dụng nợ trong trường hợp CEO có kinh nghiệm trong lĩnh vực tài chính tăng dần khi mức phân vị BĐDT tăng dần. Bên cạnh đó, số lượng các quan sát sử dụng nợ ở năm mức phân vị cao nhất (từ 16 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 không có kinh nghiệm về tài 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 mô 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 không 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 quả tác động của BĐDT đến 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 không 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 vị nhà nước, so = 0 tương ứng với các DN không có tỷ lệ cổ phần của các đơn vị nhà 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 sự tác động âm của BĐDT đến 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) | |
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 không 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 | |||
Có thể bạn quan tâm!
-
Thống Kê Mô Tả Toàn Bộ Dữ Liệu Nghiên Cứu -
Đồ Thị Mối Quan Hệ Giữa Bđdt Và Tỷ Lệ Tổng Nợ Phải Trả -
Kết Quả Hồi Quy Bằng Phương Pháp Sai Số Driscoll-Kraay -
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 -
Tác động của biến động dòng tiền đến cấu trúc vốn của các DNNY tại Việt Nam - 18
Xem toàn bộ 167 trang tài liệu này.
(Nguồn: tác giả tính toán)
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 không 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 không có sở hữu của nhà nước, hệ số của BĐDT âm và có ý nghĩa thống kê với tất cả các 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. BĐDT tăng sẽ làm giảm tổng nợ phải trả và tổng nợ vay (hệ số tác 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 tăng nợ vay dài hạn của DN có sở hữu của nhà nước. Nguyên nhân có thể do sự khác biệt về mục tiêu hoạt động giữa các DN có sở hữu tư nhân và sở hữu của nhà nước. Đối với các DN có sở hưu tư nhân, toàn bộ hoạt động sản xuất kinh doanh tập trung để gia tăng tối đa giá trị tài sản của những người sở hữu. Đối với các DN có tỷ lệ góp vốn của nhà nước thì khác, họ phải cân bằng giữa vấn đề phát triển doanh nghiệp và thực hiện các mục tiêu kinh tế, xã hội, chính trị, an ninh quốc phòng theo yêu cầu đặt ra của nhà nước (Borisova and Megginson, 2011). Chẳng hạn như, nhà nước tham gia vào các DN để bảo hộ các ngành quan trọng về kinh tế, chính trị, an ninh quốc phòng như dầu khí, điện,.. để duy trì tỷ lệ thất nghiệp thấp, tỷ lệ việc làm cao, nắm giữ kinh tế và ổn định chính trị ở khu vực nhạy cảm (Borisova and Megginson, 2011). Vì vậy, khi DNNN có BĐDT cao hoặc rơi vào tình cảnh khó khăn, nhà nước sẽ đứng ra cứu cánh hỗ trợ nguồn vốn thông qua chỉ định các ngân hàng cho vay, hoặc hỗ trợ mua trái phiếu doanh nghiệp phát hành, bảo đảm cho DN khôi phục lại (Borisova and Megginson, 2011, Bortolotti and Faccio, 2008). Sự hỗ trợ này của Nhà nước sẽ làm cho các DN có sở hữu của nhà nước tiếp tục gia tăng sử dụng nợ dài hạn cho các hoạt động đầu tư, đồng thời làm giảm sự tác động ngược chiều của BĐDT việc sử dụng nợ của DN nói chung và sử dụng nợ vay nói riêng.
Như vậy, kết quả hồi quy hai mẫu con hỗ trợ kết quả thu được ở phần A hồi quy toàn bộ mẫu với biến tương tác. Các ước lượng hồi quy trong bảng 4.10 khẳng định
sở hữu của nhà nước làm yếu đi mối quan hệ giữa BĐDT đến ĐBTC. Kết quả này khá tương đồng với nghiên cứu Memon và cộng sự (2018).
4.2.3.2 Tác động của sở hữu nước ngoài đến mối quan hệ giữa BĐDT và CTV
Tiếp theo, nghiên cứu tách mẫu tổng thể thành hai mẫu con bao gồm mẫu có các quan sát có sở hữu nước ngoài và mẫu còn lại gồm các quan sát không có sở hữu nước ngoài. Phân loại này dựa trên tỷ lệ sở hữu của các tổ chức cá nhân nước ngoài tại các DNNY theo Nghị định số 60/2015/NĐ-CP. Dữ liệu về sở hữu nước ngoài được thu thập bởi Vietstock. Kết quả ước lượng hồi quy về sự tác động của BĐDT đến CTV trong điều kiện sở hữu của nhà nước được trình bày ở bảng 4.11.
Phần A của bảng 4.11 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 fo 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 nước ngoài và các quan sát không có sở hữu nước ngoài. Nói cách khác, thông qua biến tương tác có thể kiểm tra được mức độ nhạy cảm của BĐDT giữa các quan sát có sở hữu nước ngoài và các quan sát không có sở hữu nước ngoài đến việc sử dụng nợ của DN. Các hệ số của BĐDT đều âm và có ý nghĩa thống kê, trong khi các hệ số của biến tương tác lncfv x fo dương và có ý nghĩa thống kê. Điều này hàm ý rằng sở hữu nước ngoài làm yếu đi sự tác động ngược chiều của BĐDT đến việc sử dụng nợ của DN. ĐBTC của các DN không có sở hữu nước ngoài sẽ nhạy cảm với BĐDT hơn các DN có sở hữu nước ngoài. Kết quả này tương đồng với kết quả hồi quy mẫu con gồm các quan sát có sở hữu nước ngoài ở phần B của bảng 4.11. Cụ thể, mối quan hệ giữa BĐDT và việc sử dụng nợ của DN khác nhau với các cách đo lường và không có ý nghĩa thống kê. Ngược lại, các DN không có sở hữu của nhà nước, hệ số của BĐDT âm và có ý nghĩa thống kê với tất cả các cách đo lường BĐDT (Chi tiết trong phần C của bảng 4.11).
Kết quả ở bảng 4.11 hàm ý rằng BĐDT không ảnh hưởng đến ĐBTC trong các DN có sở hữu nước ngoài. Điều này là do sự khác biệt về đặc điểm của các nhà đầu tư nước ngoài và các nhà đầu tư trong nước. Cụ thể, các nhà đầu tư nước ngoài khi
đầu tư vào thị trường mới nổi như Việt Nam thường gặp các vấn đề liên quan đến rủi ro bất cân xứng thông tin, rủi ro pháp lý, rủi ro tỷ giá, rủi ro kinh doanh hơn so với các nhà đầu tư trong nước (Le and Tannous, 2016). Do đó, các nhà đầu tư nước ngoài sẽ tác động vào hoạt động của DN để làm giảm bớt rủi ro có thể gánh chịu.
Bảng 4.11: Tác động BĐDT đến CTV khi có sở hữu nước ngoài
(1) | (2) | (3) | |
lata | fdc | ltdc | |
Phần A: Toàn bộ mẫu nghiên cứu | |||
lncfv | -0,0156*** | -0,016*** | -0,016*** |
(0,003) | (0,005) | (0,004) | |
lncfv#fo | 0,0056** | 0,016*** | 0,014*** |
(0,003) | (0,004) | (0,004) | |
Số quan sát | 4895 | 4895 | 4895 |
AR(1) | 0,000 | 0,000 | 0.000 |
AR(2) | 0,999 | 0,930 | 0,606 |
Kiểm định H | 0,109 | 0,114 | 0,289 |
Phần B: Sở hữu nước ngoài | |||
lncfv | -0,002 | -0,012 | -0,005 |
(0,008) | (0,01) | (0,006) | |
Số quan sát | 4033 | 4033 | 4033 |
AR(1) | 0,000 | 0,000 | 0.000 |
AR(2) | 0,989 | 0,565 | 0,906 |
Kiểm định Hansen | 0,146 | 0,662 | 0,348 |
Phần C: Không có sở hữu nước ngoài | |||
lncfv | -0,0164*** | -0,029** | -0,034** |
(0,006) | (0,009) | (0,015) | |
Số quan sát | 413 | 413 | 413 |
AR(1) | 0,038 | 0,025 | 0,07 |
AR(2) | 0,357 | 0,424 | 0,441 |
Kiểm định Hansen | 1,000 | 0,967 | 0,643 |
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; Sở hữu nước ngoài fo = 1 nếu DN có sở hữu nước ngoài 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)
Vì vậy, các DN có sở hữu nước ngoài luôn duy trì mức độ BĐDT thấp. Khi đó, BĐDT của các DN có sở hữu nước ngoài không đủ lớn để tác động đến việc sử dụng nợ của DN. Để minh chứng rõ ràng hơn vấn đề này, nghiên cứu tổng hợp số lượng các quan sát theo DN, theo năm của từng cách đo lường CTV dựa trên 20 phân vị của BĐDT (CFV) như minh họa trong bảng 4.12.
Bảng 4.12: Số lượng quan sát sử dụng ĐBTC theo 20 phân vị của BĐDT và sở hữu nước ngoài
Sở hữu nước ngoài | Không có sở hữu nước ngoài | |||||
lata | fdc | ltdc | lata | fdc | ltdc | |
1 | 256 | 256 | 256 | 19 | 19 | 19 |
2 | 251 | 251 | 251 | 24 | 24 | 24 |
3 | 258 | 258 | 258 | 17 | 17 | 17 |
4 | 260 | 260 | 260 | 15 | 15 | 15 |
5 | 256 | 256 | 256 | 19 | 19 | 19 |
6 | 257 | 257 | 257 | 18 | 18 | 18 |
7 | 247 | 247 | 247 | 28 | 28 | 28 |
8 | 255 | 255 | 255 | 20 | 20 | 20 |
9 | 249 | 249 | 249 | 26 | 26 | 26 |
10 | 244 | 244 | 244 | 31 | 31 | 31 |
11 | 243 | 243 | 243 | 32 | 32 | 32 |
12 | 248 | 248 | 248 | 27 | 27 | 27 |
13 | 239 | 239 | 239 | 36 | 36 | 36 |
14 | 225 | 225 | 225 | 50 | 50 | 50 |
15 | 210 | 210 | 210 | 65 | 65 | 65 |
16 | 217 | 217 | 217 | 58 | 58 | 58 |
17 | 199 | 199 | 199 | 76 | 76 | 76 |
18 | 188 | 188 | 188 | 87 | 87 | 87 |
19 | 163 | 163 | 163 | 112 | 112 | 112 |
20 | 182 | 182 | 182 | 93 | 93 | 93 |
Số quan sát | 4647 | 4647 | 4647 | 853 | 853 | 853 |
(Nguồn: Tác giả tính toán)
Bảng 4.12 thể hiện số lượng quan sát theo ba tỷ lệ nợ ở mỗi mức phân vị của BĐDT được tách thành hai nhóm có sở hữu nước ngoài và không có sở hữu nước ngoài. Số lượng các quan sát có sở hữu nước ngoài theo các cách đo lường ĐBTC có xu hướng giảm dần khi mức phân vị BĐDT tăng dần từ 1 đến 20. Ngược lại, số lượng các quan sát không có sở hữu nước ngoài có xu hướng tăng dần khi mức phân vị BĐDT tăng dần. Bên cạnh đó, số lượng các quan sát ở năm mức phân vị dòng tiền thấp nhất (từ 1 đến 5) chiếm khoảng 27,5% tổng số quan sát có sở hữu nước ngoài. Trong khi, tỷ lệ này ở các quan sát không có sở hữu nước ngoài là khoảng 11,1%. Rõ ràng, các DN có sở hữu nước ngoài duy trì một mức độ BĐDT thấp để giảm khả năng có khả năng đối mặt với kiệt quệ tài chính hoặc phá sản. Do đó, BĐDT chưa thấy có sự tác động đến ĐBTC đối với các DN có sở hữu nước ngoài.
Tuy nhiên, số lượng quan sát sở hữu nước ngoài vẫn đủ để tác động đến mối quan hệ giữa BĐDT và CTV. Cụ thể, số lượng quan sát có sở hữu nước ngoài ở các mức phân vị cao nhất của dòng tiền vẫn chiếm tỷ lệ tương đối 20,4% tổng số quan sát sở hữu nước ngoài và 17,2% tổng số quan sát toàn bộ mẫu so với số lượng quan sát không có sở hữu nước ngoài lần lượt là 49,9% tổng số quan sát không có sở hữu nước ngoài, và 7,7% tổng số quan sát toàn bộ mẫu. Vì vậy, khi sở hữu nước ngoài được sử dụng làm biến tương tác vẫn có tác động làm yếu đi mối quan hệ giữa BĐDT và việc sử dụng nợ của DN trong toàn bộ mẫu.
4.2.4 Ảnh hưởng DTHĐ đến mối quan hệ giữa BĐDT và CTV
Để xem xét tác động của DTHĐ, nghiên cứu phân chia tỷ lệ DTHĐ so với tổng tài sản thành ba mức phân vị lần lượt phân vị có dòng tiền cao nhất, phân vị có DTHĐ trung bình và phân vị có DTHĐ thấp nhất (lần lượt ở mức phân vị 25%, 50% và 75%). Bảng 4.13 trình bày thống kê mô tả của các biến sử dụng trong mô hình nghiên cứu theo ba mức của DTHĐ. Các DNNY tại Việt Nam có ĐBTC cao khi DTHĐ ở mức thấp.
Bảng 4.13: Thống kê mô tả dựa trên phân vị DTHĐ
OCF/TA thấp nhất (1833 quan sát) | OCF/TA trung bình (1832 quan sát) | OCF/TA cao nhất (1832 quan sát) | ||||
Trung bình | Độ lệch chuẩn | Trung bình | Độ lệch chuẩn | Trung bình | Độ lệch chuẩn | |
lata | 0,544 | 0,214 | 0,504 | 0,222 | 0,415 | 0,21 |
fdc | 0,382 | 0,249 | 0,337 | 0,25 | 0,233 | 0,226 |
ltdc | 0,112 | 0,17 | 0,147 | 0,203 | 0,103 | 0,17 |
lncfv | -1,255 | 1,168 | -1,212 | 1,075 | -1,227 | 1,092 |
size | 26,915 | 1,377 | 27,168 | 1,605 | 26,903 | 1,462 |
tang | 0,187 | 0,163 | 0,279 | 0,223 | 0,326 | 0,225 |
liq | 2,146 | 3,08 | 2,193 | 5,863 | 2,627 | 3,299 |
profit | 0,066 | 0,068 | 0,095 | 0,069 | 0,169 | 0,12 |
growth | 1,046 | 1,281 | 1,095 | 1,065 | 1,53 | 1,522 |
nsdt | 0,02 | 0,02 | 0,031 | 0,027 | 0,048 | 0,042 |
induslev | 0,454 | 0,078 | 0,452 | 0,078 | 0,438 | 0,08 |
gdp | 6,304 | 0,595 | 6,284 | 0,628 | 6,266 | 0,632 |
(Nguồn: Tác giả tính toán)
Cụ thể, tỷ lệ tổng nợ phải trả ở phân vị DTHĐ cao nhất ở mức lata = 0,415 thấp hơn so với tỷ lệ này ở phân vị trung bình và thấp nhất (0,504 và 0,544). Tỷ lệ tổng nợ vay ở phân vị DTHĐ cao nhất fdc = 0,233 thấp hơn đáng kể so với hai mức phân vị dòng tiền thấp hơn lần lượt fdc = 0,337 và 0,382. Tỷ lệ nợ dài hạn DN sử dụng mức DTHĐ trung bình lớn nhất ltdc = 0,147 cao hơn mức ltdc = 0,112 ở mức thấp nhất. Tỷ lệ nợ dài hạn khi DTHĐ ở mức cao nhất chiếm tỷ lệ thấp nhất ltdc = 0,103. Mức độ BĐDT ở phân vị thấp nhất cao hơn so với hai phân vị cao hơn, tương đồng với nghiên cứu Harris and Roark (2019).
Kết quả kiểm định sự tác động của BĐDT đến việc sử dụng nợ ở các mức DTHĐ khác nhau được trình bày chi tiết trong bảng 4.14. Kết quả nghiên cứu trái với giả thuyết ban đầu đưa ra. Khi DN có DTHĐ ở mức cao, hệ số của BĐDT tác động đến