổ đơng lớn bên ngồi cao hơn sẽ có mức độ sử dụng nợ cao hơn tương ứng, mơ hình 1 được trình bày như
sau:
LEVit = α0 + β0EBOit + β1SIZEit + β2LIQit + β3VOLit + β4GROWTHit + β5PROFit +
β6FCFit + β7INTAit + β8NDTSit + εit (1)
Tác giả sử dụng phần mềm Stata 12 để xử lý dữ liệu thu thập được. Kết quả hồi quy mơ hình (1) như sau:
Bảng 3.4: Kết quả hồi quy mơ hình (1):
Mơ hình Pool OLS REM FEM FEM’
Constant -1.942 (-2.60)** -2.107 (-2.14)** -3.9202 (-3.05)*** -3.9202 (-1.92)*
EBO SIZE LIQ VOL GROWTH FCF PROF INTA NDTS -0.3308 -0.2693 -0.2732 -0.2732 (-1.28) (-1.52) (-1.55) (-1.22) 0.1177 0.1114 0.1747 0.1747 (4.35)*** (3.14)*** (3.76)*** (2.38)** -0.5947 -0.3841 -0.3339 -0.3339 (-22.94)*** (-18.85)*** (-16.09)*** (-9.88)*** -0.1125 -0.2281 -0.0032 -0.0032 (-3.78)*** (-1.06) (-0.15)** (-0.11) 0.3602 0.2391 0.2122 0.2122 (4.34)*** (5.23)*** (4.80)*** (3.76)*** -2.07E-07 -3.33E-08 2.97E-08 2.97E-08
(-2.13)** (-0.40) (0.35) (0.29) -0.7699 -1.1316 -1.2196 -1.2196 (-1.91)* (-4.33)*** (-4.77)*** (-2.99)*** -2.2808 -1.5852 -0.8185 -0.8185 (-3.42)*** (-1.76) (-0.81) (-0.76) 1.7627 0.1795 -0.2833 -0.2833 (1.87)* (0.18) (-0.26) (-0.22) R2 = 0.6399 R2 = 0.55584 R2 = 0.5658 R2 = 0.5658 F= 89.65*** Chi2= 546*** F = 50.81*** F = 31.55*** LM Test
(xttest0) Chi2 = 403.15; Prob(Chi2) = 0.000 Hausman
Test Chi2 = 470.34; Prob(Chi2) = 0.000 Modified
Wald Test
(xttest3) Chi 2
= 20931; Prob(Chi2) = 0.000
Ghi chú: Bảng trình bày kết quả hồi quy tác động của tỷ lệ sở hữu của các cổ đông lớn bên ngồi và các nhóm biến kiểm sốt lên địn bẩy tài chính, sử dụng các mơ hình (Pooled, REM và FEM), dữ liệu là toàn bộ các doanh nghiệp trong mẫu. Thống kê t (hoặc z đối với mơ hình REM) được trình bày trong ngoặc đơn, dưới các hệ số hồi quy.
Kiểm định Lagrange (LM test) được sử dụng để kiểm ra độ phù hợp giữa hai mơ hình Pooled OLS và Random Effects. Kiểm định Hausman (Hausman test) kiểm tra độ phù hợp giữa mơ hình Random và Fixed Effects.
37
Modified Wald Test (xttest3) được sử dụng để kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình tác động cố định (FEM), giả thuyết Ho: khơng có hiện tượng phương sai thay đổi.
* có ý nghĩa thống kê ở mức 10% ** có ý nghĩa thống kê ở mức 5% *** có ý nghĩa thống kê ở mức 1%
Kiểm định Lagrange (LM test) cho giá trị Chi2 có p-value rất thấp (nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%) cho phép bác bỏ giả thiết Ho của kiểm định: Phương sai qua các đơn vị là không thay đổi, do vậy việc hồi quy sử dụng mơ hình Pooled OLS là khơng phù hợp. Kiểm định Hausman (Hausman test) kiểm định tính phù hợp của mơ hình REM cho giá trị Chi2 = 470.34 có p-value rất thấp, điều này cho phép chúng ta bác bỏ giả thiết H0: Ước lượng của REM và FEM là khơng có sự khác biệt. Do vậy, sử dụng mơ hình tác động cố định FEM là phù hợp.
Sử dụng Modified Wald Test (xttest3) của phần mềm Stata 12 để kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi cho mơ hình FEM, Chi2 của kiểm định cho giá trị p- value rất thấp cho phép bác bỏ giả thuyết Ho: phương sai không thay đổi. Do vậy, trong mơ hình FEM được lựa chọn có hiện tượng phương sai thay đổi. Tác giả sử dụng sai số chuẩn hiệu chỉnh theo Robust (Robust standard errors) cho mơ hình FEM để hiệu chỉnh phương sai thay đổi, kết quả trình bày tại bảng 3.4 (mơ hình FEM’)
Nhìn chung, các kết quả hồi quy đều cho thấy hệ số hồi quy của biến đại diện sở hữu của các cổ đơng lớn bên ngồi (EBO) đều mang dấu âm, biểu hiện cho tương quan biến động ngược chiều với mức độ sử dụng nợ (LEV), tuy nhiên hệ số hồi quy khơng cho thấy có ý nghĩa thống kê. Như vậy, kết quả thực nghiệm thu được là có sự khác biệt so với giả thuyết Ho được nêu ra ban đầu: mức độ sử dụng nợ của các doanh nghiệp biến động theo xu hướng cùng chiều với tỷ lệ sở hữu của các cổ đơng lớn bên ngồi.
38
Kết quả hồi quy với nhóm các biến kiểm sốt cung cấp các một số các kết quả hỗ trợ cho các nghiên cứu trước đây:
Biến đại diện kích cỡ doanh nghiệp (SIZE) có hệ số hồi quy mang dấu dương có ý nghĩa, thể hiện tương quan biến động cùng chiều của kích cỡ doanh nghiệp và mức độ sử dụng nợ, điều này phù hợp với các kết quả nghiên cứu của Scott và Martin (1975) và Ferri và Jones (1979) theo đó các doanh nghiệp với quy mơ lớn có mức độ đa dạng hóa hoạt động tốt hơn do vậy có rủi ro phá sản thấp hơn và thường sử dụng nợ nhiều hơn.
Hai biến số cịn lại sử dụng để kiểm sốt rủi ro hoạt động của doanh nghiệp là: khả năng thanh khoản (LIQ) và độ biến động trong thu nhập hàng năm (VOL) đều cho các hệ số hồi quy mang giá trị âm tuy nhiên chỉ biến LIQ cho thấy có ý nghĩa thống kê. Các kết quả này đều phù hợp với lập luận ban đầu và tương đồng với các kết quả nghiên cứu trước. Theo đó, nghiên cứu của Deesomak và các cộng sự (2004) cho thấy tương quan âm giữa khả năng thanh khoản (LIQ) và mức độ sử dụng nợ của doanh nghiệp. Bradley và các cộng sự (1984) lập luận rằng việc gia tăng biến động trong thu nhập của doanh nghiệp có thể làm giảm khả năng vay mượn và mức độ sử dụng nợ.
Khả năng sinh lợi (PROF) cho thấy có hệ số hồi quy mang giá trị âm, thể hiện tương quan biến động ngược chiều của khả năng sinh lợi với mức độ sử dụng nợ, trị thống kê của biến PROF cho thấy có ý nghĩa tại mức ý nghĩa 1%. Các kết quả hồi quy thu được phù hợp với lập luận của Myers và Majluf (1984) nêu ra trong lý thuyết trật tự phân hạng và hỗ trợ cho kết quả nghiên cứu của Friend và Lang (1988) về tác động của khả năng sinh lợi lên mức độ sử dụng nợ của doanh nghiệp. Nhìn chung, đa số các cơng trình nghiên cứu đề khẳng định về mối tương quan âm này.
Tốc độ tăng trưởng lợi nhuận (GROWTH) cho thấy có tương quan dương với mức độ sử dụng nợ và hệ số hồi có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1%. Kết quả
này trái ngược với lập luận ban đầu cho rằng các doanh nghiệp tăng trưởng cao, với nguồn quỹ nội bộ dồi dào thường hạn chế việc sử dụng nợ vay. Titman và Wessels (1984) cho rằng xu hướng đầu tư vào các mục tiêu thứ cấp nhằm đoạt lấy lợi ích của các trái chủ thường xuất hiện nhiều hơn ở các lĩnh vực tăng trưởng mạnh. Do vậy, các nhà quản trị ở các doanh nghiệp này cũng thường cho thấy có xu hướng né tránh việc sử dụng nợ hơn so với các doanh nghiệp khác.
Hai biến còn lại là INTA – đại diện cho tỷ trọng các tài sản đặc thù của doanh nghiệp và biến NDTS – đo lường mức độ sử dụng tấm chắn thuế đều cho các hệ số hồi quy mang giá trị âm, thể hiện tương quan âm với mức độ sử dụng nợ và phù hợp với các nghiên cứu của Balakrishnan và Fox (1993), Myers (1977) và DeAngelo và Masulis (1980), tuy nhiên các hệ số hồi quy thu được bằng mơ hình Pooled OLS, REM và FEM khơng cho thấy có ý nghĩa thống kê.
3.3.2 Mơ hình 2
Mơ hình 2 được đưa ra để khảo sát quan hệ giữa sở hữu của các cổ đông tham gian quản trị điều hành doanh nghiệp (MSO) và mức độ sử dụng nợ (LEV). Mơ hình giả định được đưa ra như sau:
LEVit = α0 + β0MSOit + β1(MSO)2it + β2SIZEit + β3LIQit + β4VOLTYit + β5GROWTHit + β6PROFit + β7FCFit + β8INTAit + β9NDTSit + εit (2)
Dựa trên các liệu thu thập, tác giả hồi quy ước lượng quan hệ giữa biến LEV và MSO. Kết quả thu được cho thấy quan hệ dạng đường cong giải thích tốt hơn cho mối quan hệ giữa biến phụ thuộc LEV và MSO, phù hợp với giả thuyết nghiên cứu đã đưa ra.
Bảng 3.6: Kết quả hồi quy lượng tính quan hệ LEV và MSO
Dependent Variable:LEV
Equation Model Summary Parameter Estimates
R Square F df1 df2 Sig. Constant b1 b2
Linear .022 8.205 1 358 .004 -.206 .731
Quadratic .027 4.919 2 357 .008 .021 -.502 1.345
Hình 3.1: Hồi quy ước lượng tương quan giữa biến LEV và MSO
Tuy nhiên, hệ số tương quan giữa 2 biến MSO và MSO2 cũng cho thấy có tương quan dương khá cao (ρ = 0.9671). Do vậy, việc sử dụng đồng thời cả hai biến MSO và MSO2 trong mơ hình (2) có thể gây ra hiện tượng đa cộng tuyến. Luận văn sử dụng thêm 2 mơ hình hồi quy trong đó lần lượt loại bỏ từng biến MSO và MSO2 ra khỏi mơ hình để quan sát tác động của từng biến số cịn lại trong mơ hình. Sử dụng phần mềm Stata 12, các kết quả hồi quy các mơ hình được trình bày tại Phụ lục 2.
Các kết quả kiểm định mơ hình cho thấy, hệ số Chi2 của kiểm định LM có p- value rất thấp. Kết quả này cho phép chúng ta bác bỏ các giả thuyết Ho của kiểm định Lagrange (LM test) và kết luận sử dụng mơ hình REM là phù hợp hơn so với hồi quy bằng mơ hình Pooled OLS. Kết quả kiểm định Hausman cho thấy các mơ hình sử dụng phương pháp FEM là phù hợp.
Sử dụng kiểm định Modified Wald Test (xttest3) của phầm mềm Stata 12 cho mơ hình FEM, kết quả kiểm định cho thấy trong mơ hình có hiện tượng phương sai
thay đổi. Căn cứ các kết quả kiểm định, tác giả sử dụng mơ hình FEM được hiệu chỉnh theo sai số chuẩn Robust để giải thích cho các kết quả nghiên cứu, kết quả hồi quy thu được trình bày tại Bảng 3.6:
Bảng 3.6: Kết quả hồi quy mơ hình (2) bằng FEM:
Mơ hình 2a 2b 2c Constan t MSO -3.8744 (- 1.92)* 0.2441 (0.41) -3.8767 (-1.93)* 0.2577 (1.27) -3.8135 (- 1.89)* MSO2 0.0153(0.02) 0.1683 0.1683 0.2651 (1.26) 0.1678 SIZE LIQ VOL GROWT H FCF PROF INTA NDTS (2.33)** -0.3330 (-9.51)*** -0.002 (-0.09) 0.213 7 (3.71)*** 3.60E-08 (0.35) -1.2475 (-3.09)*** -0.7403 (-0.67) -0.4988 (-0.38) R2 = 0.5665 F = 29.37*** (2.33)** -0.3330 (-9.53)*** -0.0026 (-0.09) 0.2137 (3.72)*** 3.59E-08 (0.35) -1.2475 (-3.09)*** -0.7421 (-0.68) -0.4987 (-0.38) R2 = 0.5655 F = 31.51*** (2.32)*** -0.3324 (- 16.05)*** -0.0036 (-0.13) 0.2142 (3.71)*** 3.68E- 08 (0.36) -1.2483 (- 3.09)*** -0.0712 (-0.64) -0.4996 (-0.38) R2 = 0.5662 F = 30.46***
Ghi chú: Bảng 3.6 trình bày kết quả hồi quy tác động của tỷ lệ sở hữu của các cổ đông điều hành và các nhóm biến kiểm sốt lên
địn bẩy tài chính, sử dụng mơ hình hồi quy tác động cố định FEM, dữ liệu là tồn bộ các doanh nghiệp trong mẫu. Mơ hình
2a, tác giả hồi quy đầy đủ biến độc lập và các nhóm biến kiểm sốt, mơ hình 2b loại bỏ biến MSO2 và mơ hình 2c loại bỏ biến MSO. Thống kê t được trình bày trong ngoặc đơn, dưới các hệ số hồi quy.
* có ý nghĩa thống kê ở mức 10% ** có ý nghĩa thống kê ở mức 5% *** có ý nghĩa thống kê ở mức 1%
Kết quả hồi quy mơ hình (2a) cho thấy hai biến đại diện cho tỷ lệ sở hữu của các cổ đông tham gia quản trị điều hành là MSO và MSO2 đều có các hệ số hồi quy mang dấu dương, thể hiện biến động cùng chiều của tỷ lệ sở hữu của các cổ đông điều hành với mức độ sử dụng nợ tuy nhiên khơng có ý thống kê. Các kết quả hồi quy mơ hình (2b) và (2c) cũng cho các hệ số hồi quy β0 của MSO và β1 của MSO2 có đều mang giá trị dương và có ý nghĩa thống kê. Như vậy, việc sử dụng đồng thời cả 2 biến MSO và MSO2 gây ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình và làm mất ý nghĩa thống kê của các hệ số hồi quy tương ứng.
Quan sát các kết quả hồi quy tại mơ hình (2b) và (2c) có thể đưa ra kết luận về tương quan dương giữa tỷ lệ nợ của các cổ đông điều hành và mức độ sử dụng nợ của doanh nghiệp: các doanh nghiệp có tỷ lệ sở hữu của các cổ đơng điều hành càng lớn thì mức độ sử dụng nợ càng cao.
Như vậy, căn cứ các kết quả hồi quy đưa ra quan hệ giữa các cổ đông quản trị điều hành và tỷ lệ nợ của doanh nghiệp được biểu hiện ở dạng đường cong dốc lên. Cụ thể là khi mức độ sở hữu của các cổ đông điều hành thấp, sở hữu của các cổ đông điều hành và hệ số nợ cho thấy có biến động cùng chiều, thể hiện tương quan dương phù hợp theo giả thuyết nghiên cứu đã đưa ra. Tuy nhiên, khi sở hữu của các cổ đơng điều hành gia tăng, hiệu ứng núp bóng của các cổ đơng điều hành khơng cho thấy có tác động để gây ra sự sụt giảm trong việc sử dụng nợ của các doanh nghiệp, ngược lại, mức độ sử dụng nợ lại cho thấy có xu hướng tăng nhanh hơn. Kết quả, mối quan hệ này được biểu hiện dưới dạng đường cong dốc lên.
Các biến kiểm sốt trong mơ hình nhìn chung cho kết quả tương đồng với kết quả khi tác giả hồi quy mơ hình (1) và cung cấp thêm các bằng chứng ủng hộ cho các lý thuyết và kết quả nghiên cứu thực nghiệm trước đây.
3.3.3 Mơ hình 3
Mơ hình 3 được sử dụng để nghiên cứu tác động tổng hợp giữa tỷ lệ sở hữu của các cổ đông lớn không tham gia quản trị điều hành và địn bẩy tài chính của doanh nghiệp ở các mức độ khác nhau của sở hữu của các cổ đông điều hành khác nhau. Cụ thể là, giả thuyết nghiên cứu thứ ba được đưa ra dự đoán rằng: ở mức độ thấp của quyền sở hữu của các cổ đông điều hành, sở hữu của các cổ đông lớn không tham gia điều hành có tương quan dương với tỷ lệ nợ của doanh nghiệp. Và giả thuyết thứ tư được đưa ra dự đoán rằng: ở mức độ cao của quyền sở hữu của các cổ đông điều hành, sở hữu của các cổ đông lớn không tham gia điều hành cũng cho thấy có tương quan với tỷ lệ nợ của doanh nghiệp, tuy nhiên ở mức độ thấp hơn so với khi quyền sở hữu của các cổ đông điều hành ở mức độ thấp do tác động thuận chiều tạo ra bởi hiệu ứng giám sát hoạt động doanh nghiệp của các cổ đông lớn bị ảnh hưởng một phần bởi tương quan âm do hiệu ứng núp bóng của nhóm các cổ đơng điều hành gây ra khi nắm giữ tỷ lệ sở hữu cao hơn. Giả thuyết này được kiểm định bằng việc hồi quy mơ hình tổng hợp như sau:
LEVit = α0 + β0EBOit + β1MSOit + β2(MSO)2it + β3(D*EBOit) + β4SIZEit + β5LIQit + β6VOLTYit + β7GROWTHit + β8PROFit + β9FCFit + β10INTAit + β11NDTSit + εit (3)
Biến tương tác D*EBO được sử dụng để phân biệt cho các mức độ thấp và cao của quyền sở hữu của các cổ đông điều hành. Biến giả D nhận giá trị 0 nếu mức độ sử hữu của các cổ đông điều hành là thấp hơn 20% và khi sở hữu của các cổ đông điều hành từ 20% trở lên thì biến D mang giá trị bằng 1. Lúc này, hệ số tương quan của biến EBOit phản ánh mối liên hệ giữa quyền sở hữu của các cổ đơng lớn bên ngồi và mức độ sử dụng nợ khi quyền sở hữu của các cổ đông tham gia quản trị điều hành ở mức độ thấp.
MSO2 0.7092 0.1826
Hệ số β3 của biến tương tác D*EBOit cho ta thấy được sự khác biệt giữa sở hữu của các nhóm cổ đơng bên ngồi và địn bẩy tài chính giữa mức độ cao so với mức độ thấp của sở hữu của các cổ đông điều hành. Lúc này, tổng của β2 và β3 đưa ra độ dốc cho quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu của cổ đơng bên ngồi và mức độ sử dụng nợ của doanh nghiệp khi mà quyền sở hữu của các cổ đông điều hành ở mức cao.
Sử dụng Stata 12, các kết quả hồi quy dữ liệu bảng bằng ba mơ hình Pooled