Biến lata fdc ltdc Chiều hướng tác động (1) (2) (3) (4) (1) (2) (3) (4) (1) (2) (3) (4) size (+) (+) (+) (+) (+) (+) (+) (+) (+) (+) (+) (+) (+) tang (-) (+) (+) (+) (+) (+) (+) (+) (+) (+) (+) nsdt (-) (-) (-) (-) (-) (-) (-) gdp (-) (-) (+) (+) (+)/(-) liq (-) (-) (-) profit (-) (-) (-) (-) (-) (-) (-) growth (+) (+) induslev (+) (+) (-) (+) (+)/(-)
(Nguồn: Tác giả tính tốn và tổng hợp từ các kết quả nghiên cứu ở trên)
Yếu tố thứ hai là tài sản cố định hữu hình (TANG). Khả năng quản lý tài sản cố định hữu hìnhcó ảnh hưởng cùng chiều vàcó ý nghĩa thống kê đến việc sử dụng nợ của các DNNY của Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu. Các DNNY có tỷ trọng tài sản cố định hữu hình cao hơn sẽ có xu hướng sử dụng nhiều nợ dài hạn, nợ vay và
tổng nợ phải trả hơn. Kết quả tiếp tục ủng hộ lý thuyết đánh đổi. Bởi DN có thể sử dụng tài sản cố định hữu hình làm tài sản bảo đảm cho các khoản vay, và giảm bớt được chi phí kiệt quệ tài chính, DN có thể vay nợ ở mức chi phí thấp. Kếtquả nghiên cứu đồng nhất với các bằng chứng thực nghiệm trong và ngoài nước khác về mối quan hệ thuận chiều giữa tài sản cố định hữu hình và ĐBTC. Các bằng chứng thực nghiệm bao gồm Rajan and Zingales (1995), Huang and Song (2004), Frank and Goyal (2009) và các nghiên cứu của Việt Nam như Okuda and Nhung (2012), Nguyen
và cộng sự (2014), Tran (2015).
Thứ ba, khả năng sinh lời của DN có tác động âm đến việc sử dụng toàn bộ tổng nợ phải trả và nợ vay tài chính của các DNNY tại Việt Nam, song chưa thấy tác động đến nợ dài hạn của các DN này. Khi lợi nhuận hoạt động của DN tăng lên, DN sẽ vay nợ ít đi, nhưng khơng làm thay đổi các quyết định tài chính của DN. Điều này hàm ý
rằng, khả năng sinh lời ảnh hưởng đến nợ ngắn hạn của các DNNY tại Việt Nam. Kết quả nghiên cứu tương đồng với lý thuyết trật tự phân hạng. Các DN có xu hướng tài trợ bằng nguồn vốn nội bộ thay vì nguồn vốn tài trợ bên ngồi. Các bằng chứng thực nghiệm trước đây như Rajan and Zingales (1995), Frank and Goyal (2009), Lê Đạt
Chí (2013), Tran (2015) cũng có cùng kết luận.
Tương tự, khả năng thanh khoản (liq) và khấu hao (nsdt) của DN có ảnh hưởng nghịch chiềuđến ĐBTC của DN với trường hợp tỷ lệ nợ vay, và tỷ lệ tổng nợ phải trả, tuy nhiên nợ dài hạn chưa thấy có sự tác động. Điều này cho thấy khả năng thanh khoản và khấu hao ảnh hưởng khơng có sự ảnh hưởng đến các quyết định tài trợ dài hạn trong DN. Mối quan hệ âm giữa khả năng thanh khoản và ĐBTCủng hộ lý thuyết trật tự phân hạng. Khi khả năng thanh khoản tăng, các tài sản thanh khoản đủ để tài trợ cho các hoạt động đầu tư, DN sẽ giảm sử dụng nợ bên ngoài. Kết quả này tương đồng với các bằng chứng ở thực nghiệm trước đây như Deesomsak và cộng sự (2004), Nguyen và cộng sự (2014), Tran (2015), Le and Tannous (2016). Khác với khả năng thanh toán, sự tác động âm của khấu hao đến việc sử dụng nợ ủng hộ lý thuyết đánh đổi. Khấu hao của DN càng lớn sẽ tạo ra lá chắn thuế càng cao, khi đó các nhà quản
lý sẽ khơng cần gia tăng nợ để tạo lá chắn thuế. Huang (2006), Le and Tannous (2016)
có cùng kết quả thực nghiệm tương đồng.
Tốc độ tăng trưởng (growth) đo lường bằng giá trị thị trường chia giá trị sổ sách của vốn góp cổ phần tác động thuận chiều của tốc độ tăng trưởng đến tỷ lệ tổng nợ phải trả. Song, nghiên cứu chưa thấy sự tác động có ý nghĩa thống kê của tốc độ tăng trưởng và ĐBTCngành đến tỷ lệ nợ vay và tỷ lệ nợ dài hạn của các DNNY tại Việt Nam. Điều này cho thấy các DN có nhiều cơ hội tăng trưởng thường gia tăng thêm nợ ngắn hạn. Kết quả nghiên cứu một phần ủng hộ lý thuyết trật tự phân hạng và tương đồng với một số nghiên cứu trước đây Frank and Goyal (2009), Lê Đạt Chí
(2013), Tran (2015).
Cuối cùng, biến vĩ mô tốc độ tăng trưởng kinh tế như một biến đại diện cho điều kiện nền kinh tế, , và ĐBTC trung bình ngành (induslev) chưa thể hiện sự ảnh hưởng rõ ràng đến việc sử dụng nợ của DN. Cụ thể, tốc độ tăng trưởng kinh tế tác động dương đến việc sử dụng nợ dài hạn của DN, nhưng tác động âm đến việc sử dụng tổng nợ vay. Trong thời kỳ nền kinh tế tăng trưởng tốt, các cơ hội đầu tư mở rộng,
DN sẽ huy động thêm nhiều nguồn vốn bên ngoài để thực hiện đầu tư. Tuy nhiên, trong giai đoạn này các DN tận dụng nguồn vốn nội bộ và giảm sử dụng vay nợ bên ngoài đặc biệt là nợ ngắn hạn do nguồn vốn nội bộ tăng trong thời kỳ chính sách tiền tệ mở rộng. Đồng thời, khi trung bình nợ vay của ngành DN hoạt động gia tăng sẽ khiến DN tăng việc sử dụng nợ, đặc biệt nợ ngắn hạn. Mối quan hệ dương giữa ĐBTC trung bình ngành và của DN được phát hiện trong nhiều nghiên cứu trước đây như
Frank and Goyal (2009), Lê Đạt Chí (2013), Tran (2015). Song trung bình nợ vay ngành gia tăng cũng có thể khiến các DN giảm nợ vay dài hạn của DN trong cơ cấu vốn của mình.
4.2.2 Ảnh hưởng kinh nghiệm làm việc trong tài chính của CEO đến mối quan hệ giữa BĐDT và CTV
Bảng 4.8 trình bày kết quả kiểm định giả thuyết về tác động của BĐDT đến CTV dựa trên kinh nghiệm trong lĩnh vực tài chính của CEO. Phần A trong bảng 4.8
minh họa ước lượng bằng phương pháp GMM hệ thống cho toàn bộ mẫu nghiên cứu
trong đó bao gồm biến tương tác lncfv x ceo để kiểm tra sự khác biệt về kinh nghiệm
trong lĩnh vực tài chính của CEO ảnh hưởng đến mức độtác động của BĐDT tới việc sử dụng nợ của DN. Kết quả nghiên cứu cho thấy lncfv và lncfv x ceo đều tác động
đến biến giải thích có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Trước tiên, kết quả này cho thấy rằng BĐDTtác động đến ĐBTC của DN. Tuy nhiên, tác động này còn phụ thuộc vào kinh nghiệm về tài chính của CEO. Xét về chiều hướng tác động, hệ số của biến lncfv là âm, trong khi hệ số lncfv x ceo mang giá trị dương. Kinh nghiệm về tài chính của
ceo là một biến giả với ceo = 1, tương ứng CEO có kinh nghiệm về tài chính, ceo =
0 tương ứng CEO khơng có kinh nghiệm về tài chính. Do đó, tại mức ceo = 0, ảnh hưởng của lncfv lần lượt đến lata, fdc, ltdc là -0,019; -0,013; -0,004. Tại mức ceo =1,
ảnh hưởng của lncfv đến lần lượt lata, fdc, ltdc lần lượt là -0,001; 0,014; 0,031. Như
vậy, CEO có kinh nghiệm về tài chính tác động làm giảm đi tác động ngược chiều của BĐDTđến CTV trong trường hợp các yếu tốkhác không đổi.
Tiếp đó, nghiên cứu tách mẫu tổng thể thành hai mẫu phụ dựa trên kinh nghiệm
trong lĩnh vực tài chính của CEO để kiểm tra lại liệu kết quảở phần A trong bảng 7 liệu có sựtương đồng. Mẫu các DNNY tại Việt Nam trong giai đoạn 2008-2019 được tách thành hai mẫu riêng biệt lần lượt: 780 quan sát gồm các DN có CEO có kinh nghiệm trong lĩnh vực tài chính và 4635 quan sát gồm các DN DN có CEO khơng có kinh nghiệm trong lĩnh vực tài chính. Kết quả hồi quy hai mẫu phụđược trình bày trong phần B, và C của bảng 4.8. Kết quả này khá tương đồng với kết quả hồi quy với biến tương tác lncfv x ceo ở phần A của bảng 4.8. Cụ thể, CEO có kinh nghiệm về tài chính tăng sử dụng ĐBTC khi BĐDT cao. Ngược lại, CEO khơng có kinh nghiệm về tài chính giảm sử dụng ĐBTC khi BĐDT cao.
Điều này có thểđược giải thích bởi những lý do sau. Trước tiên, CEO có kinh nghiệm vềtài chính thường sử dụng ít tiền mặt, và sử dụng nhiều ĐBTC trong quá trình hoạt động sản xuất của DN (Custódio and Metzger, 2014). Đồng thời, CEO này có mối quan hệ rộng rãi trong lĩnh vực tài chính, có khảnăng tiếp cận nguồn vốn từ
trong mọi hồn cảnh các CEO có kinh nghiệm tài chính vẫn điều tiết nguồn vốn để
DN duy trì hoặc đạt đến CTV mục tiêu.
Bảng 4.8: Tác động của BĐDTđến CTV trong điều kiện kinh nghiệm về tài chính của CEO Biến phụ thuộc
(1) (2) (3)
lata fdc ltdc
Phần A: Hồi quy biến tương tác CEO có kinh nghiệm về tài chính
lncfv -0,019*** -0,013*** -0,012* (0,003) (0,005) (0,0066) lncfv x ceo 0,018*** 0,027*** 0,043** (0,004) (0,012) (0,003) Số quan sát 4829 4829 4829 Kiểm định AR (1) 0,000 0,000 0,000 Kiểm định AR (2) 0,952 0,566 0,573 Kiểm định Hansen 0,323 0,437 0,786
Phần B: Hồi quy với mẫu con: CEO có kinh nghiệm về tài chính
lncfv 0,0313*** 0,014*** 0,0016*** (0,0024) (0,0025) (0,003) Số quan sát 644 644 644 Kiểm định AR (1) 0,000 0,000 0,000 Kiểm định AR (2) 0,717 0,731 0,621 Kiểm định Hansen 0,797 0,940 0,999
Phần C: Hồi quy với mẫu con: CEO khơng có kinh nghiệm về tài chính
lncfv -0,014*** -0,01*** -0,011*** (0,0047) (0,0038) (0,0028) Số quan sát 4069 4069 4069 Kiểm định AR (1) 0,000 0,000 0,000 Kiểm định AR (2) 0,818 0,779 0,447 Kiểm định Hansen 0,814 0,253 0,557
lata = tổng nợ phải trả/tổng tài sản; fdc= tổng nợ vay/(tổng nợ vay+ vốn CSH); ltdc= tổng nợ dài hạn/(tổng nợ dài hạn+ vốn CSH); lncfv= logarit tự nhiên của BĐDT. ceo = 1 nếu CEO có kinh nghiệm làm việc trong lĩnh vực tài chính và 0 trong trường hợp còn lại. Mức ý nghĩa thống kê: *** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1
Bảng 4.9: Số lượng quan sát có sử dụng nợ theo phân vị dịng tiền và kinh nghiệm tài chính của CEO
Phân vị CFV
CEO khơng có kinh nghiệm
tài chính CEO có kinh nghiệm tài chính
lata fdc ltdc lata fdc ltdc 1 244 244 244 28 28 28 2 238 238 238 36 36 36 3 235 235 235 36 36 36 4 239 239 239 31 31 31 5 235 235 235 40 40 40 6 236 236 236 35 35 35 7 233 233 233 36 36 36 8 238 238 238 33 33 33 9 232 232 232 42 42 42 10 233 233 233 34 34 34 11 235 235 235 36 36 36 12 218 218 218 53 53 53 13 234 234 234 38 38 38 14 225 225 225 46 46 46 15 224 224 224 48 48 48 16 227 227 227 46 46 46 17 236 236 236 34 34 34 18 229 229 229 40 40 40 19 235 235 235 38 38 38 20 219 219 219 50 50 50 Số quan sát 4645 4645 4645 780 780 780 (Nguồn: tác giả tính tốn)
BĐDT cao cũng khơng nằm ngoại lệ. Khi BĐDT cao, CEO có kinh nghiệm
trong lĩnh vực tài chính sẽ tiếp tục huy động nguồn vốn bên ngồi đểđảm bảo lượng tiền mặt sẵn có duy trì hoạt động của DN, và đảm bảo CTV tối ưu của DN, tương ứng với các DN trong ngành (Custódio and Metzger, 2014). Để minh họa cụ thểhơn,
nghiên cứu tổng hợp sốlượng các quan sát theo các tỷ lệ nợ lần lượt ở từng phân vị
của sựBĐDT (từ phân vị 1 đến phân vị 20). Cơ sở phân chia phân vị của BĐDT dựa trên nghiên cứu của (Keefe and Yaghoubi, 2016), (Memon và cộng sự, 2018).
Số lượng các quan sát có sử dụng nợ trong trường hợp CEO khơng có kinh nghiệm vềtài chính theo các cách đo lường việc sử dụng nợ có xu hướng giảm dần khi mức phân vịBĐDTtăng dần từ1 đến 20. Ngược lại, sốlượng các quan sát có sử
dụng nợtrong trường hợp CEO có kinh nghiệm trong lĩnh vực tài chính tăng dần khi mức phân vịBĐDTtăng dần. Bên cạnh đó, sốlượng các quan sát sử dụng nợ ởnăm
mức phân vị cao nhất (từ16 đến 20) chiếm khoảng 32,8% tổng số quan sát CEO có kinh nghiệm về tài chính. Trong khi, tỷ lệ này ở mức 24,6% tổng số quan sát CEO khơng có kinh nghiệm vềtài chính. Như vậy, có nhiều DN CEO có kinh nghiệm về
tài chính sử dụng nợ khi BĐDT cao. Điều này phù hợp với những giải thích và kết quả mơ hình nghiên cứu đề cập ở trên.
4.2.3 Tác động của sở hữu nhà nước và sở hữu nước ngoài đến mối quan hệ
giữa BĐDT và CTV
4.2.3.1 Tác động của sở hữu nhà nước đến mối quan hệ giữa BĐDT và CTV
Trước tiên, nghiên cứu xem xét tác động của sở hữu của nhà nước đến mối quan hệ giữa BĐDT và CTV. Dữ liệu về sở hữu của nhà nước trong các DN được bổ sung vào mẫu nghiên cứu dưới dạng biến nhận giá trị 0 và 1. Nghiên cứu tiến hành hồi quy toàn bộ mẫu nghiên cứu có sử dụng biến tương tác giữa BĐDT và sở hữu của nhà
nước.
Sau đó, để kiểm tra lại tính vững và chi tiết hơn kết quả hồi quy toàn bộ mẫu với biến tương tác, nghiên cứu tách mẫu tổng thể thành hai mẫu phụ bao gồm mẫu có các quan sát có sở hữu của nhà nước và mẫu còn lại gồm các quan sát khơng có sở hữu của nhà nước. Phân loại này dựa trên tỷ lệ sở hữu của các cơ quan nhà nước tại các DN, được thu thập bởi Vietstock. Kết quảtác động của BĐDTđến CTV trong
điều kiện sở hữu của nhà nước được trình bày ở bảng 4.10.
Phần A của bảng 4.10 thể hiện ước lượng hồi quy bằng phương pháp GMM hệ
thống với toàn bộ mẫu nghiên cứu có sử dụng thêm biến tương tác lncfv x so để kiểm tra sự khác biệt mức độ tác động đến mối quan hệ giữa BĐDT và ĐBTC giữa các quan sát có sở hữu của nhà nước và các quan sát khơng có sở hữu của nhà nước. Các hệ số của BĐDT đều âm và có ý nghĩa thống kê, trong khi các hệ số của biến tương
tác lncfv x so dương và có ý nghĩa thống kê. Sở hữu của nhà nước là một biến giả với
so = 1, tương ứng với các DN có tỷ lệ cổ phần của các đơn vịnhà nước, so = 0 tương ứng với các DN khơng có tỷ lệ cổ phần của các đơn vịnhà nước. Tại mức so = 0, ảnh
hưởng của lncfv lần lượt đến lata, fdc, ltdc là -0,013; -0,013; -0,015. Tại mức so =1,
ảnh hưởng của lncfv đến lần lượt lata, fdc, ltdc lần lượt là -0,06, 0,06 và -0,01. Điều này hàm ý rằng sở hữu của nhà nước làm yếu đi sựtác động âm của BĐDTđến việc sử dụng nợ của DN.
Bảng 4.10: Sở hữu của nhà nước ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa BĐDT và CTV
(1) (2) (3)
Biến lata fdc ltdc
Phần A: Hồi quy với biến tương tác sở hữu của nhà nước
lncfv -0,013*** -0,013*** -0,015*** (0,003) (0,002) (0,003) lncfv x so 0,06* 0,018*** 0,014*** (0,015) (0,003) (0,004) Số quan sát 4895 4895 4895 Kiểm định AR(1) 0,000 0,000 0,000 Kiểm định AR(2) 0,742 0,793 0,758 Kiểm định Hansen 0,262 0,106 0,370
Phần B: Hồi quy mẫu con các quan sát có sở hữu của nhà nước
lncfv -0,009*** -0,011*** 0,003** (0,003) (0,003) (0,001) Số quan sát 2720 2720 2720 Kiểm định AR(1) 0,000 0,000 0,000 Kiểm định AR(2) 0,444 0,627 0,962 Kiểm định Hansen 0,128 0,472 0,503
Phần C: Hồi quy mẫu con các quan sát khơng có sở hữu của nhà nước
lncfv -0,013*** -0,016*** -0,006*** (0,002) (0,004) (0,001) Số quan sát 1810 1810 1810 Kiểm định AR(1) 0,000 0,000 0,000 Kiểm định AR(2) 0,812 0,954 0,676 Kiểm định Hansen 0,228 0,657 0,185
lata = tổng nợ phải trả/tổng tài sản; fdc= tổng nợ vay/(tổng nợ vay+ vốn CSH); ltdc= tổng nợ dài hạn/(tổng nợ dài hạn+ vốn CSH); lncfv= logarit tự nhiên của BĐDT. so =1 nếu DN có sở hữu của nhà nước và bằng 0 trong trường hợp còn lại. Mức ý nghĩa thống kê: *** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1
Phần B và phần C của bảng 4.10 lần lượt thể hiện kết quả hồi quy với mẫu quan sát có sở hữu của nhà nước và khơng có sở hữu của nhà nước. Kết quả này tương đồng với kết quả hồi quy với biến tương tác lncfv x so ở phần A bảng 4.10. Trong
trường hợp các DN khơng có sở hữu của nhà nước, hệ số của BĐDTâm và có ý nghĩa
thống kê với tất cảcác cách đo lường BĐDT. Tuy nhiên, các DN có sở hữu của nhà
nước thì khác, mối quan hệ giữa BĐDT và việc sử dụng nợ của DN khác nhau với các cách đo lường và có ý nghĩa thống kê. BĐDTtăng sẽ làm giảm tổng nợ phải trả
và tổng nợ vay (hệ sốtác động của lncfv lần lượt là -0,009, -0,011 và 0,03), nhưng
mức tác động thấp hơn so với toàn bộ mẫu nghiên cứu. Bên cạnh đó, BĐDT làm gia