BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HCM
---------------------------------
CHU MỸ HẠNH
ẢNH HƯỞNG CỦA SỰ QUÁ TỰ TIN CỦA CEO
ĐẾN LỰA CHỌN CẤU TRÚC VỐN
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HCM
---------------------------------
CHU MỸ HẠNH
ẢNH HƯỞNG CỦA SỰ QUÁ TỰ TIN CỦA CEO
ĐẾN LỰA CHỌN CẤU TRÚC VỐN
Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng
Mã số: 60340201
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:
TS. TRẦN THỊ HẢI LÝ
TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013
LỜI CAM ĐOAN
Tôi xin cam đoan luận văn thạc sĩ kinh tế: “Ảnh hưởng của sự quá tự tin của
CEO đến lựa chọn cấu trúc vốn” là công trình nghiên cứu khoa học nghiêm túc
của bản thân. Số liệu đƣa ra trong luận văn này là trung thực, đƣợc thu thập từ các
nguồn đáng tin cậy, công bố trên các tạp chí, các website hợp pháp và các công
trình nghiên cứu đã đƣợc công bố.
TP.HCM, ngày 20 tháng 11 năm 2013
Tác giả luận văn
Chu Mỹ Hạnh
MỤC LỤC
Trang
TÓM TẮT ....................................................................................................................... 01
1. GIỚI THIỆU ........................................................................................................ 02
2. TỔNG QUAN VỀ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC
ĐÂY ..................................................................................................................... 03
2.1. Các lý thuyết chuẩn tắc về cấu trúc vốn ....................................................... 03
2.1.1. Lý thuyết đánh đổi ............................................................................... 03
2.1.2. Lý thuyết trật tự phân hạng .................................................................. 04
2.2. Sự quá tự tin và mối quan hệ giữa sự quá tự giữa sự quá tự tin của CEO với
cấu trúc vốn .......................................................................................................... 04
2.2.1. Sự quá tự tin ........................................................................................ 04
2.2.2. Sự quá tự tin của CEO và cấu trúc vốn ............................................... 06
2.2.2.1. Bằng chứng thực nghiệm quốc tế .................................................... 07
2.2.2.2. Bằng chứng ở Việt Nam .................................................................. 12
3. PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU........................................................................ 13
3.1. Dữ liệu ........................................................................................................... 13
3.2. Mô hình và phƣơng pháp nghiên cứu ............................................................ 13
3.3. Xác định các biến trong mô hình ................................................................... 16
3.3.1. Biến phụ thuộc ..................................................................................... 16
3.3.2. Các biến độc lập .................................................................................. 16
3.3.2.1. Các biến đo lƣờng sự quá tự tin của CEO ........................................ 17
3.3.2.2. Các biến độc lập khác ....................................................................... 21
4. HỒI QUY VÀ KẾT QUẢ .................................................................................... 27
4.1. Mô tả dữ liệu ................................................................................................. 27
4.2. Hồi quy và kết quả ........................................................................................ 29
4.2.1. Hồi quy ................................................................................................ 29
4.2.2. Kiểm tra tính chắc chắn của mô hình .................................................. 35
4.2.3. Thảo luận kết quả nghiên cứu .............................................................. 38
5. KẾT LUẬN ......................................................................................................... 40
TÀI LIỆU THAM KHẢO ............................................................................................... 42
PHỤ LỤC
Phụ lục 1 – Bảng 4.3: Ma trận tƣơng quan của các hệ số trong mô hình .................. 47
Phụ lục 2 – Bảng 4.4: Ma trận hiệp phƣơng sai của các hệ số trong mô hình ........... 48
Phụ lục 3 – Danh sách các công ty trong mẫu khảo sát ............................................. 49
DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT
CEO : Giám đốc điều hành. -
CFO : Giám đốc tài chính -
DIV : Chia cổ tức -
DN : Doanh nghiệp -
GDP : Tổng sản phẩm quốc nội -
GMM : General Method of Moments -
GROW : Tốc độ tăng trƣởng doanh thu -
HNX : Sở giao dịch chứng khoán Hà Nộpi -
HOSE : Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh -
LEVB : Tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách -
LEVM : Tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá thị trƣờng -
NDTS : Tấm chắn thuế phi nợ -
: Hiện giá thuần của tài sản NPV -
: Tỷ lệ giá thị trƣờng so với giá sổ sách của cổ phiếu PB -
: Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản bình quân ROA -
: Tỷ suất sinh lời trên doanh thu thuần ROS -
SIZE : Quy mô công ty -
TANG : Tỷ lệ tài sản có thể thế chấp -
UNIQ : Tính đơn trị -
DANH MỤC BẢNG BIỂU
- Bảng 3.1 - Mô tả chi tiết các biến sử dụng trong mô hình. .............................. 25
- Bảng 4.1 - Mô tả dữ liệu hồi quy. .................................................................... 27
- Bảng 4.2 - Hồi quy với biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy theo giá thị
trƣờng, phƣơng pháp GMM – Sys ................................................................... 30
- Bảng 4.3 - Ma trận tƣơng quan của các hệ số trong mô hình. ......................... 47
- Bảng 4.4 - Ma trận hiệp phƣơng sai của các hệ số trong mô hình ................... 48
- Bảng 4.5 - Hồi quy với biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy theo giá trị sổ
sách, phƣơng pháp GMM – sys. ........................................................................ 33
- Bảng 4.6 - Hồi quy với biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy theo giá thị trƣờng
và tỷ lệ đòn bẩy theo giá sổ sách, phƣơng pháp GMM – sys ........................... 36
- Bảng 4.7 - Hồi quy với biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy theo giá thị trƣờng
và tỷ lệ đòn bẩy theo giá sổ sách, phƣơng pháp GMM – sys ........................... 37
1
ẢNH HƢỞNG CỦA SỰ QUÁ TỰ TIN CỦA CEO ĐẾN
LỰA CHỌN CẤU TRÚC VỐN.
TÓM TẮT
Bài nghiên cứu xem xét các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của Doanh
nghiệp (DN) khi có sự ảnh hưởng bởi yếu tố tâm lý quá tự tin của người quản lý
trên mẫu 125 công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam
giai đoạn từ 2008 đến 2012.
Kết quả nghiên cứu cho thấy ảnh hưởng của sự quá tự tin của Giám đốc điều
hành (CEO) đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp là không rõ ràng. Không giống như
kết quả của các nghiên cứu trước đây, bài nghiên cứu không tìm thấy bằng chứng
chứng minh cho quan điểm CEO quá tự tin có xu hướng sử dụng nợ nhiều hơn, kết
quả này không thay đổi khi sử dụng lần lượt ba thước đo đại diện cho sự quá tự tin
của CEO (CEO hoặc chủ tịch là người chủ hoặc người sáng lập hoặc người thừa kế,
CEO hoặc chủ tịch có tỷ lệ cổ phần nắm giữ trên 50%, chênh lệch giữa lợi nhuận kế
hoạch và lợi nhuận thực tế). Trong khi đó, các nhân tố: độ trễ của tỷ lệ đòn bẩy tài
chính, khả năng sinh lời, quy mô công ty, tỷ lệ tài sản có thể thế chấp, tỷ lệ giá thị
trường so với giá sổ sách của cổ phiếu tác động như kỳ vọng đến cấu trúc vốn của
các Doanh nghiệp Việt Nam.
2
1. GIỚI THIỆU
Hoạch định cấu trúc vốn là một trong những vấn đề quan trọng mà các nhà quản
lý doanh nghiệp hết sức quan tâm, để đưa ra các quyết định sáng suốt trong việc
hoạch định cấu trúc vốn của DN, nhà quản lý cần nhận diện đúng các yếu tố ảnh
hưởng đến cấu trúc vốn.
Khi nghiên cứu về cấu trúc vốn, MM (1958) đã kết luận cấu trúc vốn và giá trị
DN có tính độc lập với nhau. Tiếp sau đó, các nhà nghiên cứu đã kết hợp giữa phân
tích lý thuyết với thực nghiệm và phát triển các lý thuyết về cấu trúc vốn của DN
trong thực tế như: Lý thuyết trật tự phân hạng, lý thuyết đánh đổi. Các lý thuyết này
đã cung cấp các kiến thức quan trọng cho các nhà quản lý trong việc hoạch định cấu
trúc vốn.
Tất cả các lý thuyết về cấu trúc vốn nêu trên đều phát triển dựa trên giả định
ngầm rằng những người tham gia thị trường tài chính cũng như những người quản
lý DN luôn luôn hành động một cách hợp lý. Tuy nhiên, các nghiên cứu đang phát
triển gần đây về tâm lý và hành vi con người cho thấy: hầu hết mọi người, kể cả nhà
đầu tư và nhà quản lý, có những giới hạn quan trọng trong quá trình nhận thức,
thường mắc phải các lệch lạc hành vi (behavioral biases), các lệch lạc hành vi này
có thể ảnh hưởng đến quyết định của họ.
Các nghiên cứu lý thuyết về tài chính hành vi gần đây cho thấy các quyết định
đầu tư và các quyết định tài trợ được thực hiện bởi các nhà quản lý bị ảnh hưởng
đáng kể bởi những lệch lạc này, chẳng hạn như một số nghiên cứu thực nghiệm đã
cho thấy những nhà quản lý quá tự tin sẽ chọn tỷ lệ đòn bẩy cao hơn so với những
nhà quản lý hợp lý (không lệch lạc) (Fairchild, 2005; Oliver, 2005; Malmendier,
Tate & Yan, 2007).
Ở Việt Nam, những nghiên cứu về cấu trúc vốn và các nhân tố ảnh hưởng đến
cấu trúc vốn đã được thực hiện khá nhiều, nhưng ít nghiên cứu xem xét kết hợp
thêm ảnh hưởng của các yếu tố tâm lý lên cấu trúc vốn. Nghiên cứu của Lê Đạt Chí
(2013) có xem xét đến nhân tố quá tự tin đã tìm thấy mối quan hệ cùng chiều giữa
3
sự quá tự tin của CEO với tỷ lệ đòn bẩy tài chính, với thước đo sự quá tự tin bằng
thước đo chênh lệch lợi nhuận kế hoạch so với lợi nhuận thực hiện.
Nghiên cứu này xem xét mối quan hệ giữa sự quá tự tin của CEO và tỷ lệ đòn
bẩy tài chính với một số thước đo sự quá tự tin khác như: (a) sự quá tự tin thể hiện ở
những người quản lý (bao gồm CEO hoặc chủ tịch) là người chủ DN, hoặc là người
sáng lập hoặc người thừa kế, (b) CEO hoặc chủ tịch nắm giữ trên 50% tỷ lệ cổ phần
của DN sẽ thể hiện sự tự tin hơn do nắm giữ quyền quyết định của DN, (c) chênh
lệch giữa lợi nhuận kế hoạch và lợi nhuận thực hiện.
Mục tiêu là kiểm định nhân tố tâm lý quá tự tin của các CEO ảnh hưởng như thế
nào đến việc hoạch định cấu trúc vốn của các DN Việt Nam.
Câu hỏi nghiên cứu: Có tồn tại mối quan hệ giữa sự quá tự tin của CEO và cấu
trúc vốn của các DN Việt Nam hay không?
Phần còn lại của bài nghiên cứu được trình bày như sau:
- Phần 2 trình bày các lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm liên quan
- Phần 3 mô tả cách thu thập dữ liệu và phương pháp nghiên cứu thực nghiệm
- Phần 4 trình bày mô hình hồi quy và thảo luận kết quả nghiên cứu
- Phần 5 trình bày kết luận.
2. TỔNG QUAN VỀ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY
2.1. Các lý thuyết chuẩn tắc về cấu trúc vốn
2.1.1. Lý thuyết đánh đổi
Lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn được phân tích trên quan điểm một DN sẽ lựa
chọn sử dụng bao nhiêu nợ và bao nhiêu vốn sao cho có sự cân bằng giữa chi phí và
lợi ích nhận được: các lợi ích từ tấm chắn thuế, tránh pha loãng cổ phiếu; tuy nhiên,
kèm theo là chi phí kiệt quệ bao gồm chi phí phá sản và các chi phí tài chính khác
như điều khoản thanh toán bất lợi, áp lực từ cổ đông … Vì vậy một DN muốn tối ưu
hóa giá trị sẽ lựa chọn cấu trúc vốn tối ưu dựa trên lựa chọn sử dụng bao nhiêu nợ
4
và bao nhiêu vốn cho nhu cầu tài chính của DN (Miller, 1977; Fama & French,
2002).
2.1.2. Lý thuyết trật tự phân hạng
Lý thuyết trật tự phân hạng phân tích trên quan điểm tồn tại sự bất cân xứng
thông tin giữa nhà quản lý và nhà đầu tư bên ngoài. DN sẽ duy trì một thứ tự ưu tiên
khi sử dụng các nguồn tài trợ cho hoạt động của mình, DN ưu tiên sử dụng nguồn
tài trợ chính bên trong hơn là bên ngoài, nếu cần phải tài trợ vốn từ nguồn tài chính
bên ngoài thì ưu tiên sử dụng nợ trước sau đó mới đến phát hành thêm cổ phần.
(Myers, 1984; Myers & Majluf, 1984; Frank & Goyal, 2003).
2.2. Sự quá tự tin và mối quan hệ giữa sự quá tự tin của CEO với cấu trúc vốn.
2.2.1. Sự quá tự tin
“Tự tin quá mức (overconfidence) là khuynh hướng con người đề cao kiến thức,
khả năng và tính chính xác trong thông tin của mình, hoặc lạc quan quá mức về
tương lai và khả năng kiểm soát tình thế”. (Ackert & Deaves, 2009, trang 153)
Các nhà nghiên cứu trong lĩnh vực tâm lý học đã chứng minh rằng hầu hết mọi
người quá tự tin trong phần lớn thời gian sống của họ.
Quá tự tin có thể được đo lường với sự ước lượng sai (miscalibration): “là một
khuynh hướng con người phóng đại sự chính xác kiến thức của bản thân.” (Ackert
& Deaves, 2009, trang 154)
Tính quá tự tin đã được xác định trong nhiều bối cảnh khác nhau. Alpert &
Raiffa (1982); Fischhoff et al. (1977) dẫn đường bằng hai nghiên cứu thực nghiệm
có ảnh hưởng mạnh sau này. Họ xác nhận rằng những người tham gia trong nghiên
cứu của họ đã thể hiện sự quá tự tin trong việc chắc chắn những dự đoán chủ quan
của mình về những con số không chắc chắn, tin rằng họ đúng nhiều lần hơn những
gì họ thực sự làm được. Nghiên cứu này mở đầu cho các nghiên cứu khác giải thích
về khuynh hướng chung của con người là quá tự tin dẫn đến lỗi trong việc xác định
xác suất (Lichtenstein et al., 1982; Brenner et al., 1996).
5
Một trong những phát hiện thú vị liên quan đến sự quá tự tin là hiệu ứng khó –
dễ, Fischhoff et al. (1977) tìm thấy bằng chứng cho thấy rằng con người thường thể
hiện sự quá tự tin trong các công việc phức tạp, khó khăn hoặc các tình huống
không chắc chắn; sự quá tự tin có xu hướng biến mất trong các tình huống rõ ràng,
thông tin phản hồi lặp đi lặp lại hoặc các công việc có tính chất đơn giản.
Bên cạnh việc đánh giá sai về kiến thức, quá tự tin còn được biểu hiện theo nhiều
hình thức khác nhau:
- Hiệu ứng tốt hơn trung bình (better than average effect): Nhiều người có
khuynh hướng nghĩ rằng khả năng và hiểu biết của họ trên mức trung bình;
nghiên cứu về “ảo tưởng tích cực” chỉ ra rằng hầu hết mọi người có xu
hướng nghĩ họ tốt hơn người khác hoặc trên mức trung bình về những thuộc
tính khác nhau, những thuộc tính đó là thuộc tính xã hội, đạo đức (họ nghĩ họ
thành thật hơn người khác) hoặc các kỹ năng cụ thể, ví dụ như hầu hết các tài
xế lái xe tin rằng kỹ năng lái xe của họ rất giỏi (Taylor & Brown, 1988).
- Một biểu hiện khác của sự quá tự tin là ảo tưởng kiểm soát (illusion of
control): “Đó là khi con người nghĩ rằng họ có khả năng kiểm soát tình
huống tốt hơn thực tế có thể.” (Ackert & Deaves, 2009, trang 159)
- Liên quan với ảo tưởng kiểm soát là lạc quan quá mức (excessive optimism):
“Lạc quan quá mức hiện diện khi con người đánh giá xác suất các kết quả
thuận lợi quá cao hoặc bất lợi quá thấp so với kinh nghiệm quá khứ hoặc
những phân tích suy luận.” (Ackert & Deaves, 2009, trang 160)
Sự quá tự tin phổ biến trong nhiều lĩnh vực, kể cả trong việc ra quyết định tài
chính. Có nhiều bằng chứng cho thấy các nhà quản lý luôn sẵn sàng gia nhập thị
trường, cho phép dòng tiền ảnh hưởng đến việc đầu tư, đầu tư quá mức, thâu tóm
các công ty khác quá dễ dàng, và sử dụng quá nhiều nợ do quá lạc quan..vv..
Nghiên cứu của Kidd & Morgan (1969) tìm thấy rằng các CEO có xu hướng dự
đoán thành quả hoạt động của họ tốt hơn so với thực tế xảy ra.
Gervais et al. (2003) đưa ra quan điểm rằng nhà quản trị có thể quá tự tin hơn tập
6
thể chung vì xu hướng chọn lọc. Theo tác giả, người quá tự tin và lạc quan về viễn
cảnh nghề nghiệp có cơ hội lớn hơn để ứng cử vào các vị trí quản trị có sự cạnh
tranh cao, thậm chí các công ty có thể ưa thích các ứng viên này.
Trong giới hạn nghiên cứu này, tác giả chỉ tập trung phân tích sự quá tự tin của
CEO ảnh hưởng đến quyết định cấu trúc vốn của DN.
2.2.2. Sự quá tự tin của CEO và cấu trúc vốn
Như đã đề cập ở trên, các nghiên cứu tài chính hành vi trước đó đã đưa ra nhiều
bằng chứng cho thấy nhà quản lý thường có xu hướng tự tin quá mức, điều đó ảnh
hưởng đến các quyết định về chính sách tài chính của công ty, đặc biệt là các quyết
định về cấu trúc vốn.
Trong mô hình đưa ra bởi Heaton (2002), các CEO quá tự tin tin rằng các dự án
công ty họ đang thực hiện có lợi nhuận tốt hơn mức thực tế của các dự án đó. Vì
vậy, các CEO nghĩ rằng các chứng khoán do công ty họ phát hành đã bị định giá
thấp bởi các nhà đầu tư bên ngoài. Do đó, công ty sẽ ưu tiên tài trợ các dự án bằng
nguồn vốn nội bộ, tiếp theo là phát hành chứng khoán nợ, cuối cùng mới phát hành
vốn cổ phần mới. Họ còn đánh giá quá cao các dòng tiền tương lai, hiện giá thuần
(NPV) của những dự án đầu tư mới, và như vậy dễ dẫn đến việc đầu tư vào các dự
án có NPV âm. Kết quả nghiên cứu của Heaton khác biệt so với nhận định ban đầu
của Myers (1984); Myers & Majluf (1984).
Malmendier & Tate (2005); Fairchild (2005), sử dụng mô hình của Heaton để đo
lường sự quá tự tin của CEO và có kết quả tương tự như Heaton (2002).
Hackbarth (2004) dựa theo mô hình lý thuyết đánh đổi khi có sự ảnh hưởng bởi
các đặc điểm của CEO, với giả thuyết thị trường hợp lý đã phát triển một khung lý
thuyết nghiên cứu về cấu trúc vốn của các DN. Kết quả nghiên cứu cho thấy các đặc
điểm của CEO là một biến quan trọng ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của DN. Những
CEO quá tự tin, quá lạc quan có xu hướng chọn mức nợ cao hơn và phát hành nợ
thường xuyên hơn so với CEO hợp lý, nhưng các CEO này không nhất thiết ra
quyết định về cấu trúc vốn theo lý thuyết trật tự phân hạng.
7
Một số nghiên cứu thực nghiệm ở các quốc gia khác nhau phần lớn cho thấy kết
quả tương tự các nhận định nêu trên, bao gồm:
2.2.2.1. Bằng chứng thực nghiệm quốc tế
Oliver (2005) nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và
sự quá tự tin của CEO.
Dữ liệu gồm 290 công ty được chọn trong 500 công ty lớn nhất và lâu đời
nhất của Mỹ hoạt động trong ngành công nghiệp, cơ sỡ dữ liệu Compustat,
giai đoạn từ năm 1978 đến năm 2004.
Kết quả nghiên cứu cho thấy sự quá tự tin của CEO là nhân tố quan trọng
giải thích cho các quyết định tài chính của công ty, các công ty được điều
hành bởi CEO càng tự tin sẽ có xu hướng sử dụng nhiều nợ hơn.
Ba biến kiểm soát chính cũng thể hiện sự ảnh hưởng quan trọng đến tỷ lệ đòn
bẩy tài chính:
- Công ty có tỷ lệ tài sản đảm bảo cao, mức nợ sẽ càng cao và ngược lại.
- Quy mô công ty và khả năng sinh lời càng cao thì tỷ lệ đòn bẩy càng thấp.
Malmendier, Tate & Yan (2007) nghiên cứu mối quan hệ giữa sự quá tự tin
của CEO với các chính sách tài chính của công ty.
Dữ liệu gồm 477 công ty lớn trên thị trường chứng khoán Mỹ từ năm 1980
đến năm 1994, điều kiện là các công ty này được Forbes bầu chọn trong danh
sách các công ty lớn nhất của Mỹ ít nhất 4 lần.
Kết quả nghiên cứu cho thấy ngoài các nhân tố như: thị trường, ngành và các
yếu tố riêng của công ty, các quyết định về cấu trúc vốn còn bị ảnh hưởng
bởi tình hình số liệu kế toán và các đặc tính của nhà quản lý. CEO quá tự tin
thích phát hành nợ hơn vốn chủ sở hữu so với các CEO khác, họ thích tài trợ
cho thâm hụt bằng nợ. Do đó, Ban giám đốc thường sử dụng các công cụ
khác nhau để làm thuyên giảm sự quá tự tin của CEO như: chi trả cổ tức,
khống chế mức nợ.
8
David, Graham & Harvey (2007) nghiên cứu ảnh hưởng của sự quá tự tin
của người quản lý đến các chính sách tài chính của công ty.
Dữ liệu được thu thập từ nguồn Compustat gồm 1500 công ty lớn nhất niêm
yết trên thị trường chứng khoán Mỹ từ tháng 03/2001 đến 03/2007.
Kết quả nghiên cứu cho thấy công ty được điều hành bởi Giám đốc tài chính
(CFO) quá tự tin có xu hướng đầu tư nhiều hơn, sử dụng đòn bẩy nợ cao hơn,
chi trả cổ tức ít hơn, thích sử dụng nợ dài hạn hơn nợ ngắn hạn và thực hiện
mua bán sát nhập nhiều hơn. Bài nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ cùng
chiều giữa CFO quá tự tin và cấu trúc tài chính, họ có xu hướng mua nhiều
cổ phiếu quỹ khi cổ phiếu giảm giá và phát hành ít cổ phiếu khi giá tăng.
Mefteh & Oliver (2007) nghiên cứu thực nghiệm xem xét sự quá tự tin của
CEO ảnh hưởng đến việc lựa chọn cấu trúc vốn của các công ty ở Pháp.
Dữ liệu gồm 1.670 quan sát được thu thập từ các công ty phi tài chính niêm
yết trên thị trường chứng khoán Pháp. Các số liệu kế toán và báo cáo tài
chính được thu thập từ nguồn Compustat Global, thu nhập từ chứng khoán
được lấy từ nguồn Datastream và chỉ số đo lường sự quá tự tin của CEO
được lấy từ nguồn European Commission.
Kết quả nghiên cứu cho thấy sự quá tự tin của CEO và tỷ lệ đòn bẩy tài chính
có mối quan hệ cùng chiều với mức ý nghĩa cao, những CEO này có ảnh
hưởng đến các quyết định tài chính của công ty, họ quá tự tin về tương lai
của công ty và có xu hướng thích nợ hơn vốn cổ phần, điều đó làm gia tăng
nguy cơ phá sản và chi phí sử dụng vốn. Bên cạnh đó, bài nghiên cứu còn tìm
hiểu ảnh hưởng của sự quá tự tin của nhà đầu tư đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính,
và tìm thấy mối quan hệ ngược chiều giữa sự quá tự tin của nhà đầu tư với tỷ
lệ đòn bẩy tài chính.
Barros & Silveira (2008) nghiên cứu thực nghiệm các nhân tố ảnh hưởng
đến cấu trúc vốn của các công ty ở Brazil, với kỳ vọng tìm thấy mối quan hệ
giữa cấu trúc vốn và sự quá tự tin của CEO. Bài nghiên cứu có điểm đặc biệt
9
là đưa độ trễ của tỷ lệ đòn bẩy tài chính (biến phụ thuộc thể hiện cấu trúc
vốn) vào mô hình và xem xét sự ảnh hưởng của độ trễ này đến tỷ lệ đòn bẩy
tài chính.
Dữ liệu gồm 153 công ty phi tài chính niêm yết trên sàn chứng khoán Sao
Paulo (Bovespa) từ năm 1998 đến năm 2003, sử dụng cơ sở dữ liệu
Economatica (Cơ sở dữ liệu sẵn có lớn nhất ở Brazil).
Bài nghiên cứu cho thấy sự quá tự tin của CEO là một nhân tố quan trọng
ảnh hưởng đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính, CEO quá tự tin có xu hướng sử dụng
nhiều nợ hơn so với CEO hợp lý. Ngoài ra, các nhân tố khác: khả năng sinh
lời, tỷ lệ giá thị trường so với giá trị sổ sách, tỷ lệ tài sản có thể thế chấp, quy
mô công ty, mức độ tập trung quyền lực cũng thể hiện mối quan hệ với tỷ lệ
đòn bẩy tài chính, với mức ý nghĩa cao.
Chen & Chen (2009) nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn và
cơ cấu kỳ hạn nợ của các công ty ở Trung Quốc.
Dữ liệu được thu thập từ Cơ Sở Dữ liệu phân tích Tinysoft, được xây dựng
bởi công ty TNHH Tinysoft (Thâm Quyến), mẫu nghiên cứu bao gồm các
công ty phi tài chính niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Thượng Hải và
Thâm Quyến từ năm 2003 đến năm 2005, với 593 mẫu và 11,8% CEO trong
mẫu được phân loại là quá tự tin.
Tác giả đã tìm thấy mối quan hệ cùng chiều và có ý nghĩa giữa sự quá tự tin
của CEO với nợ của công ty, các công ty có CEO quá tự tin chọn mức nợ cao
hơn so với các công ty khác. Kết quả nghiên cứu còn cho thấy các CEO quá
tự tin đánh giá cao khả năng phát triển và đánh giá thấp rủi ro phá sản của
công ty nên thích sử dụng nợ ngắn hạn hơn nợ dài hạn.
Park & Kim (2009) cho thấy sự quá tự tin của CEO là một nhân tố quan
trọng ảnh hưởng đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính, CEO quá tự tin có xu hướng
chọn tỷ lệ đòn bẩy cao hơn so với CEO hợp lý. Ngoài ra, các nhân tố khác:
khả năng sinh lời, tỷ lệ giá thị trường so với giá sổ sách, tỷ lệ tài sản có thể
10
thế chấp, quy mô công ty cũng thể hiện mối quan hệ với tỷ lệ đòn bẩy tài
chính, với mức ý nghĩa cao.
Dữ liệu phân tích gồm 516 công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường
chứng khoán Hàn Quốc giai đoạn từ năm 1985 đến năm 2007, số liệu và báo
cáo tài chính được lấy từ nguồn Korea Information Service (KIS), tác giả sử
dụng chỉ số Business Survey Index (BSI) 12(mười hai) tháng thu thập từ
ngân hàng Hàn Quốc làm thước đo sự quá tự tin của CEO.
Teng & Liu (2011) nghiên cứu lý thuyết trật tự phân hạng ở Đài Loan khi có
sự ảnh hưởng của CEO quá lạc quan.
Dữ liệu được thu thập từ Taiwan Economic Journal (TEJ), mẫu nghiên cứu
bao gồm các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Đài Loan (TSE)
và thị trường OTC từ năm 1989 đến năm 2004 (ngoại trừ các công ty tài
chính, các công ty đã hủy niêm yết, các công ty IPO và các công ty có thời
điểm kết thúc năm tài chính sau tháng 12).
Kết quả nghiên cứu cho thấy, các công ty hoạt động trong điều kiện thông tin
bất cân xứng, mặc dù chịu ảnh hưởng của lý thuyết trật tự phân hạng, nhưng
lý thuyết tài chính hành vi về sự quá tự tin của CEO có thể giải thích thỏa
đáng cho các quyết định tài chính của các công ty niêm yết ở Đài Loan, CEO
quá lạc quan có xu hướng phát hành nợ để tài trợ cho thâm hụt tài chính.
Azouzi & Jarboui (2012) xem xét các lệch lạc trong nhận thức của CEO ảnh
hưởng đến lựa chọn cấu trúc vốn của các công ty phi tài chính ở Tuynidi.
Dữ liệu phân tích được thu thập từ bảng câu hỏi gồm 100 công ty (28 công ty
niêm yết và 82 công ty chưa niêm yết) năm 2010.
Kết quả nghiên cứu cho thấy các CEO quá tự tin đánh giá quá cao khả năng
của bản thân và đánh giá thấp rủi ro, do đó họ có xu hướng đầu tư vào các dự
án có rủi ro cao để làm tăng giá trị của công ty. Các CEO này lựa chọn tài trợ
theo quan điểm của lý thuyết trật tự phân hạng: ưu tiên nguồn vốn nội bộ
11
trước, tiếp theo là đến các khoản nợ, có thể kết hợp giữa vốn nội bộ và nợ để
giảm thiểu rủi ro cho công ty và cuối cùng mới chọn phương án tài trợ bằng
vốn cổ phần.
Tomak (2013) dựa theo mô hình của Oliver (2005) và đưa thêm 2(hai) nhân
tố: tổng sản lượng quốc nội (GDP) và tỷ lệ lạm phát vào mô hình nghiên cứu
để kiểm định các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính của các công
ty sản xuất ở Thổ Nhĩ Kỳ.
Dữ liệu gồm 115 công ty sản xuất niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán
Istanbul (ISE) từ năm 2002 đến năm 2011.
Tuy kết quả nghiên cứu không như kỳ vọng của tác giả: mối quan hệ giữa sự
quá tự tin của CEO và tỷ lệ đòn bẩy tài chính không rõ ràng và không đủ
bằng chứng cho thấy CEO quá tự tin sử dụng nhiều nợ hơn, nhưng bài
nghiên cứu đã chỉ ra được các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính
của công ty: Quy mô công ty có mối quan hệ cùng chiều, khả năng sinh lời
có mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài chính.
Wang, Chen & Yua (2013) tìm thấy bằng chứng cho thấy ảnh hưởng của sự
quá tự tin của CEO ảnh hưởng đến các quyết định tài trợ của các công ty phi
tài chính ở Đài Loan từ năm 1994 đến năm 2004. Tác giả so sánh việc tài trợ
của công ty thông qua việc phát hành nợ và phát hành vốn cổ phần để xác
định các quyết định tài chính của công ty bị chi phối bởi CEO quá tự tin hay
CEO hoạt động theo thị trường.
Dữ liệu được thu thập từ Taiwan Economic Journal (TEJ), với mẫu là các
công ty phát hành thêm nợ hoặc phát hành thêm vốn trong kỳ nghiên cứu.
CEO được phân loại là quá tự tin nếu ưu tiên sử dụng nợ và CEO được phân
loại là hoạt động theo thị trường nếu ưu tiên sử dụng vốn cổ phần.
12
2.2.2.2. Bằng chứng ở Việt Nam
Lê Đạt Chí (2013) kiểm định những nhân tố giữ vai trò quan trọng trong
quyết định cấu trúc vốn của các công ty niêm yết trên thị trường chứng
khoán Việt Nam. Nghiên cứu dựa trên nền tảng các lý thuyết truyền thống về
cấu trúc vốn (đánh đổi, trật tự phân hạng và thời điểm thị trường), đồng thời
xem xét vấn đề trong khuôn khổ lý thuyết tài chính chính hành vi.
Mẫu quan sát gồm 178 công ty phi tài chính được niêm yết trên các sàn giao
dịch chứng khoán ở Việt Nam (HOSE và HNX) trong giai đoạn từ năm 2007
đến năm 2010. Dữ liệu thống kê được tác giả thu thập và tổng hợp từ các
bảng báo cáo tài chính của các công ty.
Kết quả nghiên cứu cho thấy hành vi của nhà quản trị (sự quá tự tin của
CEO) có mối quan hệ cùng chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài chính, bên cạnh đó
5(năm) nhân tố khác giữ vai trò quan trọng ảnh hưởng đến tỷ lệ đòn bẩy bao
gồm: (a) thuế, lạm phát, khả năng sinh lời, tỷ số giá trị thị trường trên giá sổ
sách có mối quan hệ ngược chiều và (b) đòn bẩy ngành có mối quan hệ cùng
chiều.
Ở Việt Nam, các phân tích, nghiên cứu về cấu trúc vốn và các yếu tố tác động
đến lựa chọn cấu trúc vốn được nhiều tác giả quan tâm. Tuy nhiên, nghiên cứu về
sự ảnh hưởng của các đặc điểm tâm lý, hành vi của CEO - cụ thể là sự quá tự tin -
đến việc lựa chọn cấu trúc vốn còn rất hạn chế.
Bài nghiên cứu này nhằm mục đích trả lời cho vấn đề: Sự quá tự tin của CEO ảnh
hưởng như thế nào đến lựa chọn cấu trúc vốn của doanh nghiệp Việt Nam?
Từ các kết quả nghiên cứu nêu trên, tác giả kỳ vọng bài nghiên cứu cho thấy: (1)
biến số thể hiện sự quá tự tin của CEO là một nhân tố quan trọng giải thích cho cấu
trúc vốn của doanh nghiệp Việt Nam, (2) các doanh nghiệp được điều hành bởi
những CEO quá tự tin có xu hướng thích sử dụng nợ hơn vốn cổ phần, do đó tỷ lệ
đòn bẩy tài chính cao hơn.
13
3. PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Trong phần tiếp theo, bài nghiên cứu trình bày mô hình, phương pháp nghiên cứu
và định nghĩa các biến được xem là có liên quan đến lựa chọn cấu trúc vốn của các
công ty.
3.1. Dữ liệu
Mẫu quan sát gồm 125 công ty phi tài chính thu thập ngẫu nhiên được niêm yết
trên các sàn giao dịch chứng khoán ở Việt Nam (HOSE và HNX) trong giai đoạn từ
năm 2008 đến năm 2012. Dữ liệu thống kê được thu thập và tổng hợp từ các bảng
báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và nghị quyết đại hội đồng cổ đông của các
công ty.
Dữ liệu trong bài nghiên cứu là dữ liệu bảng ba chiều gồm: năm, công ty và nhân
tố. Các chỉ tiêu thu thập và tính toán cho từng công ty bao gồm: Thông tin về chủ
tịch và CEO (tên, giới tính, học vấn, sáng lập viên, tỷ lệ cổ phần nắm giữ), tỷ lệ đòn
bẩy tài chính theo giá thị trường, tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách, số lượng
cổ phần đang lưu hành, tổng tài sản (nguồn vốn), doanh thu thuần, tổng nợ, vốn chủ
sở hữu, trị giá tài sản cố định, hàng tồn kho, chi phí khấu hao, lợi nhuận kế hoạch,
lợi nhuận trước thuế, lợi nhuận sau thuế, chi phí bán hàng, tỷ lệ tăng trưởng doanh
thu hàng năm, khả năng sinh lời (ROA, ROS), giá cổ phiếu cuối kỳ, tỷ lệ giá thị
trường so với giá sổ sách của cổ phiếu.
3.2. Mô hình và phƣơng pháp nghiên cứu.
Theo truyền thống, các quyết định tài trợ của các CEO là kết quả của một loạt
các yếu tố quyết định liên quan đến đặc điểm thị trường, ngành và công ty. Tác giả
mong muốn xác minh liệu cấu trúc vốn của một mẫu các công ty có thể được giải
thích bởi các yếu tố quyết định truyền thống cũng như kiểm định liệu sự quá tự tin
của CEO có ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của DN Việt Nam hay không?
Frank & Goyal (2004) đã sử dụng mẫu gồm các công ty Mỹ trong khoảng thời
gian từ năm 1950 đến năm 2000 và đánh giá tầm quan trọng của 36 nhân tố ảnh
14
hưởng đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính. Tác giả chứng minh rằng: tập hợp 7 nhân tố giải
thích trên 32% sự thay đổi của tỷ lệ đòn bẩy, trong khi đó 29 nhân tố còn lại chỉ giải
thích được 4%”. Bảy nhân tố đó là: đòn bẩy trung bình ngành, tỷ lệ giá trị thị trường
so với giá trị sổ sách, chi trả cổ tức, tỷ lệ tài sản có thể thế chấp, khả năng sinh lời,
quy mô công ty và kỳ vọng lạm phát.
Oliver (2005) cho thấy các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các công ty tại
Mỹ: sự quá tự tin của CEO, tỷ lệ giá trị thị trường so với giá trị sổ sách, quy mô
công ty, khả năng sinh lời, tỷ lệ tài sản có thể thế chấp, tốc độ phát triển của giá trị
thị trường so với giá sổ sách. Tomak (2013) đã sử dụng các nhân tố tương tự như
Oliver và bổ sung thêm 2 (hai) nhân tố đòn bẩy ngành, GDP vào mô hình cho thấy
các nhân tố này có ảnh hưởng với mức độ khác nhau lên tỷ lệ đòn bẩy tài chính của
các công ty ở Thổ Nhĩ Kỳ.
Chen & Chen (2009) cho thấy các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các
công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Trung Quốc như: tỷ lệ giá trị thị
trường so với giá trị sổ sách, chi trả cổ tức, lợi nhuận, quy mô công ty, tấm chắn
thuế phi nợ, sự quá tự tin của CEO.
Barros & Silveira (2008) cho thấy các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của
các công ty trên sàn giao dịch chứng khoán Sao Paulo gồm: độ trễ của tỷ lệ đòn bẩy,
sự quá tự tin của nhà quản lý, khả năng sinh lời, tỷ lệ tài sản có thể thế chấp, mức
độ tập trung quyền lực của nhà quản lý. Việc đưa độ trễ của tỷ lệ đòn bẩy vào mô
hình đã được đề xuất bởi Fama & French (2002), Frank & Goyal (2003), Gaud et
al.(2005), Florysiak & Elsas (2008).
Lê Đạt Chí ( 2013) nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng nhiều nhất lên việc tài trợ
nợ của các công ty ở Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2007 đến năm 2010 đã tìm
thấy 6 nhân tố cốt lõi giải thích 45,72% sự thay đổi tỷ lệ đòn bẩy theo giá thị trường
của các công ty trên thị trường chứng khoán Việt Nam: các nhân tố vĩ mô (thuế, lạm
phát), nhân tố nội tại công ty (lợi tức, tăng trưởng) hay nhân tố ngành (đòn bẩy
ngành), hành vi nhà quản trị (sự quá tự tin).
15
Phỏng theo nghiên cứu của Barros & Silveira (2008), bài nghiên cứu xây dựng
mô hình nghiên cứu thực nghiệm như sau:
it
LEVit = LEVit-1 + xit + ui +
Trong đó:
LEVit : là tỷ lệ đòn bẩy tài chính của công ty i năm thứ t
ui : là những đặc điểm của công ty không thể quan sát ảnh hưởng đến
LEVit và không thay đổi theo thời gian.
: là sai số của mô hình hay sai số của phép ước tính hồi quy.
t : là số năm ( t = 1,2,..,5 năm) và i là số công ty ( i = 1,2,..,125 công ty)
: là vector tham số chứa các hệ số được ước tính (ngoại trừ ).
xit : là vector bao gồm tất cả những biến ảnh hưởng đến tỷ lệ đòn bẩy tài
chính bao gồm cả sự quá tự tin của CEO
Việc ước tính các hệ số của phương trình trên phải xem xét đến hiện tượng nội
sinh của các biến trong mô hình.
Nghiên cứu tài trợ của DN về mặt lý thuyết và thực nghiệm trước đây cho thấy
tồn tại mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa tỷ lệ đòn bẩy tài chính và một vài biến
khác. Ví dụ, những nghiên cứu gần đây cho rằng cấu trúc vốn có thể ảnh hưởng đến
chính sách chi trả cổ tức của công ty, hay tốc độ tăng trưởng của công ty ảnh hưởng
đến việc chi trả cổ tức. Những lý do tương tự có thể được áp dụng đối với một vài
biến khác và thường mơ hồ về mối quan hệ nhân quả.
Với mô hình động (bao gồm biến trễ của biến phụ thuộc), thời gian dữ liệu ngắn,
dữ liệu bảng ba chiều và để khắc phục các lỗi của mô hình như: hiện tượng nội sinh,
phương sai thay đổi, tự tương quan, tác giả chọn áp dụng phương pháp GMM- Sys
để ước lượng mô hình nghiên cứu.
16
Với thời gian dữ liệu ngắn (05 năm), mô hình động và mẫu không lớn, áp dụng
phương pháp GMM – sys sẽ cho kết quả tốt hơn so với GMM – dif. (Blundell
Richard and Bond, 1998)
3.3. Xác định các biến trong mô hình
3.3.1. Biến phụ thuộc (Tỷ lệ đòn bẩy tài chính – LEV)
Bài nghiên cứu sử dụng tỷ số nợ trên tổng giá trị tài sản (tỷ lệ đòn bẩy tài chính)
là biến thể hiện cấu trúc vốn của DN. Gồm tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá thị
trường và tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách
- Tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá thị trường (LEVM) = Tổng nợ/Giá trị thị
trường của tổng tài sản.
Trong đó:
Giá trị thị trường của tổng tài sản = giá trị sổ sách của tổng tài sản - giá trị
sổ sách của cổ phần phổ thông + giá trị thị trường của cổ phần.
- Tỷ lệ đòn bẩy tài chính sổ sách (LEVB) = Tổng nợ/Giá trị sổ sách của tổng
Tổng nợ = Tổng nợ ngắn hạn + Tổng nợ dài hạn
tài sản.
3.3.2. Các biến độc lập
Bài nghiên cứu xem xét các nhóm nhân tố ảnh hưởng đến tỷ lệ đòn bẩy bao gồm:
- Nhóm nhân tố lợi tức: tỷ suất sinh lời trên doanh thu thuần (ROS), tỷ suất
sinh lời trên tổng tài sản (ROA)
- Nhóm nhân tố quy mô công ty (SIZE): logarit tự nhiên của tài sản (lnA)
- Nhóm nhân tố tăng trưởng: tỷ lệ tăng trưởng doanh thu (ds)
- Nhóm nhân tố tính chất của tài sản: tỷ lệ tài sản có khả năng thế chấp
(TANG)
- Nhóm nhân tố tài chính hành vi: sự quá tự tin của CEO (OVER)
- Và một số nhân tố khác.
17
3.3.2.1. Các biến đo lƣờng sự quá tự tin của CEO (OVER)
Như đã đề cập các phần trên, có nhiều bằng chứng cho thấy sự quá tự tin của
CEO là một nhân tố quyết định cấu trúc vốn của DN. Thách thức lớn nhất đối với
việc phân tích sự quá tự tin của CEO là xây dựng một phương pháp đo lường đáng
tin cậy, tuy nhiên không thể đo lường đại lượng này một cách trực tiếp, chúng ta cần
xác định các biến thay thế khác đại diện cho chúng.
Một số lý thuyết trước đây đã đưa ra các phương pháp đo lường sự quá tự tin của
CEO, như sau:
Số lƣợng cổ phiếu và quyền chọn cổ phiếu của ngƣời quản lý
Phương pháp này được đề xuất đầu tiên bởi Malmendier & Tate (2005,
2008). CEO được phân loại là quá tự tin nếu có một trong ba biểu hiện sau: thứ
nhất, khi CEO nắm giữ một quyền chọn cổ phiếu trong 5 năm, nếu CEO đó nắm
giữ quyền chọn cổ phiếu được định giá cao hơn 67% (nghĩa là giá cổ phiếu vượt
quá giá thực hiện hơn 67%). Thứ hai, CEO nắm giữ một quyền chọn cho đến
năm cuối cùng của quyền chọn. Thứ ba, CEO mua thêm cổ phiếu của công ty
mặc dù có nhiều dấu hiệu cho thấy cổ phiếu đó có rủi ro cao.
Nhận thức của truyền thông về CEO
Phương pháp này được sử dụng bởi Malmendier & Tate (2008), tác giả tổng
hợp một số đánh giá về CEO thông qua một vài phương tiện truyền thông chính,
phân thành năm loại và cho mỗi loại một mức điểm riêng biệt tương ứng.
Phương pháp này cũng được sử dụng bởi Hribar & Yang (2006).
Chênh lệch giữa lợi nhuận kế hoạch trƣớc thuế với lợi nhuận thực hiện
trƣớc thuế
Phương pháp này được sử dụng bởi Lin & các cộng sự (2005); Hribar &
Yang (2006); Chen & Chen (2009); Lê Đạt Chí (2013). Các tác giả này đưa ra
phương pháp đo lường sự quá tự tin của CEO bằng các tính toán sự chênh lệch
giữa lợi nhuận kế hoạch trước thuế với lợi nhuận thực hiện trước thuế của công
18
ty (FE= Lợi nhuận kế hoạch trước thuế - lợi nhuận thực hiện trước thuế của công
ty). FE càng lớn cho thấy CEO dự đoán quá cao lợi nhuận thu được trong tương
lai, CEO càng quá tự tin.
Tần số của việc mua bán sát nhập đƣợc thực hiện bởi các CEO
Phương pháp này được sử dụng bởi Doukas & Petmezas (2007), tác giả cho
rằng CEO càng tự tin thì các tần số thực hiện việc mua bán sát nhập càng cao.
CEO được phân loại là quá tự tin nếu CEO đó thực hiện ít nhất năm lần mua bán
sát nhập trong thời gian CEO này quản lý.
Chỉ số khảo sát
Phương pháp này được sử dụng bởi Oliver (2005). Tác giả đo lường sự quá
tự tin của CEO bằng bình quân 12 tháng của chỉ số Consumer Sentiment Index
(CSI) của trường Đại học Michigan từ năm 1978 đến năm 2004. Mefteh &
Oliver (2007) sử dụng chỉ số Economic Sentiment Indicator (ESI) của Ủy ban
Châu Âu từ năm 1995 đến năm 2004, với thang điểm từ -100 đến 100. Chỉ số
này được tính toán thông qua các cuộc khảo sát được gửi đến các CEO của các
công ty. Cuộc khảo sát liên quan đến dự đoán của các CEO về tình hình sản xuất
của công ty, mức hàng tồn kho và doanh số kỳ sắp tới khi đặt công ty trong mối
quan hệ tổng thể ngành, nền kinh tế và công ty.
Phương pháp đo lường này cũng được sử dụng bởi Park & Kim (2009);
Tomak (2013).
Các đặc điểm của CEO
Phương pháp này được sử dụng bởi Wei & Jiaxing (2011), tác giả sử dụng
các đặc điểm của CEO để đo lường mức độ quá tự tin. Các đặc điểm như: tuổi,
nhiệm kỳ làm việc, học vấn, chuyên môn, sự tập trung quyền lực của CEO.
Những CEO có độ tuổi càng cao càng có nhiều kinh nghiệm và sử dụng
nhiều thời gian để ra quyết định nên họ ít thể hiện sự quá tự tin. Kết quả này phù
hợp với kết quả nghiên cứu của Taylor (1975). Tương tự như vậy, những CEO
19
có thời gian làm CEO lâu hơn, có học vấn cao hơn thì có nhiều kinh nghiệm,
kiến thức và ít thể hiện sự quá tự tin. Ngược lại, con người thường thể hiện sự
quá tự tin trong lĩnh vực chuyên môn của mình, do đó các CEO có chuyên môn
trong lĩnh vực tài chính kinh tế thường thể hiện sự quá tự tin. Bên cạnh đó, bài
nghiên cứu còn phân loại CEO là quá tự tin khi CEO đó kiêm nhiệm cả vị trí chủ
tịch hội đồng quản trị do tập trung nhiều quyền lực. Tóm lại, CEO trẻ hơn, thời
gian làm CEO ngắn hơn, học vấn thấp hơn và có chuyên môn trong lĩnh vực tài
chính kinh tế sẽ có xu hướng thể hiện sự quá tự tin hơn các CEO khác.
Ngƣời quản lý là chủ công ty (hoặc ngƣời sáng lập, ngƣời thừa kế)
Phương pháp này được Barros & Silveira (2008) sử dụng để phân loại CEO
quá tự tin cho mẫu các công ty trên thị trường chứng khoán Brazil. Do điểm đặc
biệt ở các công ty tại Brazil, các quyết định của công ty có thể bị chi phối nhiều
bởi chủ tịch (nếu chủ tịch là chủ hoặc nắm giữ phần lớn cổ phần công ty), vì vậy,
các thông số đo lường sự quá tự tin của người quản lý được sử dụng trong bài
bao gồm cả thông số của chủ tịch.
Nếu CEO hoặc chủ tịch là chủ công ty (hoặc người sáng lập, người thừa kế)
sẽ được phân loại là quá tự tin và ngược lại. Tác giả đưa ra phương pháp đo
lường này dựa theo kết quả các nghiên cứu thực nghiệm trước đó.
- Evans & Leighton (1989) với kết quả khảo sát trong mẫu gần 4.000 người
đàn ông ở Bắc Mỹ cho thấy những người chủ DN tự tin hơn, so với các thành
phần mẫu khác.
- Trong nghiên cứu của Busenitz & Barney (1997), tác giả so sánh trực tiếp
đặc điểm tâm lý của những người chủ với các CEO làm thuê của các công ty
lớn ở Mỹ, tác giả sử dụng một mẫu gồm 124 người chủ là các cá nhân bắt
đầu và quản lý việc kinh doanh riêng của họ, và 95 nhà quản lý chuyên
nghiệp (người được thuê) từ các công ty lớn. Sau khi loại bỏ sự ảnh hưởng
của các đặc điểm về nhân khẩu học (tuổi tác, giới tính, giáo dục), với kết quả
thống kê có mức ý nghĩa cao, tác giả tìm thấy rằng những người chủ trong
20
mẫu đã thể hiện sự quá tự tin đáng kể so với những CEO chuyên nghiệp.
- Trong một nghiên cứu thực nghiệm khác, Palich & Bagby (1995) cho thấy
trong các tình huống không chắc chắn những người chủ thường tin vào tiềm
năng của công ty hơn những người không phải là chủ, họ cũng thể hiện
những lệch lạc hành vi lớn hơn trong nhận thức của họ về những rủi ro liên
quan. Pinfold (2001) tìm thấy rằng những người chủ DN New Zealand trong
mẫu của tác giả thường đánh giá quá cao khả năng thành công của các dự án
mà họ thực hiện.
Bên cạnh đó, để đánh giá sự vững mạnh của kết quả, Barros & Silveira
(2008) còn sử dụng các đại diện khác để đo lường sự quá tự tin của người quản
lý: dựa trên giá trị sở hữu cổ phần bình quân của người quản lý hoặc dựa trên tỷ
lệ cổ phần biểu quyết của người quản lý có vượt trên 50% hay không (thể hiện
quyền quyết định)?
Từ những thước đo được trình bày trên, có thể thấy rằng các tác giả có ít nhiều
sự chủ quan trong việc đo lường sự quá tự tin của CEO, với mỗi cách đo lường
khác nhau sẽ có những thuận lợi cũng như những khó khăn riêng. Với điều kiện
công bố thông tin trên thị trường chứng khoán Việt Nam chưa minh bạch, chưa rõ
ràng, việc lựa chọn phương pháp đo lường OVER gặp rất nhiều khó khăn.
Liên quan đến sự sẵn có của dữ liệu và tình hình đặc biệt của Việt Nam, bài
nghiên cứu sử dụng thang đo sự quá tự tin của CEO dựa theo phương pháp của
Barros & Silveira (2008). Người quản lý được phân loại là quá tự tin khi người đó
là chủ của công ty (hoặc người được thừa kế, người sáng lập công ty).
Bài nghiên cứu sử dụng các biến giả OVER để làm thước đo, đo lường sự quá tự
tin của CEO. Cụ thể như sau:
- OVER1 nhận giá trị bằng 1 khi CEO hoặc chủ tịch của công ty là người chủ
hoặc người sáng lập hoặc người thừa kế công ty, ngược lại OVER1 nhận giá
trị bằng 0.
21
- OVER2 nhận giá trị bằng 1 khi cổ phần biểu quyết của CEO hoặc chủ tịch
vượt quá 50%, thể hiện quyền quyết định của người quản lý, ngược lại
OVER2 nhận giá trị bằng 0.
Bên cạnh đó, để đánh giá sự vững mạnh của kết quả, bài nghiên cứu còn sử dụng
một thước đo khác (OVER3) để đo lường sự quá tự tin của CEO, thước đo này
được xây dựng dựa theo nghiên cứu của các tác giả Lin et al., (2005), Hribar &
Yang (2006), Lê Đạt Chí (2013).
OVER3 = Lợi nhuận kế hoạch sau thuế– Lợi nhuận thực hiện sau thuế.
Trong một số trường hợp không có thông tin về lợi nhuận kế hoạch sau thuế, bài
nghiên cứu sử dụng lợi nhuận kế hoạch trước thuế để tính OVER3.
Từ những phân tích và những kết quả nghiên cứu thực nghiệm nêu trên, bài
nghiên cứu kỳ vọng mối quan hệ cùng chiều giữa sự quá tự tin của CEO và tỷ lệ
đòn bẩy tài chính của công ty.
Để kiểm định ảnh hưởng của sự quá tự tin của CEO đến lựa chọn cấu trúc vốn,
giả thuyết nghiên cứu được đặt ra:
Giả thuyết của nghiên cứu:
- H0: Không tồn tại mối quan hệ giữa sự quá tự tin của CEO và tỷ lệ đòn bẩy
tài chính.
- H1: Tồn tại mối quan hệ giữa sự quá tự tin của CEO và tỷ lệ đòn bẩy tài
chính.
3.3.2.2. Các biến độc lập khác.
Độ trễ của tỷ lệ đòn bẩy (L1.LEVit)
Gaud et al. (2005); Barros & Silveira (2008) cho thấy tỷ lệ đòn bẩy tài chính
và độ trễ của chính nó thể hiện mối quan hệ cùng chiều với mức ý nghĩa cao.
Mối quan hệ giữa tỷ lệ đòn bẩy và độ trễ của tỷ lệ đòn bẩy trong bài nghiên
cứu được kỳ vọng là cùng chiều.
22
Khả năng sinh lời (ROA hoặc ROS)
Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, công ty có lợi nhuận càng cao sẽ
tạo ra nhiều nguồn lực để đầu tư mới. Nếu các CEO quyết định theo lý thuyết
trật tự phân hạng, họ sẽ ít tìm kiếm nguồn tài chính bên ngoài, do đó, tỷ lệ đòn
bẩy của công ty sẽ thấp hơn. (Fama & French, 2002; Nguyen et al., 2012; Lê Đạt
Chí, 2013).
Mặt khác, trong các mô hình đánh đổi cấu trúc vốn, mối quan hệ này là đảo
ngược. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, công ty có nhiều lợi nhuận, ít
chịu rủi ro phá sản, như vậy chi phí phá sản dự kiến của công ty sẽ được khấu
trừ và công ty có thể sử dụng nhiều hơn các tấm chắn thuế được cung cấp bởi
nợ, do đó lựa chọn một tỷ lệ đòn bẩy cao hơn.
Như vậy, mối quan hệ giữa khả năng sinh lời và tỷ lệ đòn bẩy tài chính chưa
thể dự đoán được.
Khả năng sinh lời trong bài nghiên cứu được đại diện bằng chỉ tiêu tỷ suất
sinh lời trên tổng tài sản bình quân (ROA)
ROA = Lợi nhuận sau thuế/Tổng tài sản bình quân.
Tỷ số giá thị trƣờng so với giá trị sổ sách của cổ phiếu (PB)
Khi giá thị trường của cổ phiếu cao tương đối so với giá sổ sách, thị trường
đang có tín hiệu tăng trưởng tốt hơn so với tăng trưởng mong đợi. Theo lý thuyết
đánh đổi, các công ty với tỷ lệ PB cao thì có chi phí kiệt quệ tài chính cao hơn
và do đó dự kiến sẽ có nợ thấp hơn.
Những nghiên cứu thực nghiệm trước đây cho thấy tỷ số PB và tỷ lệ đòn bẩy
tài chính có mối quan hệ ngược chiều (Rajan & Zingales, 1995).
Với những lập luận trên, mối quan hệ giữa tỷ lệ đòn bẩy và tỷ lệ PB được kỳ
vọng là ngược chiều.
23
Tỷ lệ tài sản có thể thế chấp (TANG).
Tài sản có thể thế chấp có thể được coi là một tín hiệu về khả năng thanh
toán của DN. Do đó, tài sản có thể thế chấp có tác động đến quyết định vay vốn
của các DN. Nghiên cứu thực nghiệm (Rajan & Zingales, 1995; Frank & Goyal,
2004; Nguyen et al., 2012) cho thấy mối quan hệ giữa TANG và tỷ lệ đòn bẩy là
cùng chiều.
TANG = (Hàng tồn kho + tài sản, nhà máy và trang thiết bị máy
móc)/Tổng tài sản.
Mối quan hệ giữa tỷ lệ đòn bẩy và TANG được kỳ vọng là cùng chiều.
Quy mô công ty (SIZE)
Rajan & Zingales (1995) lập luận rằng các công ty lớn hơn có thể đa dạng
hóa dễ dàng hơn, dễ dàng tiếp cận với nguồn vốn vay mượn hơn và xác suất gặp
khó khăn tài chính thấp hơn các công ty khác, theo đó các công ty này có thể
tăng tỷ lệ đòn bẩy. Nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam của Nguyen et al.,
2012 đã cho thấy quy mô công ty có mối quan hệ cùng chiều với tỷ lệ đòn bẩy.
Mặt khác, quy mô công ty cũng có thể cung cấp các thông tin có sẵn cho bên
ngoài, lý thuyết trật tự phân hạng chỉ ra rằng tài trợ nội bộ được ưa thích hơn so
với nợ, do đó công ty có quy mô lớn hơn sẽ có một tỷ lệ đòn bẩy thấp hơn.
Với những lập luận trên, rất khó để xác định mối quan hệ giữa quy mô công
ty và tỷ lệ đòn bẩy tài chính.
Quy mô công ty trong bài nghiên cứu được đại diện bởi logarit tự nhiên của
tổng tài sản (lnA).
Tấm chắn thuế phi nợ (NDTS)
Nghiên cứu của Chen & Chen (2009) cho thấy tấm chắn thuế (phi nợ) có mối
quan hệ trái chiều với tỷ lệ đòn bẩy của công ty. Kết luận này phù hợp với lý
thuyết đánh đổi, công ty có tấm chắn thuế cao có thể tránh được một khoản chi
24
phí thuế thu nhập DN do đó sẽ lựa chọn tỷ lệ đòn bẩy thấp hơn.
Mối quan hệ giữa tỷ lệ đòn bẩy và tấm chắn thuế (phi nợ) được kỳ vọng là
trái chiều.
NTDS được đo lường bằng tổng chi phí khấu hao trong kỳ.
Cổ tức (DIV)
Theo lý thuyết trật tự phân hạng, các công ty chi trả cổ tức có thể có thu nhập
cao tương đối so với cơ hội đầu tư và do đó họ có thể duy trì tỷ lệ đòn bẩy thấp
(Fama & French, 2002). Một cách lý giải khác của lý thuyết này, như giải thích
bởi Shyam Sunder & Myers (1999); Frank & Goyal (2004), trong điều kiện các
yếu tố khác không đổi, quyết định chi trả cổ tức làm tăng nhu cầu tài trợ của các
công ty, hàm ý chi trả cổ tức làm tăng tỷ lệ đòn bẩy.
Theo lý thuyết đánh đổi, dự đoán về mối quan hệ giữa tỷ lệ đòn bẩy tài chính
và các quyết định chi trả cổ tức phải xem xét đến các yếu tố chi phí, do đó việc
công ty chi trả cổ tức thể hiện công ty có sẵn lượng tiền mặt và vì thế sẽ sử dụng
một tỷ lệ đòn bẩy thấp hơn.
Với những lập luận trên, rất khó để xác định mối quan hệ giữa việc chi trả cổ
tức và tỷ lệ đòn bẩy.
DIV trong bài nghiên cứu được đo lường bằng cách sử dụng biến giả: DIV
bằng 1 nếu trong năm công ty có chi trả cổ tức và bằng 0 nếu ngược lại.
Tốc độ tăng trƣởng (GROW)
Theo lý thuyết trật tự phân hạng, các công ty tăng trưởng cao thường làm cạn
kiệt nguồn vốn nội bộ và sau đó nguồn tài chính ưa thích tiếp theo là nợ.
Theo lý thuyết đánh đổi: Các công ty tăng trưởng cao nếu tài sản vô hình lớn,
khi xảy ra rủi ro sẽ có chi phí kiệt quệ tài chính lớn, vì vậy công ty có tăng
trưởng càng cao nên sử dụng vốn nội bộ để tài trợ tăng trưởng.
Các nghiên cứu thực nghiệm cũng cho thấy kết quả không đồng nhất, Rajan
25
và Zingales (1995) tìm thấy mối quan hệ ngược chiều giữa tốc độ tăng trưởng và
tỷ lệ đòn bẩy, nhưng các nghiên cứu ở các nước đang phát triển chỉ ra mối quan
hệ cùng chiều giữa tỷ lệ đòn bẩy và tốc độ tăng trưởng (Nguyen et al., 2012).
Do đó, mối quan hệ giữa tỷ lệ đòn bẩy và tốc độ tăng trưởng còn tùy thuộc
vào nhiều yếu tố khác nhau.
Biến GROW trong bài nghiên cứu được đo lường bằng tốc độ tăng trưởng
hàng năm của doanh thu thuần (ds).
Các nhân tố khác
Ngoài các nhân tố nêu trên, bài nghiên cứu còn đưa vào mô hình một số nhân
tố khác: Tính đơn trị (UNIQ) thể hiện đặc điểm riêng của công ty và biến
ACCUM thể hiện sự tập trung quyền biểu quyết cuả CEO. Xem bảng 3.1 mô tả
chi tiết các biến sử dụng trong mô hình.
Bảng 3.1: Mô tả chi tiết các biến sử dụng trong mô hình
Mã
Tên của biến
Định nghĩa
Dự báo chiều ảnh hƣởng
+
LEVMit
Đòn bẩy tài chính theo giá thị trường năm t
Đòn bẩy tài chính theo giá thị trường. = Tổng nợ/ (MVS+A-E)
MVS: Giá trị thị trường của cổ phần thường.; A: Giá trị sổ sách tổng tài sản
E: Giá trị sổ sách vủa vốn cổ phần.
+
LEVBit
Đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách năm t
Đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách = Tổng nợ/Tổng tài sản theo giá sổ sách
OVER1
+
Biến sự tự tin của CEO OVER1 = 1 nếu CEO hoặc chủ tịch là người chủ hoặc người thừa kế hoặc người sáng lập công ty, ngược lại OVER1 = 0
OVER2
Biến sự tự tin của CEO OVER2 = 1 nếu CEO hoặc chủ tịch là nắm giữ trên
+
50% cổ phần công ty, ngược lại OVER2 = 0
OVER3
Biến sự tự tin của CEO Chênh lệch lợi nhuận kế hoạch và lợi nhuận thực
+
hiện
26
PB
-
Tỷ lệ giá thị trường so với giá sổ sách
Giá thị trường của cổ phiếu trên giá sổ sách của cổ phiếu
GROW
+/-
Tốc độ tăng trưởng doanh thu (ds)
Sự biến đổi tỷ lệ phần trăm của doanh thu năm thứ t- 1 và năm t
ROA
Lợi nhuận sau thuế trên cho tổng tài sản bình quân
+/-
Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản bình quân
ROS
Lợi nhuận sau thuế trên cho doanh thu thuần
+/-
Tỷ suất sinh lợi trên doanh thu
TANG
+
Tỷ lệ tài sản có thể thế chấp
Tài sản cố định cộng với hàng tồn kho trên tổng tài sản.
SIZE
Quy mô công ty
Logarit tự nhiên của tổng tài sản.
+/-
UNIQ
Tính đơn trị
Chi phí bán hàng trên doanh thu thuần.
-
NDTS
Chi phí khấu hao trên tổng tài sản.
-
Tấm chắn thuế (phi nợ )
DIV
Chia cổ tức
+/-
Biến giả DIV = 1 nếu công ty chia cổ tức trong năm, ngược lại bằng 0.
+/-
Biến giả bằng 1 nếu tập trung quyền điều hành của CEO và chủ tịch cho một người, ngược lại bằng 0.
ACCUM Tập trung quyền điều hành của CEO và chủ tịch cho một người
27
4. HỒI QUY VÀ KẾT QUẢ
4.1. Mô tả dữ liệu
Mẫu nghiên cứu bao gồm 125 công ty phi tài chính được chọn ngẫu nhiên, niêm
yết trên hai sàn giao dịch chứng khoán Việt Nam từ năm 2008 đến năm 2012, mẫu
quan sát là 625 công ty/năm.
Các số liệu kế toán, thông tin về CEO, chủ tịch, các chỉ tiêu kế hoạch được thu
thập từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và nghị quyết đại hội đồng cổ đông
của các công ty được công bố trên website của các công ty và hai Sở giao dịch
chứng khoán HOSE và HNX.
Dữ liệu được mô tả trong Bảng 4.1.
Variable
Obs
Mean
Std. Dev.
Min
Max
LEVM LEVB TANG SIZE(TTS) UNIQ GROW PB NDTS DIV ROA
625 625 625 625 625 625 625 625 625 625
50.7381 44.8770 54.3583 1,422,311 3.9552 18.7179 0.9358 3.4729 0.7808 8.5911
25.3869 22.3089 20.1653 2,661,659 5.4581 51.7565 0.6216 2.6668 0.4140 8.4696
3.2139 3.0923 1.8437 16,883 -3.6952 -90.2448 0.0006 0.0358 0 0
95.7395 92.4406 95.5013 19,700,000 35.1072 762.0034 4.7344 20.7888 1 56.2
ROS OVER1
625 625
10.2401 0.5520
14.4261 0.4977
0 0
121.4491 1
OVER2
625
0.1696
0.3756
0
1
623
OVER3
-3,498.208
165,146
-1,710,612
1,066,452
Bảng 4.1: Mô tả dữ liệu.
Theo mô tả trong bảng ta có thể sơ lược các biến:
- Tỷ lệ đòn bẩy trung bình theo giá thị trường (LEVM) của các công ty trong
mẫu xấp xỉ 50,7%.
28
- Tỷ lệ đòn bẩy tài chính bình quân theo giá sổ sách (LEVB) của các công ty
trong mẫu xấp xỉ 44,87%.
- Tỷ lệ giá thị trường so với giá sổ sách của cổ phiếu (PB) bình quân là 0,94,
điều này cho thấy giá giao dịch cổ phiếu của công ty này đang giảm so với
giá trị sổ sách của nó.
- Tỷ lệ tài sản có thể thế chấp so với tổng tài sản (TANG) của mẫu bình quân
là 54,35%.
- Khả năng sinh lời trên tài sản bình quân (ROA) của các công ty trong mẫu
trung bình là 8,59%/năm.
- Tổng tài sản bình quân của các công ty trong mẫu khoảng 1.422.311 triệu
VND.
- Giá trị trung bình của biến quá tự tin (OVER1) khoảng 55%, cho thấy
khoảng 55% CEO trong mẫu có biểu hiện quá tự tin.
- Giá trị trung bình của biến quá tự tin (OVER2) khoảng 16,9%, cho thấy
khoảng 16,9% CEO trong mẫu có tỷ lệ cổ phần chiếm trên 50%.
- Giá trị trung bình (OVER3) (thể hiện chênh lệch giữa lợi nhuận kế hoạch và
lợi nhuận thực tế) -3.498,208 triệu VND. Kế hoạch lợi nhuận thấp hơn so với
thực tế thực hiện cho thấy các CEO trong mẫu có vẽ không có tâm lý quá tự
tin.
29
4.2. Hồi quy và kết quả
4.2.1. Hồi quy
Tác giả sử dụng phương pháp GMM – Sys để đo lường các thông số của mô
hình. Sử dụng phương pháp GMM – Sys có thể khắc phục các hạn chế của mô hình:
thời gian của dữ liệu ngắn, hiện tượng nội sinh, tự tương quan, phương sai thay đổi.
Cụ thể, mô hình ước lượng như sau:
- Các biến độc lập được đưa vào mô hình: sự quá tự tin của CEO (OVER1), tỷ
lệ tài sản có thể thế chấp (TANG), quy mô công ty (SIZE), tỷ lệ giá trị thị
trường so với giá sổ sách của cổ phiếu (PB), khả năng sinh lời (ROA), tấm
chắn thuế phi nợ (NDTS), chia cổ tức (DIV), tốc độ tăng trưởng doanh thu
hàng năm (GROW), mức độ tập trung quyền lực của CEO (ACCUM) và tính
đơn trị của công ty (UNIQ).
- Biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá thị trường và tỷ lệ đòn bẩy
tài chính theo giá sổ sách.
- Sai phân bậc 1 của các biến độc lập được sử dụng làm biến công cụ của mô
hình.
Kết quả hồi quy được thể hiện trong Bảng 4.2: Hồi quy với biến phụ thuộc là tỷ
lệ đòn bẩy tài chính theo giá thị trường và Bảng 4.5: Hồi quy với biến phụ thuộc là
tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách.
30
Bảng 4.2: Hồi quy với biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá
System dynamic panel-data estimation
Number of obs
= 500
Group variable: CONGTY
Number of groups
= 125
Time variable: NAM
Obs per group: min
= 4
avg
= 4
max
= 4
Wald chi2(11)
= 770.67
Number of instruments = 20
Prob > chi2
= 0.0000
One-step results
z
P>|z|
[95% Conf. Interval]
LEVM
Coef.
Std. Err.
L1.LEVM
0.2258(***)
0.04046
5.58
0.000
0.146499
0.305119
OVER1
-3.5489
3.14747
-1.13
0.260
-9.717819
2.620044
ROA
-0.4409 (***)
0.11623
-3.79
0.000
-0.668677
-0.213055
TANG
0.1447(**)
0.05764
2.51
0.012
0.031681
0.257633
SIZE(LnA)
9.9202 (***)
2.17649
4.56
0.000
5.654385
14.186050
-0.07721
UNIQ
0.31042
-0.25
0.804
-0.685615
0.531201
0.01064
GROW
0.01339
0.79
0.427
-0.015609
0.036891
-12.02(***)
PB
1.01895
-11.08
0.000
-14.020420
-0.3876
NDTS
0.46501
-0.83
0.405
-1.298953
1.1467
ACCUM
2.03979
0.56
0.574
-2.851235
-10.026210 0. 523843 5.144613
2.3958
DIV
1.35338
1.77
0.077
-0.256790
5.048349
-82.74852
_cons
29.4518
-2.81
0.005
-140.4730
-25.024090
Instruments for differenced equation
GMM-type: L(2/.).LEVM
Standard: D.OVER1 D.ROA D.TANG D.SIZE D.UNIQ D.GROW D.PB D.NDTS D.ACCUM D.DIV
Instruments for level equation
GMM-type: LD.LEVM
Standard: _cons
(***) thể hiện mức ý nghĩa 1%, (**) thể hiện mức ý nghĩa 5%, (*) thể hiện mức ý nghĩa 10%
thị trƣờng, phƣơng pháp GMM – Sys.
Với mức ý nghĩa 5%, phân tích kết quả của bảng 4.2 ta thấy:
Wald Chi2(11) =770,67 > chi2(α ) và p_value = 0.0000 < α = 0.05.
31
Chi2 của mô hình rất lớn so với Chi2(α) và p_value rất bé so với α => Bác bỏ
giả thuyết các tham số trong mô hình không có mối quan hệ tuyến tính với biến phụ
thuộc. Như vậy, mô hình hồi quy có ý nghĩa thống kê và các tham số trong mô hình
có thể giải thích cho biến phụ thuộc (tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá thị trường).
Cụ thể như sau:
- Độ trễ của tỷ lệ đòn bẩy tài chính (L1.LEVM): Với p_value = 0,000 rất bé
so với α = 0,05 và hệ số = 0,2258 cho thấy L1.LEVM thay đổi 1% làm cho
LEVM tăng 0,226%.
- Sự quá tự tin của CEO (OVER1): Với p_value = 0,26 > α = 0,05 (hoặc 0,1)
cho thấy biến OVER1 không ảnh hưởng về mặt thống kê đối với LEVM.
- ROA: Với p_value = 0,000 rất bé so với α = 0,05 và hệ số = - 0,4409 cho
thấy ROA thay đổi 1% làm cho LEVM giảm tương ứng 0,44%.
- TANG: Với p_value = 0,012 < α = 0,05 và hệ số = 0,1447 cho thấy TANG
thay đổi 1% làm cho LEVM tăng 0,14%.
- SIZE (lnA): Với p_value = 0,000 rất bé so với α = 0,05 và hệ số = 9,92 cho
thấy quy mô công ty thay đổi 1% làm cho LEVM tăng tương ứng 9,92%.
- PB: Với p_value = 0,000 rất bé so với α = 0,05 và hệ số = - 12,02 cho thấy
tỷ lệ PB thay đổi 1 đơn vị làm cho LEVM giảm tương ứng 12,02%.
- Các biến khác: UNIQ (p_value = 0,804), GROW (p_value = 0,427), NDTS
(p_value = 0,405), ACCUM (p_value = 0,574), DIV (p_value = 0,077) với
các p-value > α = 0,05 cho thấy các biến này không có ảnh hưởng về mặt
thống kê đối với LEVM.
Như vậy, có thể tổng kết lại kết quả hồi quy với biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy
tài chính theo giá thị trường, phương pháp GMM – Sys như sau:
- Biến OVER1 không ảnh hưởng đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá thị
trường của công ty.
- Với mức ý nghĩa 5%, các biến độc lập có ảnh hưởng đến tỷ lệ đòn bẩy tài
chính theo giá thị trường gồm:
32
+ Độ trễ 1 kỳ của tỷ lệ đòn bẩy tài chính (L1.LEVM) có mối quan hệ cùng
chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài chính.
+ Quy mô công ty (SIZE) và tỷ lệ tài sản có thể thế chấp (TANG) có mối
quan hệ cùng chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá thị trường. Kết quả
này ủng hộ cho lập luận của lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn.
+ Khả năng sinh lời (ROA) có mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài
chính theo giá thị trường. Kết quả này ủng hộ cho lập luận của lý thuyết
trật tự phân hạng.
+ Tỷ lệ giá thị trường so với giá sổ sách (PB) có mối quan hệ ngược chiều
với tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá thị trường. Kết quả này ủng hộ cho lý
thuyết đánh đổi cấu trúc vốn.
Sử dụng kiểm định Sargan kiểm tra sự phù hợp của biến công cụ, kết quả cho
thấy biến công cụ được lựa chọn là phù hợp (p-value = 0.135 > α = 0,05).
Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình thể hiện trong 2
bảng, bảng 4.3: Ma trận tương quan giữa các hệ số trong mô hình và bảng 4.4: Ma
trận hiệp phương sai giữa các hệ số trong mô hình, kết quả cho thấy tương quan cặp
giữa các biến có giá trị nhỏ -> Hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến có thể bỏ
qua.
Xem bảng 4.3 – Phụ lục 1.
Xem bảng 4.4 – Phụ lục 2.
Tác giả thực hiện các hồi quy tương tự với biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy tài
chính theo giá sổ sách. Kết quả được thể hiện trong bảng 4.5.
33
Bảng 4.5: Hồi quy với biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá
System dynamic panel-data estimation
Number of obs
= 500
Group variable: CONGTY
Number of groups
= 125
Time variable: NAM
Obs per group: min
avg
max
= 4 = 4 = 4
Number of instruments = 20
Wald chi2(11)
= 383.14
Prob > chi2
= 0.0000
One-step results
LEVB
Coef.
Std. Err.
Z
P>|z|
[95% Conf. Interval]
L1.LEVB
0.2913(***)
0.07263
4.01
0.000
0.148940
0.433634
OVER1
-2.4431
2.41908
-1.01
0.313
-7.184425
2.298180
ROA
-0.4495(***)
0.08505
-5.29
0.000
-0.616215
-0.282830
TANG
0.1166(**)
0.04304
2.71
0.007
0.032224
0.200941
SIZE(LnA)
12.586(***)
1.64060
7.67
0.000
9.371232
15.802270
UNIQ
0.0737
0.22759
0.32
0.746
-0.372362
0.519763
GROW
0.0112
0.00944
1.19
0.234
-0.007272
0.029737
PB
3.8314(***)
0.72746
5.27
0.000
2.405640
5.257213
NDTS
-0.3530
0.34965
-1.01
0.313
-1.038368
0.332240
ACCUM
0.3890
1.53091
0.25
0.799
-2.611501
3.389561
DIV
0.6030
1.00565
0.60
0.549
-1.368057
2.574016
_cons
-138.6449
21.2214
-6.53
0.000
-180.23810
-97.05160
Instruments for differenced equation
GMM-type: L(2/.).LEVB
Standard: D.OVER1 D.ROA D.TANG D.Lna D.UNIQ D.GROW D.PB D.NDTS D.ACCUM D.DIV
Instruments for level equation
GMM-type: LD.LEVB
Standard: _cons
(***) thể hiện mức ý nghĩa 1%, (**) thể hiện mức ý nghĩa 5%, (*) thể hiện mức ý nghĩa 10%
sổ sách, phƣơng pháp GMM – Sys.
Với mức ý nghĩa 5%, phân tích kết quả của bảng 4.5 ta thấy:
Wald Chi2(11) =383,14 > chi2(α ) và p_value = 0.0000 < α = 0.05.
34
Chi2 của mô hình rất lớn so với Chi2(α) và p_value rất bé so với α => Bác bỏ
giả thuyết các tham số trong mô hình không có mối quan hệ tuyến tính với biến phụ
thuộc. Như vậy, mô hình hồi quy có ý nghĩa thống kê và các tham số trong mô hình
có thể giải thích cho biến phụ thuộc (tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách).
Cụ thể như sau:
- Độ trễ của tỷ lệ đòn bẩy tài chính (L1.LEVB): Với p_value = 0,000 rất bé so
với α = 0,05 và hệ số = 0,2913 cho thấy L1.LEVB thay đổi 1% làm cho
LEVB tăng 0,29%.
- Sự quá tự tin của CEO (OVER1): Với p_value = 0,313 > α = 0,05 (hoặc 0,1)
cho thấy biến OVER1 không ảnh hưởng về mặt thống kê đối với LEVB.
- ROA: Với p_value = 0,000 rất bé so với α = 0,05 và hệ số = - 0,4495 cho
thấy ROA thay đổi 1% làm cho LEVB giảm tương ứng 0,449%.
- TANG: Với p_value = 0,007 < α = 0,05 và hệ số = 0,1166 cho thấy TANG
thay đổi 1% làm cho LEVB tăng 0,117%.
- SIZE (lnA): Với p_value = 0,000 rất bé so với α = 0,05 và hệ số = 12,59 cho
thấy quy mô công ty thay đổi 1% làm cho LEVB tăng tương ứng 12,59%.
- PB: Với p_value = 0,000 rất bé so với α = 0,05 và hệ số = 3,83 cho thấy tỷ
lệ PB thay đổi 1 đơn vị làm cho LEVB tăng tương ứng 3,83%.
- Các biến khác: UNIQ (p_value = 0,746), GROW (p_value = 0,234), NDTS
(p_value = 0,313), ACCUM (p_value = 0,799), DIV (p_value = 0,549) với
các p-value > α = 0,05 cho thấy các biến này không có ảnh hưởng về mặt
thống kê đối với LEVB.
Như vậy, có thể tổng kết lại kết quả hồi quy với biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy
tài chính theo giá sổ sách, phương pháp GMM – Sys như sau:
- Biến OVER1 không ảnh hưởng đến tỷ lệ đòn bẩy thị trường của công ty.
- Với mức ý nghĩa 5%, các biến độc lập có ảnh hưởng đến tỷ lệ đòn bẩy tài
chính theo giá sổ sách gồm:
35
+ Độ trễ 1 kỳ của tỷ lệ đòn bẩy (L1.LEVB) có mối quan hệ cùng chiều với tỷ
lệ đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách.
+ Quy mô công ty (SIZE) và tỷ lệ tài sản có thể thế chấp (TANG) có mối quan
hệ cùng chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách. Kết quả này ủng
hộ cho lập luận của lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn.
+ Khả năng sinh lời (ROA) có mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy. Kết
quả này ủng hộ cho lập luận của lý thuyết trật tự phân hạng.
+ Tỷ lệ giá thị trường so với giá sổ sách (PB) có mối quan hệ cùng chiều với
tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách.
4.2.2. Kiểm tra tính chắc chắn của mô hình (Robustness)
Tác giả thay thế lần lượt một số biến độc lập để kiểm tra tính chắc chắn của mô
hình hồi quy.
- Biến thể hiện khả năng sinh lời: Thay ROA bằng ROS (xem bảng 4.6)
- Biến thể hiện sự quá tự tin của CEO: Thay thế biến OVER1 lần lượt bằng
OVER2 và OVER3 (mô tả thang đo biến ở phần 3.3.2.1) (xem bảng 4.8)
Kết quả hồi quy thể hiện ở các bảng 4.6: Hồi quy với biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn
bẩy tài chính theo giá thị trường và tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách, phương
pháp GMM – Sys và bảng 4.7: Hồi quy với biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy tài chính
theo giá thị trường và tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách, phương pháp GMM –
Sys.
36
Bảng 4.6: Hồi quy với biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá thị
trƣờng và tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách, phƣơng pháp GMM – Sys.
Biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá thị trƣờng
Biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách
Wald chi2(11)
= 742.64
= 342.08
Prob > chi2 = 0.0000
Wald chi2(11) Prob > chi2 = 0.0000
P>|z|
LEVB
LEVM
Coef.
Coef.
P>|z|
L1.LEVM
0.248(***)
0.000
L1.LEVB
0.327(***)
0.000
OVER1
-3.433
0.282
OVER1
-1.880
0.455
ROS
-0.197(***)
0.001
ROS
-0.160(***)
0.001
TANG
0.159(**)
0.006
TANG
0.129(**)
0.004
SIZE(LnA)
11.98(***)
0.000
SIZE(LnA)
14.46(***)
0.000
UNIQ
0.033
0.918
UNIQ
0.1829
0.439
GROW
-0.001
0.921
GROW
-0.000
0.949
PB
-12.36(***)
0.000
PB
3.410(***)
0.000
NDTS
-0.192
0.681
NDTS
-0.159
0.660
ACCUM
1.436
0.487
ACCUM
0.867
0.586
DIV
1.969
0.149
DIV
0.1012
0.922
_cons
-114.132
0.000
-168.47
0.000
_cons
(***) thể hiện mức ý nghĩa 1%, (**) thể hiện mức ý nghĩa 5%, (*) thể hiện mức ý nghĩa 10%
Kết quả bảng 4.6 cho thấy:
Với mức ý nghĩa 5%, Wald Chi2(11) lớn hơn nhiều so với chi2(α) và
p_value=0.0000 < α = 0.05 ở cả 2 hồi quy với biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy tài
chính theo giá thị trường và tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách, cho thấy các
tham số trong mô hình có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc.
- Các biến L1.LEVM/L1.LEVB (p_value = 0,000/0,000), ROS (p_value =
0,001/0,001), TANG (p_value = 0,006/0,004), SIZE (lnA) (p_value =
0,000/0,000), PB ( p_value = 0,000/0,000); các p-value nhỏ hơn α = 0,05
cho thấy các biến này có ảnh hưởng đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính với chiều
ảnh hưởng không đổi so với kết quả hồi quy ban đầu:
37
+ Độ trễ của tỷ lệ đòn bẩy tài chính, quy mô công ty (SIZE) và tỷ lệ tài sản có
thể thế chấp (TANG) có mối quan hệ cùng chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài chính
theo giá thị trường và tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách.
+ Khả năng sinh lời (ROS) có mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài
chính theo giá thị trường và tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách.
+ Tỷ lệ giá thị trường so với giá sổ sách (PB) có mối quan hệ cùng chiều với
tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách và có mối quan hệ ngược chiều với
tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá thị trường.
- Biến OVER1 (p_value = 0,282/0,455) không có ảnh hưởng về mặt thống kê
đối với tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo hai phương pháp tính.
- Các biến khác: UNIQ (p_value = 0,918/0,439), GROW (p_value =
0,921/0,949), NDTS (p_value = 0,681/0,660), ACCUM (p_value =
0,487/0,586), DIV (p_value = 0,149/0,922) với p-value > α = 0,05 cho thấy
các biến này không có ảnh hưởng về mặt thống kê đối với tỷ lệ đòn bẩy tài
chính theo hai phương pháp tính.
Bảng 4.7: Hồi quy với biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá thị
trƣờng và tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách, phƣơng pháp GMM – Sys
(thay thế biến lần lƣợt các biến OVER vào mô hình).
Biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy theo giá thị trƣờng Biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy theo giá sổ sách
LEVM
Coef.
P>|z|
Prob > chi2 LEVB
Coef.
P>|z| Prob > chi2
OVER1
-3.54888
0.260
0.000
OVER1
-2.44312
0.313
0.000
OVER2
-1.26373
0.755
0.000
OVER2
-0.11261
0.969
0.000
OVER3
6.96E-06
0.105
0.000
OVER3
-1.09E-06
0.731
0.000
(***) thể hiện mức ý nghĩa 1%, (**) thể hiện mức ý nghĩa 5%, (*) thể hiện mức ý nghĩa 10%
Kết quả bảng 4.7 cho thấy: Với mức ý nghĩa 5%:
- OVER2 (p_value = 0,755/0,969) và OVER3 (p_value = 0,105/ 0,731) với
p-value > α = 0,05 cho thấy các biến OVER2 và OVER3 không ảnh hưởng
38
về mặt thống kê đối với tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá thị trường và tỷ lệ
đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách.
- Các biến độc lập khác đều cho kết quả tương tự như hồi quy ban đầu:
+ Độ trễ của tỷ lệ đòn bẩy tài chính, quy mô công ty (SIZE) và tỷ lệ tài sản
có thể thế chấp (TANG) có mối quan hệ cùng chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài
chính theo giá thị trường và tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách.
+ Khả năng sinh lời (ROA) có mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài
chính theo giá thị trường và tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách.
+ Tỷ lệ giá thị trường so với giá sổ sách (PB) có mối quan hệ cùng chiều với
tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá sổ sách và có mối quan hệ ngược chiều với
tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá thị trường.
+ Các biến khác: UNIQ, GROW, NDTS, ACCUM, DIV với p-value> α=0,05
cho thấy các biến này không có ảnh hưởng về mặt thống kê đối với tỷ lệ
đòn bẩy theo giá thị trường và tỷ lệ đòn bẩy theo giá sổ sách.
4.2.3. Thảo luận kết quả nghiên cứu.
Từ những kết quả hồi quy đã thực hiện và các bước kiểm tra kết quả nêu trên.
Tóm tắt lại kết quả hồi quy như sau:
- Sự quá tự tin của CEO không thể hiện mối quan hệ với tỷ lệ đòn bẩy tài
chính. Trái với kỳ vọng của giả thuyết, bài nghiên cứu chưa tìm thấy bằng
chứng chứng minh cho lập luận: Các CEO quá tự tin thích sử dụng nợ nhiều
hơn và dẫn đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính cao hơn. Kết quả của nghiên cứu
tương tự như nghiên cứu của Tomak (2013) ở Thổ Nhĩ Kỳ, nhưng chưa phù
hợp với các nghiên cứu khác trên thế giới của các tác giả: Heaton (2002);
Oliver(2005); Mefteh & Oliver (2007); Malmendier, Tate & Yan (2007);
Barros & Silveira (2008); Park & Kim (2009) … Nguyên nhân của vấn đề
này có thể do:
+ Dữ liệu được thu thập trong giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2012, là giai
đoạn xảy ra khủng hoảng kinh tế tại Việt Nam, vì vậy, các nhà quản lý sẽ
thể hiện sự thận trọng hơn trong việc ra các quyết định tài chính.
39
+ Tuy mẫu được chọn một cách ngẫu nhiên nhưng nhiều công ty trong mẫu
thuộc sở hữu vốn nhà nước, do đó, các CEO đại diện cho quyền sở hữu
của nhà nước và hoạt động của các công ty này bị chi phối nhiều bởi nhà
nước, ít bị ảnh hưởng bởi yếu tố tâm lý của CEO. Thêm vào đó, các DN
nhà nước thường dễ dàng tiếp cận với các nguồn vốn vay nợ ưu đãi (đặc
biệt là vốn vay từ các ngân hàng) dẫn đến việc hoạch định tài chính
không hoàn toàn phù hợp với các lý thuyết về cấu trúc vốn.
- Độ trễ 1 kỳ của tỷ lệ đòn bẩy tài chính có ảnh hưởng đến tỷ lệ đòn bẩy tài
chính và có mối quan hệ cùng chiều. Kết quả này phù hợp với kết quả
nghiên cứu của Gaud et al. (2005); Barros & Silveira (2008); Park & Kim
(2009) và phù hợp với kỳ vọng ban đầu của bài nghiên.
- Tỷ lệ tài sản có thể thế chấp (TANG) và quy mô công ty (SIZE) có ảnh
hưởng và có mối quan hệ cùng chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài chính. Kết quả
nghiên cứu ủng hộ cho lập luận của lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn và hỗ trợ
cho cho lập luận: công ty có tỷ lệ tài sản thế chấp cao thì rủi ro phá sản thấp,
khả năng tiếp cận với các khoản vay dễ dàng hơn nên có xu hướng lựa chọn
tỷ lệ đòn bẩy tài chính cao hơn. Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu
của Rajan & Zingales (1995); Frank & Goyal (2004); Mefteh & Oliver
(2007); Park & Kim (2009); và phù hợp với kết quả nghiên cứu trước đây tại
Việt Nam của Nguyen et al. (2012).
- Khả năng sinh lời (ROA) có ảnh hưởng và thể hiện mối quan hệ ngược
chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài chính. Kết quả này phù hợp với lập luận của lý
thuyết trật tự phân hạng và phù hợp với các nghiên cứu Fama & French
(2002); Oliver (2005); Mefteh & Oliver (2007); Park & Kim (2009);
Nguyen et al. (2012); Lê Đạt Chí (2013).
- Tỷ lệ giá thị trường so với giá trị sổ sách của cổ phiếu (PB): có ảnh hưởng
và thể hiện mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá thị
trường. Kết quả phù hợp với lập luận của lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn và
kết quả nghiên cứu của các tác giả Oliver (2005); Mefteh & Oliver (2007).
40
PB có ảnh hưởng và thể hiện mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài
chính theo giá sổ sách.
- Tác giả không tìm thấy bằng chứng cho thấy sự ảnh hưởng của các biến còn
lại (tốc độ tăng trưởng doanh thu, tấm chắn thuế phi nợ, tính đơn trị, mức độ
tập trung quyền lực của CEO, chia cổ tức) đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính.
5. KẾT LUẬN
Trong nghiên cứu này, tác giả xem xét mối quan hệ giữa sự quá tự tin của CEO
và tỷ lệ đòn bẩy tài chính của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt
Nam giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2012. Tác giả xây dựng thang đo đo lường sự
quá tự tin của CEO dựa theo thang đo của Barros & Silveira (2008); Lin et
al.,(2005). Mô hình và kết quả nghiên cứu có thể được tóm tắt lại như sau:
- Bài viết sử dụng phương pháp GMM – Sys để ước lượng các thông số ảnh
hưởng đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính theo giá thị trường và tỷ lệ đòn bẩy tài
chính theo giá sổ sách của các công ty. Sau đó, tác giả thực hiện thay thế
một số biến để kiểm tra sự chắc chắn của mô hình, đặc biệt là các biến thể
hiện sự quá tự tin của CEO.
- Kết quả nghiên cứu cho thấy độ trễ của tỷ lệ đòn bẩy, quy mô công ty và tỷ
lệ tài sản có thể thế chấp có mối quan hệ cùng chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài
chính, khả năng sinh lời và tỷ lệ giá thị trường so với giá sổ sách có mối
quan hệ ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài chính.
Trái với kỳ vọng của tác giả và kết quả nghiên cứu của các tác giả trước đó, kết
quả thực nghiệm của nghiên cứu chưa cung cấp được bằng chứng chứng minh cho
mối quan hệ giữa sự quá tự tin của CEO và tỷ lệ đòn bẩy tài chính.
Tuy kết quả nghiên cứu không như kỳ vọng về mối quan hệ giữa nhân tố quá tự
tin của CEO và tỷ lệ đòn bẩy tài chính nhưng nghiên cứu đã cung cấp thêm bằng
chứng cho thấy các yếu tố quan trọng tác động đến cấu trúc vốn của các công ty
41
niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam bằng phương pháp hồi quy GMM -
Sys.
Ngoài ra, tài chính hành vi là một lĩnh vực khá mới ở Việt Nam, việc lượng hóa
biến tài chính hành vi trong bài nghiên cứu là một cách tiếp cận mới, hơn nữa các
thông tin tài chính ở Việt Nam chưa thực sự minh bạch rõ ràng, dẫn đến các hạn chế
trong việc lựa chọn thang đo để lượng hóa biến tài chính hành vi. Trong thời gian
tới, cần có những nghiên cứu chuyên sâu hơn về tài chính hành vi cũng như cần sự
minh bạch thông tin tài chính tốt hơn nhằm tìm ra thước đo đại diện tốt hơn.
42
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Danh mục tài liệu tiếng Việt
1. Ackert F. Lucy & Deaves Richard, 2009. Tài chính hành vi - Tâm lý học, ra
quyết định và thị trường. Dịch từ tiếng anh. NXB Kinh Tế Thành phố Hồ
Chí Minh, 2012.
2. Baker H.Kent & Nofsinger R. John, 2010. Tài chính hành vi - Nhà đầu tư,
Doanh nghiệp và thị trường. Dịch từ tiếng anh. NXB Kinh Tế Thành phố Hồ
Chí Minh, 2012.
3. Lê Đạt Chí, 2013. Các nhân tố ảnh hưởng đến việc hoạch định cấu trúc vốn
của các nhà quản trị tài chính tại Việt Nam. Tạp chí phát triển và hội nhập,
Số 9, tháng 03-04.
Danh mục tài liệu tiếng Anh
4. Alpert Marc & Raiffa Howard, 1982. A progress report on the training of
probability assessors. In D. Kahneman, P. Slovic, & A. Tversky. Judgment
under uncertainty: Heuristics and biases, 294-305.
5. Azouzi Mohamed Ali & Jarboui Anis, 2012. CEO Emotional Bias And
Capital Structure Choice. Bayesian Network Method. Business Excellence
and Management 2.2: 47-70.
6. Barros Lucas & Silveira Da. Alexandre, 2008. Overconfidence, managerial
optimism and the determinants of capital structure. Brazlian Review of
Finance, vol. 6, no.3.
7. Blundell Richard and Bond R. Stephen, 1988. Initial conditions and moment
restrictions in dynamic panel data models. Journal of Econometrics, vol 87,
n.01, p. 115-43, Nov.
8. Baker Malcolm & Wurgler Jeffrey, 2002. Market timing and capital
structure. The Journal of Finance, vol. 57, no.1: 1-32.
43
9. Brenner A. Lyle et al., 1996. Overconfidence in probability and frequency
judgments: a critical examination. Organizational Behavior and Human
Decision Processes, vol. 65, no. 3, pp. 212-19, Mar.
10. Busenitz W. Lowell & Barney B. Jay, 1997. Differences between
entrepreneurs and managers in large organizations: biases and heuristics in
strategic decision-making. Journal of Business Venturing, vol. 12, no.1, pp.
9-30, Jan.
11. Chen Shou & Chen Li-li, 2009. The effect of managerial overconfidence on
listed companies' capital structure and debt maturity structure. Management
Science and Engineering. ICMSE 2009. International Conference on. IEEE.
12. David Ben, Graham R. John & Harvey R. Campbell, 2007. Managerial
Overconfidence and Corporate Policies. NBER Working Paper No. 13711,
Dec.
13. Doukas A. John & Petmezas Dimitris, 2007. Acquisitions, overconfident
managers and self-attribution bias, European Financial Management, vol.
13(3), 531-577.
14. Elsas Ralf & Florysiak David, 2008. Empirical Capital Structure Research:
New Ideas, Recent Evidence, and Methodological Issues, Available at SSRN:
http://ssrn.com/abstract=1634932.
15. Evans David & Leighton Linda, 1989. Some Empirical Aspects of
Entrepreneurship. American Economic Review, vol.79, pp. 519-535.
16. Fairchild R., 2005. The effect of managerial overconfidence, asymmetric
information, and moral hazard on capital structure decisions. ICFAI Journal
of Behavioral Finance, 2 (4)
17. Fischhoff Baruch et al. , 1977. Knowing with certainty: the appropriateness
of extreme confidence. Journal of Experimental Psychology: Human
Perception and Performance, vol. 3, no. 4, pp. 552-64, Nov.
44
18. Fama F. Eugene & French R. Kenneth, 2002. Testing trade-off and pecking
order predictions about dividends and debt. Review of Financial Studies, vol.
15, n. 1, p. 1-33, Spring.
19. Frank Z. Murray & Goyal K. Vidhan, 2003. Testing the pecking order theory
of capital structure. Journal of Financial Economics, v. 67, n. 2, p. 217-48,
Feb.
20. Frank Z. Murray & Goyal K. Vidhan, 2004. Capital structure decisions:
which factors are reliably important? Working Paper. Hong Kong University
of Science & Technology, Feb.
Available at SSRN: http://ssrn.com/abstract=396020.
21. Gaud et al., 2005. The capital structure of Swiss companies: an empirical
analysis using dynamic panel data. European Financial Management, vol.
11, issue 1, pp. 51-69.
22. Gervais Simon et al. 2003. Overconfidence, investment policy, and executive
stock options. Rodney L. White Center for Financial Research Working
Paper, n. 15-02. Jul. Available at:
23. Hackbarth Dirk, 2008. Managerial traits and capital structure decisions.
Journal of Financial and Quantitative Analysis, vol. 43 Issue: 4, pp. 843-
862, Dec.
24. Heaton B. James, 2002. Managerial optimism and corporate finance.
Financial management, vol. 31, no. 2, pp. 33-45.
25. Hribar Paul & Holly Yang, 2010. Does CEO overconfidence affect
management forecasting and subsequent earnings management. Unpublished
working paper.
26. Kidd J. B. & Morgan J. R., 1969. A Predictive Information System for
Management. Operational Research Society, vol. 20, no. 2, pp. 149-170, Jun.
27. Lichtenstein Sarah et al. , 1982. Calibration of probabilities: state of the art to
1980. In: KAHNEMAN, Daniel et al. (Org.). Judgment under uncertainty:
heuristics and biases. Cambridge, England: Cambridge University Press.
45
28. Lin Yueh-Hsiang, Hu Shing-Yang, Chen Ming-shen, 2005. Managerial
optimism and corporate investment: Some empirical evidence from Taiwan.
Pacific-Basin Finance Journal, vol. 13, Issue 5, November.
29. Malmendier Ulrike & Tate Geoffrey, 2005. CEO overconfidence and
corporate investment. Journal of Finance, vol. 60, no. 6, Dec., 2661-2700.
30. Malmendier Ulrike & Tate Geoffrey, 2008. Who makes acquisitions? CEO
overconfidence and the market’s reaction. Journal of Financial Economics
89(1), 20-43.
31. Malmendier Ulrike, Tate Geoffrey and Yan Jonathan, 2007. Corporate
financial policies with overconfident managers. National Bureau of
Economic Research. no. w13570
32. Mefteh Salma & Oliver R. Barry, 2007. Capital structure choice: the
influence of confidence in France. French Finance Association.
33. Miller H. Merton, 1977. Debt and Taxes. The Journal of Finance, vol. 32,
no. 2, pp. 261- 275, May.
34. Modigliani Franco and Miller H. Merton, 1958. The cost of capital,
corporation finance and the theory of investment. American Economic
Review 53, vol 48, no. 3, pp. 261-97, Jun.
35. Myers C. Stewart & Majluf S. Nicholas, 1984. Corporate financing and
investment decisions when firms have information that investors do not have.
Journal of Financial Economics, vol. 13, no. 2, pp. 187-221, Jun.
36. Myers C. Stewart, 1984. The capital structure puzzle. Journal of Finance,
vol. 39, no. 3, pp. 575-92, Jul.
37. Nguyen Dzung et al., 2012. Financial Development and the Determinants of
Capital Structure in Vietnam. Available at SSRN:
http://ssrn.com/abstract=2014834.
38. Oliver R. Barry, 2005. The Impact of Management Confidence on Capital
Structure. Working paper of Australian Nation University, Australia.
46
39. Park & Kim, 2009. The Effect Of Managerial Overconfidence On Leverage.
International Business & Economics Research Journal, vol. 8, number 12.
40. Pinford F. John, 2001. The expectations of new business founders: the New
Zealand case. Journal of Small Business Management, vol. 39, no. 3, pp.
279-85, Jul.
41. Rajan G. Raghuran & Zingales Luigi, 1995.What do we know about capital
structure? Some evidence from international data. Journal of Finance, vol.
50, no. 5, pp. 1421-41, Dec.
42. Shyam-Sunder Lakshmi & Myers C. Stewart, 1999. Testing static tradeoff
against pecking order models of capital structure. Journal of Financial
Economics, vol. 51, no. 2, pp. 219-44, Feb.
43. Taylor E. Shelley & Brown D. Jonathon, 1988. Illusion and well-being: a
social psychological perspective on mental health. Psychological bulletin
vol.103, no.2, pp: 193.
44. Teng Chia-Chen & Liu W. Victor, 2011. CEO Overconfidence and Pecking
Order Prediction - Evidence from Taiwanese Electronics Companies. Journal
of Financial Studies, vol 19, no 4.
45. Tomak Serpil, 2013. The Impact of Overconfidence on Capital Structure in
Turkey. International Journal of Economics and Financial Issues, vol.3,
pp.512-518.
46. Wang Chih-Yung, Chen Yu-Fen & Yua Chia-Wen, 2013. Managerial
optimism and post-financing stock performance in Taiwan: A comparison of
debt and equity financing. Economics Letters 119, 332–335.
47. Wei Jiang, Min Xiao, Jiaxing You, 2011. Managerial overconfidence and
debt maturity structure of firms: Analysis based on China's listed companies.
China Finance Review International, Vol. 1 Iss: 3, pp.262 – 279.
47
PHỤ LỤC 1:
Correlation matrix of coefficients of xtdpdsys model
OVER1
ROA
TANG
SIZE
UNIQ
GROW
PB
NDTS ACCUM
DIV
_cons
e(V)
L.LEVM
L.LEVM
1.0000
OVER1
0.1983
1.0000
ROA
0.1406
-0.0134
1.0000
TANG
0.0547
-0.0127
0.1478
1.0000
SIZE
-0.2459
-0.0006
0.2660
-0.0527
1.0000
UNIQ
-0.0769
-0.0062
0.0034
-0.0177
-0.0261
1.0000
GROW
0.2338
-0.0253
-0.3007
0.0547
-0.1518
0.0195
1.0000
PB
-0.1098
-0.1363
-0.3966
-0.0331
0.3303
0.1203
-0.0122
1.0000
NDTS
-0.1340
-0.0392
0.1359
-0.1874
0.2918
-0.0560
0.0181
-0.0445
1.0000
ACCUM
0.0362
0.0824
0.0446
-0.0057
0.0553
0.0141
0.0326
-0.0481
-0.0810
1.0000
DIV
0.1317
-0.1228
-0.1124
0.0541
-0.0914
0.0333
-0.0721
-0.0893
0.0782
0.0490
1.0000
_cons
0.1574
-0.0598
-0.3076
-0.0523
-0.9866
-0.0119
-0.3225
-0.3060
-0.0874
1.0000
0.1294
0.0550
BẢNG 4.3: MA TRẬN TƢƠNG QUAN CỦA CÁC HỆ SỐ TRONG MÔ HÌNH
48
PHỤ LỤC 2:
Covariance matrix of coefficients of xtdpdsys model
e(V)
L.LEVM
OVER1
ROA
TANG
SIZE
UNIQ
GROW
PB
NDTS
ACCUM
DIV
_cons
0.001637
L.LEVM
0.025256
9.906579
OVER1
0.000661
-0.004914
0.013509
ROA
0.000127
-0.002312
0.003323
TANG
-0.021660
-0.004261
-0.006612
4.737089
SIZE
0.000990 0. 067289
0.096359
-0.000966
-0.006047
0.000124
-0.000316
-0.017613
UNIQ
GROW
0.000126
-0.001065
-0.000468
0.000042
-0.004425
0.000081
0.000179
-0.004528
-0.437166
-0.046969
-0.001945
0.732454
0.038048
-0.000166
1.038258
PB
-0.002521
0.057365
0.007346
-0.005024
0.295313
-0.008078
0.000112
-0.021091
0.216232
NDTS
4.160762
ACCUM
0.002988
0.528891
0.010584
-0.000672
0.245599
0.008953
-0.001313
-0.168439
0.030943
0.007211
-0.522978
-0.017677
0.004221
-0.269208
0.013993
0.001418
-0.099373
-0.05623
0.135188
1.831629
DIV
0.187564
-5.541036
-1.052827
-0.088729
-63.24446
-0.108492
0.051035
-9.679392
-4.190151
-5.252266
2.193433
867.4075
_cons
BẢNG 4.4: MA TRẬN HIỆP PHƢƠNG SAI CỦA CÁC HỆ SỐ TRONG MÔ HÌNH
49
PHỤ LỤC 3: DANH SÁCH CÁC CÔNG TY TRONG MẪU KHẢO SÁT
STT MÃ CK TÊN CÔNG TY
1 BTH 2 ABT 3 ACL 4 BHS 5 DPM 6 CMC 7 FMC 8 HSI 9 ASP 10 CJC 11 CDC 12 DHA 13 SSC 14 BBC 15 GIL 16 KDC 17 DIC 18 CTB 19 SCD 20 TAC 21 DMC 22 GTA 23 VNM 24 HAI 25 GMC 26 COM 27 KHP 28 PGC 29 PPC 30 SFC 31 TBC 32 VTO 33 VIP 34 HAS 35 DHG 36 IMP 37 HBC 38 DRC Công ty CP Chế Tạo Biến Thế & Vật Liệu Điện Hà Nội Công ty Cổ Phần Xuất Nhập Khẩu Thủy Sản Bến Tre Công ty Cổ phần XNK Thủy Sản Cửu Long An Giang Công ty CP Đường Biên Hòa TCT Phân Bón & Hóa Chất Dầu Khí Công ty CP Đầu Tư CMC Công ty CP Thực Phẩm Sao Ta Công ty CP Vật Tư Tổng Hợp & Phân Bón Hóa Sinh Công ty CP Tập đoàn dầu khí Alpha Công ty CP Cơ Điện Miền Trung Công ty CP Chương Dương Công ty CP Hóa An Công ty CP Giống Cây Trồng Miền Nam Công ty CP Bibica Công ty CP SXKD & XNK Bình Thạnh Công ty CP Kinh Đô Công ty CP Đầu Tư &Thương Mại DIC Công ty CP chế tạo bơm Hải Dương Công ty CP Nước Giải Khát Chương Dương Công ty CP Dầu Thực Vật Tường An Công ty CP XNK Y Tế Domesco Công ty CP Chế Biến Gỗ Thuận An Công ty CP Sữa Việt Nam Công ty CP Nông Dược H.A.I Công ty CP Sản Xuất Thương Mại May Sài Gòn Công ty CP Vật Tư Xăng Dầu Công ty CP Điện Lực Khánh Hòa Công ty CP Gas Petrolimex Công ty CP Nhiệt Điện Phả Lại Công ty CP Nhiên liệu Sài Gòn Công ty CP Thủy Điện Thác Bà Công ty CP Vận Tải Xăng Dầu VITACO Công ty CP Vận Tải Xăng Dầu VIPCO Công ty CP Hacisco Công ty CP Dược Hậu Giang Công ty CP Dược Phẩm IMEXPHARM Công ty CP XD & KD Địa Ốc Hòa Bình Công ty CP Cao su Đà Nẳng
50
STT MÃ CK TÊN CÔNG TY
39 HMC 40 HTV 41 PAC 42 PJT 43 HRC 44 ICF 45 TMS 46 TYA 47 KBC 48 DXP 49 HCT 50 HPG 51 B82 52 DTT 53 LAF 54 MCP 55 LBM 56 MHC 57 PTC 58 TPC 59 TTP 60 VID 61 VIS 62 VPK 63 PVT 64 SAM 65 SFI 66 PTM 67 PAN 68 PNC 69 SJD 70 RIC 71 ST8 72 SVC 73 SJS 74 TNA 75 TCM 76 ALP 77 TNC 78 TRC Công ty CP Kim Khí Tp.HCM Công ty CP Vận tải Hà Tiên Công ty CP Pin Ắc quy Miền Nam Công ty CP Vận tải Xăng Dầu Đường thủy Petrolimex Công ty CP Cao Su Hòa Bình Công ty CP Đầu Tư Thương Mại Thủy Sản Công ty CP Kho vận giao nhận ngoại thương TpHCM Công ty CP Dây và cáp điện Taya Việt Nam TCT PT Đô Thị Kinh Bắc Công ty CP Khoáng sản Bình Định Công ty CP TM - DV Vận Tải Xi Măng Hải Phòng Công ty CP Tập đoàn Hòa Phát Công ty CP Tập Đoàn HAPACO Công ty CP Kỹ nghệ Đô Thành Công ty CP Chế Biến Hàng XK Long An Công ty CP In và Bao bì Mỹ Châu Công ty CP Khoáng Sản & VLXD Lâm Đồng Công ty CP Hàng Hải Hà Nội Công ty CP Đầu Tư & Xây Dựng Bưu Điện Công ty CP Nhựa Tân Đại Hưng Công ty CP Bao bì Nhựa Tân Tiến Công ty CP Đầu Tư phát triển thương mại Viễn Đông Công ty CP Thép Việt Ý Công ty CP Bao Bì Dầu Thực Vật TCT Cổ Phần Vận Tải Dầu Khí Công ty CP Đầu Tư & Phát Triển Sacom Công ty CP Đại Lý Vận Tải SAFI Công ty CP Sản Xuất, Thương Mại Và Dịch Vụ Ô Tô PTM Công ty CP Xuyên Thái Bình Dương Công ty CP Văn hóa Phương Nam Công ty CP Thủy Điện Cần Đơn Công ty CP Quốc tế Hoàng Gia Công ty CP Siêu Thanh Công ty CP Dịch Vụ tổng hợp Sài Gòn Công ty CP ĐT PT Đô Thị & KCN Sông Đà Công ty CP Thương mại Xuất nhập khẩu Thiên Nam Công ty CP Dệt May - ĐT - TM Thành Công Công ty CP Đầu tư Alphanam Công ty CP Cao Su Thống Nhất Công ty CP Cao Su Tây Ninh
51
STT MÃ CK TÊN CÔNG TY
79 BT6 80 UIC 81 BMP 82 HDC 83 HT1 84 L10 85 REE 86 KHA 87 TCR 88 TDH 89 VHC 90 VSH 91 VTB 92 ITA 93 TJC 94 BBS 95 LGC 96 AGF 97 KSH 98 ANV 99 CYC 100 HBD 101 SDN 102 BPC 103 PVC 104 STP 105 BCC 106 BHV 107 C92 108 CTN 109 HCC 110 BTS 111 CAN 112 CAP 113 DAC 114 DAE 115 DCS 116 DNP 117 S55 118 S91 119 TCT Công ty CP Beton 6 Công ty CP ĐT PT Nhà & Đô Thị Idico Công ty CP Nhựa Bình Minh Công ty CP phát triển nhà Bà Rịa Vũng Tàu Công ty CP Xi Măng Hà Tiên 1 Công ty Cổ phần Lilama 10 Công ty CP Cơ Điện lạnh Công ty CP Xuất Nhập khẩu Khánh Hội Công ty CP CN Gốm sứ Taicera Công ty CP Phát triển nhà Thủ Đức Công ty CP Vĩnh Hoàn Công ty CP Thủy Điện Vĩnh Sơn - Sông Hinh Công ty CP Vietronics Tân Bình Công ty CP Đầu tư và Công nghiệp Tân Tạo Công ty CP Đầu Tư Hạ tầng Kỹ Thuật Miền Trung Công ty CP VICEM Bao Bì Bút Sơn Công ty CP Cơ Khí Điện Lữ Gia Công ty CP XNK Thủy Sản An Giang Công ty CP Tập Đoàn Khoáng Sản Hamico Công ty CP Nam Việt Công ty CP SX Gạch men Chang Yil Công ty CP Bao Bì PP Bình Dương Công ty CP Sơn Đồng Nai Công ty CP Vicem Bao Bì Bỉm Sơn TCT Dung Dịch Khoan & Hóa Phẩm Dầu Khí - Công ty CP Công ty CP Công Nghiệp TM Sông Đà Công ty CP Xi măng Bỉm Sơn Công ty CP Viglacera Bá Hiến Công ty CP Xây Dựng & Đầu Tư 492 Công ty CP Xây Dựng Công Trình Ngầm Công ty CP Bê Tông Hòa Cầm - Intimex Công ty CP Xi Măng Vicem Bút Sơn Công ty CP Đồ Hộp Hạ Long Công ty CP Lâm Nông Sản Thực Phẩm Yên Bái Công ty CP Viglacera Đông Anh Công ty CP Sách Giáo Dục Tại Tp.Đà Nẵng Công ty CP Tập Đoàn Đại Châu Công ty CP Nhựa Đồng Nai Công ty CP Sông Đà 505 Công ty CP Sông Đà 9.01 Công ty CP Cáp Treo Núi Bà Tây Ninh
52
STT MÃ CK TÊN CÔNG TY 120 TKU 121 ALT 122 ILC 123 HNM 124 HLY 125 HTP Công ty CP Công Nghiệp Tung Kuang Công ty CP Văn Hóa Tân Bình Công ty CP Hợp Tác LĐ Với Nước Ngoài Công ty CP Sữa Hà Nội Công ty CP Viglacera Hạ Long I Công ty CP In Sách Giáo Khoa Hòa Phát
