Biến Độc Lập Quan Tâm Trong Mô Hình Nghiên Cứu

𝛽0, 𝛽1, γ: các hệ số ước lượng, 𝜀𝑖,𝑡 : sai số ước lượng trong mô hình

Giả thuyết H1 được kiểm định bằng mẫu đầy đủ các DNNY và hồi quy dựa trên phương trình (1). Để kiểm tra các giả thuyết H3a, H3b, H2, đồng thời cả hai phương pháp được áp dụng bao gồm: (i) sử dụng mẫu đầy đủ kết hợp với biến tương tác để đánh giá chiều hướng và mức độ tác động của biến điều kiện đến mối quan hệ BĐDT và việc sử dụng nợ của DN, (ii) cách tiếp cận tách mẫu theo gợi ý của Gul và cộng sự (2009) để kiểm tra mức độ tác động của các yếu tố một cách chính xác hơn trong các hệ số của các biến kiểm soát mà có thể khác nhau giữa các nhóm xem xét (Shailer and Wang, 2015).

Cụ thể, phương trình (2), (3),(4) sử dụng hồi quy có kèm theo các biến tương tác để xem ảnh hưởng của các yếu tố kinh nghiệm trong lĩnh vực tài chính của CEO, sở hữu của nhà nước, nước ngoài. Ngoài ra, để kiểm định tác động của sở hữu của nhà nước, nước ngoài, ceo, tác giả tách thành các mẫu phụ dựa trên dữ liệu về việc có hay không có sở hữu của nhà nước, tỷ lệ sở hữu nước ngoài. Để kiểm định tác động về kinh nghiệm làm việc trong lĩnh vực tài chính của CEO, mẫu tổng thể được tách thành hai mẫu con tương ứng. Sau đó tiến hành hồi quy các mẫu phụ dựa trên phương trình hồi quy (1). Để kiểm tra giả thuyết H4 -tác động của DTHĐ trong DN, tác giả hồi quy phương trình (1) dựa trên ba mức phân vị về DTHĐ của DN.

3.3 Đo lường các biến trong mô hình‌

3.3.1 Biến phụ thuộc - Hệ số nợ‌

Khi xây dựng chỉ tiêu đo lường CTV của DN, tác giả cân nhắc đến ba vấn đề vẫn còn gây tranh cãi trong học thuật. Trước tiên, đó là cách hiểu về đo lường nợ. Keefe and Yaghoubi (2016) cho rằng nợ của DN có nhiều cách hiểu khác nhau. Hiểu theo nghĩa rộng, nợ bao gồm toàn bộ các nghĩa vụ phải trả trong đó có cả các nghĩa vụ phi tài chính. Hiểu theo nghĩa hẹp, nợ chỉ bao gồm nợ dài hạn. Một góc cạnh khác, nợ cũng có thể bao gồm cả nợ ngắn hạn và nợ dài hạn nhưng không tính đến các khoản nợ phi tài chính. Như vậy, CTV của DN có thể được đo lường theo ba cách khác nhau.

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 160 trang tài liệu này.

Welch (2011) viết rằng “there is no universally use measure of leverage. Most research probably spends little time pondering their measure and simple copy what their predecessors have adopted. An imformal census of the literature suggests that about half of all recently published papers have defined leverage as financial-debt divided by assets. Unfortunately, this measure is incorrect”. (Tạm dịch: Đo lường ĐBTC chưa có một cách đo lường thống nhất. Hầu hết các nghiên cứu sử dụng rất ít thời gian để xác định cách đo lường của họ hoặc sử dụng lại cách đo lường của các nghiên cứu trước đó. Một điều tra không chính thức về học thuật gợi ý rằng khoảng một nửa các bài báo công bố gần đây xác định ĐBTC là tỷ lệ nợ vay chia tổng tài sản. Tuy nhiên, cách đo lường này chưa chính xác). Những nghĩa vụ nợ phát sinh từ hoạt động thương mại của DN hay còn gọi là các khoản tín dụng thương mại, không bao gồm trong phần nợ vay như một phần của cơ cấu nguồn vốn khi tính tỷ lệ nợ vay chia tổng tài sản (Nguyen và cộng sự, 2014, Welch, 2011). Trong khi đó, BĐDT cao, các DN sử dụng các khoản nợ phải trả không tính lãi như tín dụng thương mại tăng lên. Vì vậy, nếu các khoản nợ phải trả không chịu lãi không được tính khi tính toán tỷ lệ nợ sẽ là chưa đầy đủ để xem xét cơ cấu nguồn vốn của DN. Cuối cùng, các nghiên cứu trước cũng chưa thống nhất về việc liệu giá trị thị trường hay giá trị sổ sách của nợ phản ánh chính xác hơn. Bradley và cộng sự (1984) và Frank and Goyal (2009) cho rằng giá trị thị trường sẽ phản ánh tốt hơn chi phí vốn hiện tại của DN. Như vậy, khi tính toán đến hết các vấn đề đã đề cập ở trên, CTV sẽ có thể được đại diện bằng 6 cách đo lường khác nhau.

Tuy nhiên, khi áp dụng các cách đo lường này cần xem xét đến bối cảnh nghiên cứu. Ở các nước đang phát triển, và đang chuyển đổi như Việt Nam. DN chủl yếu dựa vào nguồn vốn vay do nlgân hlàng cung cấp. Nguồn vốn của DN huy động từ trái phiếu dloanh nlghiệp chiếm tỷ lệ khiêm tốn và không có khả năng chuyển đổi thành tiền nhanh chóng hay tính thanh khoản thấp (Nguyen và cộng sự, 2014). Bên cạnh đó, thị trường cổ phiếu có sự biến động mlạnh, vấn đề chênh lệch thông tin vẫn còn nhiều (Nguyen và cộng sự, 2014). Do đó, khi tính toán bằng giá trị thị trường của nợ và vốn góp cổ phần sẽ phản ánh không đầy đủ được CTV. Vì vậy, tác giả chỉ sử dụng

giá trị sổ sách trong việc đo lường ĐBTC của các DN Việt Nam trong nghiên cứu này. Dựa trên những căn cứ ở trên, tác giả xây dựng ba cách đo lường việc sử dụng nợ theo giá trị sổ sách làm đại diện cho CTV của DNNY tại Việt Nam.

Trước hết, theo định nghĩa hẹp nhất, nợ chỉ bao gồm nợ dài hạn. CTV được đại diện bằng tỷ số nợ dài hạn (ltdc). Tỷ số này được tính bằng vay nợ dài hạn chia cho tổng nợ vay dài hạn cộng vốn chủ sở hữu (Keefe and Yaghoubi, 2016).

ltdc =

Nợ vay dài hạn

Nợ vay dài hạn + Vốn chủ sở hữu

Thứ hai, theo cách hiểu rộng hơn, nợ bao gồm nợ vay ngắn hạn và nợ vay dài hạn. Tác giả xây dựng biến tỷ lệ nợ thứ hai theo Rajan and Zingales (1995) và Huang (2006). Tỷ số nợ lúc này (fdc) được tính bằng tổng nợ vay ngắn hạn cộng với nợ vay dài hạn chia cho tổng nợ vay ngắn hạn cộng nợ vay dài hạn cộng vốn chủ sở hữu.

fdc =

Nợ vay ngắn hạn + Nợ vay dài hạn

Nợ vay ngắn hạn + Nợ vay dài hạn + Vốn chủ sở hữu

Với hai cách đo lường biến fdc và ltdc không bao gồm các khoản tín dụng thương mại như Welch (2011) đã đề cập. Tuy nhiên, một trong những công cụ nợ phổ biến của các DNNY Việt Nam là tín dụng thương mại (Nguyen and Ramachandran, 2006). Vì vậy, các khoản nợ hoạt động trong DN cần được tính vào khi đl o lường việc sử dụng nlợ của các doanh nghliệp Việt Nam.

Do đó, nghiên cứu tiếp cận theo cách hiểu về đo lường nợ cuối cùng, nợ bao gồm toàn bộ nghĩa vụ phải trả của DN. Rajan and Zingales (1995) và Welch (2011) định nghĩa tỷ số tổng nợ là tỷ lệ giữa tổng nợ phải trả so với tổng tài sản. Theo đó, tác giả đo lường tỷ số tổng nợ (lata) như sau:

lata = Tổng nợ phải trả = Nợ phải trả ngắn hạn+ Nợ phải trả dài hạn

Tổng tài sản Tổng tài sản

3.3.2. Biến độc lập quan tâm trong mô hình nghiên cứu – BĐDT‌

Để tính toán độ BĐDT, trước tiên cần đo lường dòng tiền. Trong Bảng 3.1 thể hiện các học thuyết trước đây sử dụng nhiều cách để đo lường dòng tiền bao gồm lợi

nhuận trước khấu hao, lãi vay và thuế (ebitda), lợi nhuận hoạt động trước thuế và lãi vay (ebit), và DTHĐ của DN. Theo Allayannis and Weston (2003), Memon và cộng sự (2018), sử dụng dữ liệu thực tế từ các báo cáo tài chính do DN cung cấp để xây dựng dòng tiền tốt hơn các cách đo lường dòng tiền dựa trên báo cáo thu nhập hoặc sự thay đổi các khoản mục của bảng cân đối kế toán. Đồng thời, DTHĐ của DN phản ánh lượng tiền mặt thực tế trong hoạt động của DN, nên BĐDT được đo lường bằng DTHĐ sẽ phản ánh khả năng thiếu hụt tiền mặt trong ngắn hạn (Bates và cộng sự, 2009, Harris and Roark, 2019). Do đó, tác giả sử dụng dòng tiền từ hoạt động kinh doanh được cung cấp trong báo cáo lưu chuyển tiền tệ của DN để ước lượng dòng tiền theo Allayannis and Weston (2003), Memon và cộng sự (2018) .

Tiếp theo, hầu hết các nghiên cứu đo lường BĐDT sử dụng tổng tài sản để điều chỉnh dòng tiền về cùng một đơn vị quy mô giữa các DN ở các thời điểm khác nhau (Keefe and Yaghoubi, 2016). Tuy nhiên, khoản mục tổng tài sản bao gồm tiền mặt. Hay việc nắm giữ tiền mặt trong DN là một hàm của BĐDT (Pinkowitz and Williamson, 2007), khoản mục tiền mặt được loại ra khỏi tổng tài sản khi đo lường BĐDT. Do đó, nghiên cứu sử dụng tổng tài sản ròng để điều chỉnh dòng tiền về cùng một đơn vị quy mô giữa các DN ở những giai đoạn khác nhau. Khi đó, tổng tài sản ròng được tính bằng giá trị tài sản của DN theo giá trị sổ sách trừ đi các khoản tiền và tương đương tiền, và chứng khoán khả mại (nếu có) theo Keefe and Yaghoubi (2016).

Với những thảo luận về dữ liệu sử dụng như trên, nghiên cứu tiếp đến sẽ tính tốc độ tăng trưởng của DTHĐ từ sản xuất kinh doanh của DN như sau:

ωi,t = (OCFi,t − OCFi,t−1)/tổng tài sản ròngi,t−1 (5)

Vớii 𝜔𝑖,𝑡 là tốc độ tăng trưởng dòng tiền tại năm t của DN thứ i. OCF là DTHĐ sản xuất kinh doanh của DN.

Nghiên cứu không tính tốc độ tăng trưởng của dòng tiền qua từng năm như thông thường, vì khi DTHĐ âm tại năm t hoặc năm t-1 thì kết quả tính toán sẽ không có ý nghĩa (De Veirman and Levin, 2011). Với cách đo lường này, chỉ tiêu chênh

lệch DTHĐ chia tổng tài sản ròng còn cho thấy khả năng tạo tiền từ các nguồn lực kinh tế của DN và có thể so sánh giữa các DN. Cách tính này sẽ cho thấy duy nhất sự biến động của DTHĐ (Keefe and Yaghoubi, 2016).

Cuối cùng, trong việc đo lường BĐDT đề cập ở bảng 2.2, các nghiên cứu về BĐDT đến CTV thường dung phương pháp trung bình trượt mẫu. BĐDT tính trung bình trượt mẫu trong 05 năm mới phản ánh hết được các tác động (Keefe and Yaghoubi, 2016). Tuy nhiên, với phương pháp sẽ điều chỉnh làm mượt hoá dữ liệu trung bình, và không tính được sự biến động từng thời điểm của DN. Trong khi đó, dữ liệu trong nghiên cứu này hơn 10 năm. Do đó, thay vì sử dụng phương pháp trung bình trượt mẫu, nghiên cứu sử dụng phương pháp tính toán sự BĐDT theo De Veirman and Levin (2011). Với phương pháp này, BĐDT sẽ được tính đến theo sự thay đổi của từng năm và các thành phần riêng cụ thể của DN đối với sự biến động ở cấp DN.

Đo lường sự BĐDT dựa trên phần dư của hồi quy hiệu ứng cố định theo công ty dưới đây:

𝜔𝑖,𝑡 = 𝛼 + 𝛽1𝑦𝑒𝑎𝑟𝑡 + 𝛽2𝐼𝑛𝑑𝑖 + 𝛽3𝑠𝑒𝑖,𝑡 + 𝛽4𝑦𝑒𝑎𝑟𝑡 ∗ 𝐼𝑛𝑑𝑖 + 𝛽4𝑦𝑒𝑎𝑟𝑡 ∗ 𝑠𝑒𝑖,𝑡 + 𝜀𝑖,𝑡

(6)

Trong đó:

𝜔𝑖,𝑡 là tốc độ tăng trưởng dòng tiền tại năm t của DN thứ i giữa năm t-1 và năm t và được tính như phương trình (5). 𝛼 là hằng số.

𝑦𝑒𝑎𝑟𝑡 thể hiện các tác động của các yếu tố gộp chung lên tốc độ tăng trưởng của dòng tiền, được xác định bằng hiệu ứng cố định theo thời gian, và được đo lường bằng ma trận biến giả năm. 𝐼𝑛𝑑𝑡 là hiệu ứng tác động của ngành DN hoạt động, được đại diện bằng ma trận biến giả ngành phân loại dựa trên chuẩn phân ngành ICB. 𝑠𝑒𝑖,𝑡 là hiệu ứng tác động của quy mô DN, được đại diện bằng tỷ lệ mức tứ phân vị của tỷ số doanh thu trên GDP theo năm. 𝑦𝑒𝑎𝑟𝑡 ∗ 𝐼𝑛𝑑𝑖 biến tương tác giữa năm và ngành.

𝑦𝑒𝑎𝑟𝑡 ∗ 𝑠𝑒𝑖,𝑡 biến tương tác giữa ngành và quy mô DN thứ i, năm t.

Phần dư 𝜀𝑖,𝑡 đại diện cho sự chênh lệch giữa giá trị ước lượng và giá trị quan sát của DTHĐ DN i năm t.

Ước lượng mô hình (5) thu được phần dư. Dựa trên phần dư, nghiên cứu tính BĐDT có điều kiện như sau: 𝜎̂𝑖,𝑡 = √𝜋/2 ∗ |𝜀̂𝑖,𝑡|.

De Veirman and Levin (2011), O'Connor Keefe and Tate (2013), De Veirman and Levin (2018) chỉ ra rằng BĐDT có điều kiện 𝜎̂𝑖,𝑡 là một ước lượng không chệch của BĐDT trên thực tế. Vì vậy, nghiên cứu sử dụng 𝜎̂𝑖,𝑡 đại diện cho sự BĐDT.

Với cách đo lường BĐDT như trên sẽ được sử dụng để ước lượng chính trong mô hình nghiên cứu về mối quan hệ giữa BĐDT và ĐBTC của DN. Ngoài ra, để kiểm tra tính vững của mô hình nghiên cứu, luận án sử dụng thêm lợi nhuận hoạt động trước thuế và lãi vay (ebit) hay chính là lợi nhuận hoạt động (oi) trong nghiên cứu của Keefe and Yaghoubi (2016) tạo ra một cách đo lường DTHĐ khác. Tiếp đó, ước lượng sự biến động sẽ được tính toán tương tự như ước lượng BĐDT ở trên.

Cuối cùng, để chuẩn hoá phân phối của BĐDT, nghiên cứu lấy logarit tự nhiên của tất cả các ước lượng về BĐDT (Keefe and Yaghoubi, 2016, Memon và cộng sự, 2018)

3.3.3 Các biến kiểm soát và các biến điều kiện trong mô hình‌

3.3.3.1 Các biến kiểm soát trong mô hình nghiên cứu‌

Để kiểm định các giả thuyết đã xây dựng ở phần 2, tác giả sử dụng yếu tố ảnh hưởng đến CTV đã được xác định dựa trên các lý thuyết về CTV và các bằng chứng thực nghiệm trước đây (lý thuyết đánh đổi, lý thuyết chi phí đại diện, lý thuyết trật tự phân hạng) (Frank and Goyal, 2009, Le and Tannous, 2016, Nguyen và cộng sự, 2014) và các tác giả khác. Ở cấp độ DN, tác giả sử dụng các biến kiểm soát là những đặc điểm của DN. Ở cấp độ ngành, tác giả kiểm soát mô hình bằng ĐBTC của ngành. Ở cấp độ nền kinh tế quốc dân, tác giả sử dụng tốc độ tăng trưởng kinh tế làm biến kiểm soát trong mô hình. Cụ thể như sau:

Quy mô DN - size được đo lường bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản (Frank and Goyal, 2009, Rajan and Zingales, 1995). Các lý thuyết về CTV có quan điểm chưa đồng nhất về mối quan hệ giữa quy mô DN và CTV. Theo lý thuyết đánh đổi của CTV (Myers, 1984) các DN có quy mô lớn hơn có nguy cơ phá sản thấp hơn nhờ sự đa dạng hoá hoạt động kinh doanh. Do đó, các DN có quy mô lớn hơn sẽ có khả năng tiếp cận vốn vay dễ dàng hơn so với các DN có quy mô nhỏ hơn. Ngược lại, lý thuyết trật tự phân hạng cho rằng chi phí giao dịch của các DN nhỏ khi phát hành cổ phần thường lớn hơn do vấn đề thông tin bất cân xứng và thiếu khả năng mặc cả. Vì vậy, các DN nhỏ thường thích vay nợ hơn phát hành cổ phần. Hay nói cách khác, quy mô DN và ĐBTC có quan hệ ngược chiều. Các nghiên cứu của (Rajan and Zingales, 1995, Titman and Wessels, 1988) ủng hộ quan điểm của lý thuyết trật tự phân hạng. Tuy đó, hầu hết các kết quả nghiên cứu thực nghiệm ở các quốc gia trên thế giới và ở Việt Nam hỗ trợ lý thuyết đánh đổi cho rằng quy mô DN có quan hệ cùng chiều với mức độ vay nợ của DN (Booth và cộng sự, 2001, Frank and Goyal, 2009, Huang, 2006, Nguyen và cộng sự, 2014, Le and Tannous, 2016, Nguyen and Ramachandran, 2006).

Khả năng sinh lời- profit . Các DN có khả năng sinh lời cao thường chịu ít rủi ro kiệt quệ tài chính và tiết kiệm được thuế (Myers, 1984). Do đó, các DN này sẽ sử dụng nhiều nợ hơn (Frank and Goyal, 2009). Đồng thời, lý thuyết chi phí đại diện cho rằng các DN có khả năng sinh lời cao thường đối diện với nhiều vấn đề về dòng tiền tự do, nên gia tăng nợ là một cách để các DN này giảm bớt chi phí đại diện. Theo lý thuyết trật tự phân hạng, DN ưu tiên sử dụng nguồn vốn nội bộ hơn nguồn vốn bên ngoài. Nếu các hoạt động đầu tư và chi trả cổ tức cố định, các DN có khả năng sinh lời cao hơn sẽ sử dụng ĐBTC ít hơn. Hầu hết các bằng chứng thực nghiệm đều ủng hộ lý thuyết trật tự phân hạng (Titman and Wessels, 1988, Rajan and Zingales, 1995, Frank and Goyal, 2009, Huang, 2006, Booth và cộng sự, 2001). Tác giả đo lường khả năng sinh lời của DN bằng tỷ lệ giữa lợi nhuận hoạt động và tổng tài sản.

Tài sản cố định hữu hình – tang được xác định bằng tỷ số giữa tổng tài sản cố định và tổng tài sản. Tài sản cố định hữu hình như nhà xưởng, máy móc, thiết bị dễ

cho người cho vay xác định giá trị hơn so với tài sản vô hình (Frank and Goyal, 2009) Đồng thời, tài sản cố định có thể được sử dụng làm tài sản bảo đảm cho các khoản vay nợ của DN. Lý thuyết chi phí đại diện (Jensen, 1986) gợi ý rằng các DN có ĐBTC cao thường đầu tư dưới giá trị hay chưa đầu tư ở mức tối ưu. Thu nhập của những người cho vay sang cho chủ sở hữu DN. Vì vậy, chủ nợ thường yêu cầu tài sản bảo đảm cho nghĩa vụ nợ của DN để giảm bớt rủi ro từ vấn đề người đại diện. DN không đủ khả năng cung cấp tài sản bảo đảm sẽ phải chịu lãi suất cao khi vay nợ hoặc buộc phải phát hành cổ phiếu thay cho nợ (Deesomsak và cộng sự, 2004). Điều này hàm ý rằng tài sản cố định và ĐBTC có mối quan hệ cùng chiều với nhau. Lý thuyết đánh đổi cũng đồng quan điểm rằng DN với giá trị tài sản bảo đảm lớn sẽ được hưởng chi phí nợ thấp hơn, nên tài sản cố định hữu hình có mối tương quan dương với ĐBTC (Harris and Raviv, 1991). Lý thuyết trật tự phân hạng đưa ra lập luận rằng các DN có giá trị tài sản hữu hình lớn sẽ giảm bớt thông tin bất cân xứng, do đó huy động vốn bằng cách phát hành cổ phiếu sẽ có chi phí thấp hơn. Các bằng chứng thực nghiệm cũng cho kết quả trái ngược nhau. Booth và cộng sự (2001), Huang (2006) xác định mối quan hệ ngược chiều giữa tài sản cố định hữu hình và ĐBTC, trong khi Rajan and Zingales (1995), Frank and Goyal (2009) tìm thấy mối quan hệ cùng chiều giữa hai yếu tố này. Việt Nam có hệ thống luật pháp vẫn còn yếu và kết quả tín dụng chủ yếu dựa vào tài sản bảo đảm (Nguyen và cộng sự, 2014), do đó tài sản cố định hữu hình tăng có thể giúp tăng ĐBTC trong DN (Nguyen và cộng sự, 2014, Nguyen and Ramachandran, 2006)

Khả năng tăng trưởng- growth. Các lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm đều khẳng định cơ hội tăng trưởng của DN là một yếu tố liên quan mật thiết đến CTV. Tuy nhiên, các quan điểm chưa có sự động nhất về mối quan hệ giữa hai yếu tố này. Lý thuyết đánh đổi của CTV và lý thuyết chi phí đại diện đều chỉ ra rằng DN tăng trưởng cao sẽ giảm vay nợ. Cụ thể, trong điều kiện DN chưa đầu tư đến mức tối ưu, DN với cơ hội tăng trưởng nhanh sẽ tiếp tục thực hiện các dự án có NPV dương do tận dụng được lợi thế từ vay nợ (Myers, 1984).Vì lợi nhuận từ hoạt động đầu tư sẽ được chuyển giao cho chủ nợ nhiều hơn cho chủ sở hữu. Nếu người quản lý theo đuổi

Xem tất cả 160 trang.

Ngày đăng: 03/09/2022