hạn. Kết quả này tương đồng với kết quả chính trong nghiên cứu này được trình bày trong bảng 4.3.
Bảng 4.5: Kết quả hồi quy khi có thêm tác động của khủng hoảng
(1) | (2) | (3) | |
lata | fdc | ltdc | |
lncfv | -0,016*** | -0,022* | -0,012*** |
(0,005) | (0,011) | (0,004) | |
size | 0,017*** | 0,023*** | 0,01*** |
(0,003) | (0,005) | (0,002) | |
tang | -0,025* | 0,063*** | 0,103*** |
(0,015) | (0,019) | (0,023) | |
liq | -0,005 | -0,002 | 0 |
(0,003) | (0,001) | (0) | |
profit | -0,038 | -0,232 | -0,17*** |
(0,088) | (0,186) | (0,053) | |
growth | -0,009 | -0,005 | 0,003 |
(0,007) | (0,007) | (0,003) | |
nsdt | -0,24* | -0,167 | -0,04 |
(0,13) | (0,243) | (0,119) | |
gdp | 0 | -0,0011 | 0,005** |
(0,003) | (0,02) | (0,003) | |
induslev | 0,051 | -0,08 | 0,02 |
(0,032) | (0,042) | (0,022) | |
crisis | -0,006 | 0,04 | -0,005 |
(0,007) | (0,011) | (0,006) | |
L.lata | 0,74*** | ||
(0,061) | |||
L.fdc | 0,702*** | ||
(0,069) | |||
L.ltdc | 0,792*** | ||
(0,042) | |||
Hệ số chặn | -0,342*** | -0,542*** | -0,322*** |
(0,069) | (,134) | (0,063) | |
Số quan sát | 4895 | 4895 | 4895 |
Kiểm định AR(1) | 0,000 | 0,000 | 0,000 |
Kiểm định AR(2) | 0,794 | 0,751 | 0,690 |
Kiểm định Hansen | 0,287 | 0,104 | 0,105 |
Mức ý nghĩa thống kê: *** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1. Bảng trình bày kết quả hồi quy sử dụng phương pháp SGMM. Các biến được định nghĩa trong bảng 3.1. Crisis là biến giả nhận giá trị bằng 1 khi quan sát ở trong giai đoạn khủng hoảng 2008-2010. | |||
Có thể bạn quan tâm!
-
Các Biến Sử Dụng Xem Xét Tác Động Bđdt Đến Ctv -
Thống Kê Mô Tả Toàn Bộ Dữ Liệu Nghiên Cứu -
Đồ Thị Mối Quan Hệ Giữa Bđdt Và Tỷ Lệ Tổng Nợ Phải Trả -
Tác Động Của Sở Hữu Nhà Nước Đến Mối Quan Hệ Giữa Bđdt Và Ctv -
Tác Động Của Bđdt Đến Việc Sử Dụng Nợ Dựa Trên Phân Vị Dòng Tiền -
Một Số Gợi Ý Phát Triển Hướng Nghiên Cứu Trong Tương Lai
Xem toàn bộ 167 trang tài liệu này.
(Nguồn: tác giả tính toán)
Bảng 4.6: Kết quả hồi quy bằng phương pháp sai số Driscoll-Kraay
(1) | (2) | (3) | |
lata | fdc | ltdc | |
lncfv | -0,0095*** | -0,0074*** | -0,0096*** |
(0,002) | (0,002) | (0,0017) | |
size | 0,0976*** | 0,1208*** | 0,0735*** |
(0,0043) | (0,0047) | (0,0033) | |
tang | 0,0614*** | 0,2112*** | 0,3231*** |
(0,0079) | (0,0131) | (0,0224) | |
liq | -0,0054* | -0,0029* | 0,0003 |
(0,0027) | (0,0014) | (0,0003) | |
profit | -0,2922*** | -0,3323*** | -0,1808*** |
(0,0624) | (0,0519) | (0,0465) | |
growth | 0,0075* | -0,0031 | 0,0007 |
(0,0035) | (0,0038) | (0,0027) | |
nsdt | -0,1258 | -0,20172*** | -0,3953*** |
(0,1095) | (0,0974) | (0,0814) | |
gdp | -0,0327*** | -0,0306*** | -0,0202 |
(0,0072) | (0,0076) | (0,0108) | |
induslev | 0,1561*** | 0,1462*** | 0,209*** |
(.0381) | (0,037) | (0,0471) | |
Hệ số chặn | -2,0014*** | -2,8383*** | -1,8968*** |
(0,1043) | (0,1291) | (0,0838) | |
Số quan sát | 5497 | 5497 | 5497 |
R2 | 0,2297 | 0,2158 | 0,1951 |
Prob>F | 0,000 | 0,000 | 0,000 |
Mức ý nghĩa thống kê: *** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1. Các biến được định nghĩa trong bảng 3.1. | |||
(Nguồn: Tác giả tính toán)
Các biến kiểm soát trong mô hình nghiên cứu
Ngoài tương quan âm của BĐDT đến việc sử dụng nợ của DN, các yếu tố khác cũng có sự tác động đáng kể. Trong khi, size, tang có tương quan dương với việc sử dụng nợ, nsdt có tác động âm tới việc sử dụng nợ, các yếu tố còn lại chưa thấy có sự tác động đến việc sử dụng nợ của các DN Việt Nam. Cụ thể chiều hướng tác động minh họa trong bảng 4.7 dưới đây.
Thứ nhất, quy mô DN (size) đo lường bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản có tương quan dương với các tỷ lệ nợ khác nhau của các DNNY tại Việt Nam có ý nghĩa
thống kê. Các DN có quy mô lớn thường sử dụng nhiều ĐBTC thông qua việc tăng nợ vay, nợ dài hạn và tổng nợ hoạt động của DN. Kết quả ủng hộ lý thuyết đánh đổi khi cho rằng các DN có quy mô lớn sẽ thường sử dụng nợ nhiều hơn do rủi ro phá sản cũng như chi phí vay nợ của các DN này thấp nhờ vào lợi thế của quy mô. Kết quả nghiên cứu này phản ánh thực tế ở thị trường vốn Việt Nam, khi các DN có quy mô lớn thường dễ dàng trong việc tiếp cận tín dụng ngân hàng. Đồng thời, các DNNY quy mô lớn được phép phát hành trái phiếu DN trên thị trường để huy động vốn. Kết quả nghiên cứu không ủng hộ lý thuyết trật tự phân hạng với quan điểm các DN có quy mô lớn thường sử dụng nhiều nguồn vốn nội bộ, và có xu hướng sử dụng ít nợ vay bên ngoài. Dưới góc độ các nghiên cứu thực nghiệm, kết quả nghiên cứu cùng quan điểm với các nghiên cứu trước đó Rajan and Zingales (1995), Huang and Song (2004), Frank and Goyal (2009) và các nghiên cứu của Việt Nam như Nguyen và cộng sự (2014), Tran (2015).
Bảng 4.7 :Tóm tắt kết quả nghiên cứu của biến kiểm soát trong mô hình
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 toán 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 hình có ảnh hưởng cùng chiều và có 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. Kết quả 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 không 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 ngoài. 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 chiều đến 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 không có sự ảnh hưởng đến các quyết định tài trợ dài hạn trong DN. Mối quan hệ âm giữa khả năng thanh khoản và ĐBTC ủng 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 không 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 ĐBTC ngành 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 độ tác 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 BĐDT tác 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 không 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 BĐDT đến CTV trong trường hợp các yếu tố khác 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 quả ở phần A trong bảng 7 liệu có sự tương 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 không có kinh nghiệm trong lĩnh vực tài chính. Kết quả hồi quy hai mẫu phụ được 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 không có kinh nghiệm về tài chính giảm sử dụng ĐBTC khi BĐDT cao.
Điều này có thể được giải thích bởi những lý do sau. Trước tiên, CEO có kinh nghiệm về tài 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 khả năng tiếp cận nguồn vốn từ bên ngoài dễ dàng hơn so với các CEO còn lại (Custódio and Metzger, 2014). Do đó,
trong mọi hoàn 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 BĐDT đến CTV trong điều kiện kinh nghiệm về tài chính của CEO
(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 không 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 | |||
(Nguồn: tác giả tính toán)
Bảng 4.9: Số lượng quan sát có sử dụng nợ theo phân vị dòng tiền và kinh nghiệm tài chính của CEO
CEO không 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 toán) BĐDT cao cũng không nằm ngoại lệ. Khi BĐDT cao, CEO có kinh nghiệm trong lĩnh vực tài chính sẽ tiếp tục huy động nguồn vốn bên ngoài để đảm 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 thể hơn, nghiên cứu tổng hợp số lượng các quan sát theo các tỷ lệ nợ lần lượt ở từng phân vị của sự BĐDT (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 không có kinh nghiệm về tài chính theo các cách đo lường việc sử dụng nợ có xu hướng giảm dần khi mức phân vị BĐDT tăng dần từ 1 đến 20. Ngược lại, số lượng các quan sát có sử