Tác động của đòn bẩy tài chính và rủi ro tài chính đến giá trị doanh nghiệp: Trường hợp ngành xây dựng Việt Nam

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:10

Thêm vào BST

Báo xấu

40
lượt xem 4
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Nghiên cứu đánh giá tác động của đòn bẩy tài chính và rủi ro tài chính đến giá trị doanh nghiệp trong ngành xây dựng Việt Nam. Nhóm nghiên cứu thu thập số liệu tài chính của 94 Công ty cổ phần Xây dựng được niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) và thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) tại Việt Nam trong giai đoạn 2012-2016 nhằm đánh giá và định lượng theo mô hình hồi quy dữ liệu bảng.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Tác động của đòn bẩy tài chính và rủi ro tài chính đến giá trị doanh nghiệp: Trường hợp ngành xây dựng Việt Nam

TÁC ĐỘNG CỦA ĐÒN BẨY TÀI CHÍNH VÀ RỦI RO TÀI CHÍNH ĐẾN GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP: TRƯỜNG HỢP NGÀNH XÂY DỰNG VIỆT NAM Diêm Thị Thanh Hải, Nguyễn Quỳnh Anh*, Nguyễn Thị Thanh Hà 1 TÓM TẮT: Nghiên cứu đánh giá tác động của đòn bẩy tài chính và rủi ro tài chính đến giá trị doanh nghiệp trong ngành xây dựng Việt Nam. Nhóm nghiên cứu thu thập số liệu tài chính của 94 Công ty cổ phần Xây dựng được niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) và thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) tại Việt Nam trong giai đoạn 2012-2016 nhằm đánh giá và định lượng theo mô hình hồi quy dữ liệu bảng. Mô hình thực nghiệm cho thấy tác động của đòn bẩy tài chính và rủi ro thanh khoản đến giá trị doanh nghiệp không có ý nghĩa thống kê, trong khi rủi ro phá sản có tương quan mạnh với giá trị doanh nghiệp. Từ khóa: Đòn bẩy tài chính; Giá trị doanh nghiệp; Rủi ro tài chính; Rủi ro thanh khoản; Rủi ro phá sản. 1. GIỚI THIỆU Tối đa hóa giá trị doanh nghiệp là mục tiêu mà tất cả các quyết định tài chính cần phải hướng đến, bao gồm quyết định về cơ cấu nguồn vốn và quản trị rủi ro. Khi xem xét về chính sách huy động vốn cũng như quyết định về cơ cấu nguồn vốn hay mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính, một trong những yếu tố tiên quyết cần phải cân nhắc chính là mức độ rủi ro tài chính và tác động của rủi ro đến giá trị doanh nghiệp khi sử dụng đòn bẩy. Do đó nghiên cứu được xây dựng nhằm đánh giá tác động của đòn bẩy tài chính và rủi ro tài chính đến giá trị doanh nghiệp. Modigliani & Miller (1958) đã chỉ ra rằng trong môi trường lý tưởng không có sự tác động của thuế, chi phí giao dịch, chi phí kiệt quệ tài chính và giả định về thị trường vốn hoàn hảo, cơ cấu nguồn vốn không ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp. Tuy nhiện hiện nay không có thị trường nào đáp ứng đủ các điều kiện trên và mỗi khi bỏ đi một giả định thì sẽ thu được những kết quả mới. Mối quan hệ giữa hai yếu tố này đã được lựa chọn và nghiên cứu trong rất nhiều tài liệu đi trước và giữa chúng có những kết luận đối lập nhau. Về tác động của đòn bẩy tài chính tới giá trị doanh nghiệp, tồn tại những nghiên cứu cho rằng đòn bẩy tài chính không tác động tới giá trị doanh nghiệp, hay không tồn tại mối quan hệ giữa hai yếu tố này như nghiên cứu của Setiadharma & Machali (2017); Kodongo, Mokoteli, & Maina (2014). Mặt khác, Jensen & Meckling (1976) đã đưa ra nhận định đòn bẩy tài chính làm thay đổi cấu trúc vốn của doanh nghiệp, từ đó tác động tới quyết định của nhà quản trị và ảnh hưởng tới giá trị doanh nghiệp, khẳng định tồn tại mối quan hệ phụ thuộc sâu sắc giữa hai yếu tố này. Phần lớn các nghiên cứu đều chỉ ra sự tồn tại của mối quan hệ giữa đòn bẩy tài chính và giá trị doanh nghiệp, tuy nhiên những kết luận đó không có sự thống nhất về phương hướng tác động của đòn bẩy tài chính tới giá trị doanh nghiệp. Cùng quan điểm đòn bẩy tài chính có mối quan hệ rõ nét và cùng chiều với Học viện Tài chính, Hanoi , 100000, Vietnam. 1
916 HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC TẾ KHỞI NGHIỆP ĐỔI MỚI SÁNG TẠO QUỐC GIA giá trị doanh nghiệp có các nghiên cứu của Raheel & Shah (2015); Hussan (2016). Đòn bẩy tài chính có thể giúp gia tăng giá trị doanh nghiệp do phần lợi ích từ “lá chắn thuế” nó đem lại và tạo điều kiện cho doanh nghiệp kịp thời nắm bắt các cơ hội đầu tư. Ngược lại, các nghiên cứu của Loncan & Caldeira (2014); Rayan (2008); Lasher (2003); và Margaritis & Psillaki (2007) lại có kết luận rằng sử dụng đòn bẩy tài chính với mức độ càng lớn thì càng khiến giá trị doanh nghiệp sụt giảm, hay đòn bẩy tài chính có mối quan hệ ngược chiều với giá trị doanh nghiệp. Điều này được giải thích trong trường hợp doanh nghiệp kinh doanh không hiệu quả, lợi ích thu được từ lá chắn thuế không thể bù đắp được thua lỗ, cũng như không có đủ khả năng để trang trải gánh nợ lãi vay, giá trị doanh nghiệp vì vậy mà bị giảm sút. Một trong những hệ quả không mong muốn khi sử dụng đòn bẩy tài chính là sự gia tăng rủi ro tài chính. Điều này có thể được giải thích do chi phí phá sản rất đắt đỏ và có thể vượt qua những lợi ích liên quan đến thuế mà đòn bẩy mang lại (Ross, Westerfield, & Jordan, 2010). Rủi ro tài chính là những rủi ro trong hoạt động tài chính gây nên biến động cho kết quả kỳ vọng trong tương lai. Vì vậy, rủi ro tài chính phổ biến được cho rằng sẽ có tác động tiêu cực tới giá trị doanh nghiệp. Tuy nhiên, có một số quan điểm khác lại cho rằng nếu có thể nhận biết những tiềm năng và tiến hành quản lý rủi ro thì hoàn toàn có thể giảm thiểu thiệt hại, thậm chí giúp gia tăng giá trị cho tổ chức kinh doanh (Woods & Dowd, 2008). Trong các rủi ro tài chính, rủi ro thanh khoản là loại có mối quan hệ mật thiết nhất đến đòn bẩy tài chính. Rủi ro thanh khoản là rủi ro đại diện cho một khoản đầu tư khó có thể bán được trên thị trường khi cần tránh mất mát có khả năng xảy ra (Iqbal, Chaudry, Iqbal, & Din, 2015). Cùng với quan điểm như vậy, nghiên cứu trên đã đưa ra kết luận rủi ro thanh khoản có mối tương quan tỷ lệ nghịch với khả năng sinh lời của công ty, rủi ro thanh khoản càng cao thì giá trị doanh nghiệp càng có nguy cơ giảm. Hơn nữa, Du, Wu, & Liang (2016); và Vivian & Fang (2009) đã khẳng định mức thanh khoản của một công ty có mối quan hệ tương quan cùng chiều với giá trị doanh nghiệp. Tuy nhiên, những tài sản có tính thanh khoản cao như tiền, trái phiếu chính phủ có mức tỷ suất sinh lời thấp nên việc nắm giữ những tài sản này làm gia tăng chi phí cơ hội của doanh nghiệp. Cùng với đó, giữ các khoản tiền và tương đương tiền cao gây ra tình trạng tiền tệ ứ đọng trong doanh nghiệp, không sinh lời, và không tạo thu nhập cho doanh nghiệp. Vì vậy, các doanh nghiệp cần phải xác định mức thành khoản phù hợp đối với tình hình tài chính của chính doanh nghiệp cũng như thực trạng môi trường ngành. Khi rủi ro thanh khoản xảy ra, nó sẽ khiến cho doanh nghiệp không có khả năng thanh toán các khoản nợ tới hạn. Đồng thời mất khả năng thanh toán trong thời gian dài sẽ dẫn tới rủi ro nguy hiểm nhất đối với sự tồn tại của một doanh nghiệp – rủi ro phá sản. Do rủi ro phá sản liên quan trực tiếp đến sự tồn tại của doanh nghiệp, cũng như quyền lợi của các bên liên quan, do đó loại rủi ro này được cho rằng có ảnh hưởng rất lớn đến niềm tin của nhà đầu tư, giá cổ phiếu, và cuối cùng là giá trị doanh nghiệp. Chính vì vậy, nghiên cứu này tập trung phân tích hai loại rủi ro nội sinh, có mối liên hệ mật thiết với đòn bẩy tài chính và giá trị doanh nghiệp – rủi ro thanh khoản và rủi ro phá sản. Đề tài lựa chọn các công ty ngành xây dựng Việt Nam làm đối tượng nghiên cứu vì các lý do sau: (1) Do tầm quan trọng của ngành đối với nền kinh tế Việt Nam; (2) các công ty trong ngành thường có mức sử dụng đòn bẩy cao và rủi ro lớn; (3) sự cần thiết của nâng cao năng lực quản trị rủi ro tài chính. Thứ nhất, ngành xây dựng đóng vai trò quan trọng trong sự phát triển của mỗi quốc gia. Theo số liệu của Tổng cục thống kê1, tới năm 2016 tốc độ tăng trưởng của ngành xây dựng đã là 10.82% - cao nhất kể từ năm 2010 - đóng góp 0.6 điểm phần trăm vào mức tăng trưởng chung của cả nước. Năm 2017, hoạt động xây dựng duy trì tăng trưởng khá cao với tốc độ 8.7% so với năm 2016, đóng góp 0.54 điểm phần trăm vào mức tăng Trích dẫn từ: http://www.gso.gov.vn/default.aspx?tabid=382&idmid=&ItemID=18667 1
INTERNATIONAL CONFERENCE STARTUP AND INNOVATION NATION 917 trưởng chung, đứng thứ ba trong số các ngành đóng góp điểm phần trăm vào mức tăng GDP cả nước. Thứ hai, ngành xây dựng có là một trong những ngành có mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính và rủi ro tài chính cao nhất trong nền kinh tế Việt Nam. Theo thống kê của cophieu681, mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính thể hiện qua hệ số nợ của ngành xây dựng qua các năm là không thấp hơn 60%, nằm trong nhóm các ngành có sử dụng đòn bẩy tài chính nhiều nhất như thép, hàng không, bất động sản,…do xây dựng là ngành kinh tế thâm dụng vốn và hầu hết các doanh nghiệp hoạt động trong lĩnh vực này là doanh nghiệp vừa và nhỏ. Việc sử dụng đòn bẩy tài chính ở mức cao khiến cho doanh nghiệp phải đối mặt với gánh nặng trả nợ. Đặc biệt là đối với các dự án xây dựng có thời gian hoàn vốn chậm, sản phẩm tạo ra có tính thanh khoản thấp, doanh nghiệp có khả năng sẽ phải đối mặt với rủi ro thanh khoản cao hơn do không kịp thu hồi vốn khi các khoản nợ tới hạn. Việc mất khả năng thanh toán các khoản nợ tới hạn trong thời gian dài đồng nghĩa với việc doanh nghiệp sẽ phải đối mặt với nguy cơ phá sản. Thứ ba, quản trị rủi ro của ngành xây dựng chưa đáp ứng được sự biến động của thị trường. Một minh chứng rõ ràng là khủng hoảng ngành bất động sản giai đoạn 2010- 2013 với các biểu hiện của lãi suất tăng cao, thị trường thiếu tính thanh khoản, và tín dụng đóng băng. Đồng thời việc sự dụng đòn bẩy quá cao kết hợp với thiếu kinh nghiệm trong quản trị rủi ro cũng làm xấu đi tình hình tài chính của các công ty trong giai đoạn đó. Vì vậy, cuộc khủng hoảng đẩy một loạt các công ty xây dựng đi đến bờ vực phá sản và hàng ngàn công ty trong số đó buộc phải tuyên bố phá sản. 2. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 2.1. Dữ liệu Số liệu về tình hình tài chính của các công ty đã lựa chọn được thu thập qua số liệu cung cấp bởi CTCP Stoxplus và website https://vietstock.vn/. Theo thông tin được cung cấp trên website của hai sàn chứng khoán HNX và HOSE, trong năm 2012 có 106 doanh nghiệp hoạt động trong lĩnh vực XD&VLXD được niêm yết trên hai sàn chứng khoán này. Tới năm 2016, con số này đã tăng lên 122 công ty. Nhằm thống nhất về mặt thời gian, nhóm nghiên cứu loại đi những doanh nghiệp được niêm yết sau năm 2012. Ngoài ra nhóm tác giả loại bỏ 5 quan sát trong mẫu do chỉ số giá trị doanh nghiệp nhỏ hơn 0. Như vậy, mẫu nghiên cứu bao gồm 465 quan sát của 94 CTCP Việt Nam trong ngành XD&VLXD được niêm yết trên hai sàn chứng khoán HNX và HOSE trước năm 2013 trong giai đoạn 2012 – 2016. 2.2. Mô hình thực nghiệm 2.2.1. Các biến - Biến phụ thuộc giá trị doanh nghiệp phản ánh giá trị của doanh nghiệp i vào năm t theo giá thị trường, với lnev là logarit tự nhiên của hệ số EV. - Biến độc lập đòn bẩy tài chính : Các nghiên cứu thực tế đều chỉ ra rằng, đòn bẩy tài chính là quyết định quan trọng, ảnh hưởng tới giá trị doanh nghiệp. Tuy nhiên, kết luận về phương hướng tác động giữa hai yếu tố này lại có sự không đồng nhất. Có nhiều cách để biểu diễn đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp như tỷ trọng nợ ngắn hạn hoặc dài hạn trong tổng nguồn vốn, tỷ trọng vốn vay trong tổng nguồn vốn,… Trong đó, nghiên cứu lựa chọn hệ số nợ làm biến đại diện cho đòn bẩy tài chính nhằm đánh giá tác động nợ phải trả một cách chung nhất đến giá trị doanh nghiệp. - Biến độc lập rủi ro thanh khoản : Rủi ro thanh khoản có thể được biểu diễn qua các hệ số về khả năng thanh toán như hệ số thanh toán nhanh, vốn lưu động thuần trên tổng tài sản Lấy từ: http://www.cophieu68.vn/category_finance.php?year=2016&category=^xaydung&o=c&ud=a#^xaydung 1
918 HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC TẾ KHỞI NGHIỆP ĐỔI MỚI SÁNG TẠO QUỐC GIA và hệ số thanh toán hiện thời (Williams, Young, & Smith, 1995). Trong nghiên cứu này, rủi ro thanh khoản được tính bằng hệ số thanh toán nhanh, phản ánh khả năng chi trả các khoản nợ bằng các tài sản có tính thanh khoản cao nhất của doanh nghiệp. - Biến độc lập rủi ro phá sản : Rủi ro phá sản là loại rủi ro quan trọng bậc nhất của doanh nghiệp, thể hiện khả năng tồn tại của doanh nghiệp trong tương lai. Do đó loại rủi ro này tác động mạnh đến niềm tin của các nhà đầu tư, và từ đó có thể ảnh hưởng đến giá cổ phiếu cũng như giá trị doanh nghiệp trên thị trường. Nghiên cứu sử dụng hệ số z-score được công bố bởi giáo sư Edward I. Altman của Đại học New York năm 1968. Hệ số z-core được sử dụng đối với các doanh nghiệp ngành sản xuất đã cổ phần hóa được phát biểu Trong đó: - Vốn lưu động thuần/Tổng tài sản; - Lợi nhuận giữ lại/Tổng tài sản; - Lợi nhuận trước lãi vay và thuế/Tổng tài sản; - Vốn hóa thị trường/Giá trị sổ sách nợ phải trả; - Doanh thu thuần/ Tổng tài sản. Khả năng tài chính của doanh nghiệp được phản ánh thông qua các khoảng: • Vùng “an toàn”; • : Vùng “nguy hiểm”, cần chú ý về rủi ro tài chính • : Vùng “nghiêm trọng”, có khả năng phá sản cao. - Biến kiểm soát : Theo lý thuyết Trật tự phân hạng trong nghiên cứu của Myers và Majluf năm 1984, doanh nghiệp yêu thích tài chính nội bộ (từ lợi nhuận giữ lại) hơn tài chính từ bên ngoài. Vì lợi nhuận giữ lại giúp doanh nghiệp duy trì tính thanh khoản, phòng ngừa rủi ro, và chớp lấy cơ hội đầu tư. Hầu hết các doanh nghiệp đều đầu tư lợi nhuận giữ lại vào các lĩnh vực mà công ty có thể tạo ra các cơ hội tăng trưởng tốt, như mua sắm máy móc thiết bị mới hay đầu tư nghiên cứu phát triển, hướng tới mục tiêu gia tăng giá trị doanh nghiệp. - Biến kiểm soát : Doanh nghiệp hoạt động càng lâu, thì khả năng sinh lời của nó dường như bị suy giảm (Loderer & Waelchli, 2010). Khi tuổi đời của doanh nghiệp tăng lên, cơ cấu tổ chức được xây dựng từ ban đầu sẽ trở nên cứng nhắc theo thời gian. Kéo theo đó, là chi phí tăng lên, tăng trưởng chậm lại, tài sản trở nên lỗi thời, các khoản đầu tư vào nghiên cứu và phát triển cũng giảm đi. - Biến kiểm soát : cấu trúc tài sản của một doanh nghiệp i năm t được đánh giá thông qua bảng cân đối kế toán, được thể hiện qua tỷ lệ tài sản hữu hình trên tổng tài sản doanh nghiệp. Doanh nghiệp có tỷ lệ tài sản hữu hình trên tổng tài sản càng lớn thì lượng tài sản có thể dùng cho thế chấp càng nhiều, từ đó làm giảm rủi ro cho những người cho vay, khiến họ sẵn lòng đầu tư hơn. Một doanh nghiệp có tài sản đảm bảo sẽ được tiếp cận dễ dàng hơn tới những khoản vay và giúp doanh nghiệp tiếp cận những vay dễ dàng hơn, rồi từ đó tăng giá trị doanh nghiệp (Setiadharma & Machali, 2017). - Biến kiểm soát . Yếu tố này được cho là đóng vai trò quyết định tới giá trị doanh nghiệp. Doanh nghiệp có quy mô càng lớn, thì càng dễ tiếp cận với các nguồn vay vốn, gia tăng cơ hội nâng cao giá trị doanh nghiệp. Vì vậy, quy mô doanh nghiệp được cho rằng có quan hệ thuận chiều với giá trị doanh nghiệp (Abor, 2005). Ngược lại, vay nợ đồng nghĩa với gia tăng sử dụng đòn bẩy tài chính, sẽ khiến cho doanh nghiệp phải đối mặt với rủi ro nhất định. Vì thế, mối quan hệ tỷ lệ nghịch cũng tồn tại giữa quy mô và giá trị doanh nghiệp (Lin, 2010; Cheng, Liu & Chien, 2010 theo Rayan,2008).
INTERNATIONAL CONFERENCE STARTUP AND INNOVATION NATION 919 Bảng 1: Giới thiệu các biến Ký hiệu Loại biến Ý nghĩa Cách tính Các nghiên cứu liên quan lnev Biến kiểm Giá trị doanh Logarit tự nhiên của chỉ số soát nghiệp EV, với EV= Vốn hóa + Vốn vay - Tiền và tương đương tiền leverage Biến độc Đòn bẩy tài chính Hệ số nợ=Nợ phải trả/Tổng Jensen & Meckling 1976; lập tài sản Raheel & Shah 2015; Rayan 2008; Akinyemi & Rasheed 2016 quickratio Biến độc Rủi ro thanh khoản Hệ số thanh toán nhanh = lập (Tiền và tương đương tiền + Đầu tư tài chính ngắn hạn)/ Nợ phải trả ngắn hạn zscore Biến độc Rủi ro phá sản Tính toán quan Zscore lập Altman. retain Biến kiểm Lợi nhuận giữ lại Lợi nhuận giữ lại trong báo Setiadharma & Machali soát cáo tài chính 2017 age Biến kiểm Tuổi đời của doanh Lấy năm quan sát trừ đi năm Loderer & Waelchli 2010; soát nghiệp niêm yết Sucuahi & Cambarihan 2016 asstruc Biến kiểm Cấu trúc tài sản (Tổng Tài sản – Tài sản ngắn Myers & Majluf 1984 soát của doanh nghiệp hạn - TSCĐ vô hình)/Tổng tài sản lnass Biến kiểm Quy mô doanh Logarit tự nhiên của tổng tài sản Abor 2005; Babalola 2013 soát nghiệp Nguồn: Nhóm nghiên cứu tổng hợp 2.2.2. Mô tả mẫu a. Thống kê mô tả Bảng 2: Thống kê mô tả Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max lnev 465 5.397984 1.576952 1.093163 10.03048 leverage 465 .6640566 .1713249 .141478 .9245162 quickratio 465 .8675914 .6680609 .09 8.95 zscore 465 1.511087 1.319921 -1.832549 17.83008 retain 465 34.44838 128.1961 -462.519 1435.367 age 465 5.180645 2.418867 0 14 asstruc 464 .3312339 .1738754 .0183571 .9266213 lnass 465 6.280183 1.321719 3.162686 10.25474 Nguồn: Nhóm nghiên cứu thực hiện bằng phần mềm STATA 13 Biến phụ thuộc lnev có giá trị trung bình khá nhỏ là 5.428 hay giá trung bình của các công ty trong mẫu vào khoảng 227.693 tỷ đồng, trong đó công ty nhỏ nhất chỉ khoảng 2.983 tỷ đồng và lớn nhất khoảng 22697.272 tỷ đồng. Biến độc lập leverage cho thấy mức sử dụng của đòn bẩy tài chính khá lớn, trung bình 0.667, với hệ số nợ thấp nhất là 0.141 và cao nhất là 0.931. Lý do các CTCP Xây dựng Niêm yết trong ngành chủ yếu
920 HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC TẾ KHỞI NGHIỆP ĐỔI MỚI SÁNG TẠO QUỐC GIA là các công ty nhỏ và vừa, mà các dự án trong ngành xây dựng thường là đầu tư dài hạn và cần lượng vốn rất lớn. Vì vậy tỷ lệ vốn chủ sở hữu trong các công ty này thường không thể đáp ứng được nhu cầu đầu tư và phải sử dụng đòn bẩy với mức độ lớn. Đối với rủi ro thanh khoản, hệ số thanh toán nhanh có mức trung bình là 0.8675914 và chủ yếu rơi vào khoảng từ 0.5 đến 1. Biến độc lập rủi ro thanh khoản mang đến cái nhìn rõ hơn về sự rủi ro của ngành xây dựng nói chung khi các công ty có z-score trung bình đạt 1.511087 – nằm ở vùng nghiêm trọng, có khả năng phá sản cao. Bên cạnh đó các biên kiểm soát gợi ý một số tính chất về các công ty trong ngành nói chung như các công ty chủ yếu là nhỏ và vừa (giá trị trung bình khoảng 534.886 tỷ đồng), thời gian niêm yết trên sàn còn ngắn, lợi nhuận giữ lại và tỷ trọng tài sản cố định hữu hình thấp. b. Phân tích tương quan giữa các biến Bảng 3: Ma trận tương quan giữa các biến lnev leverage quickratio zscore retain age asstruc lnass lnev 1.0000 leverage 0.3301 1.0000 quickratio -0.0985 -0.5163 1.0000 zscore -0.0568 -0.4544 0.4066 1.0000 retain 0.4581 -0.0616 0.1174 0.2734 1.0000 age 0.2242 0.1023 -0.0126 -0.0968 0.1320 1.0000 asstruc -0.2739 -0.9451 0.5405 0.4705 0.0646 -0.0781 1.0000 lnass 0.9269 0.4412 -0.1633 -0.1887 0.4236 0.2804 -0.3739 1.0000 Nguồn: Nhóm nghiên cứu thực hiện bằng phần mềm STATA 13 Nhìn chung hầu hết các biến độc lập và biến kiểm soát có mức tương quan với nhau nhỏ hơn 0.6. Tuy nhiên trong đó hai biến tương quan mạnh với nhau là leverage và asstruc. Hiện tượng tương quan mạnh và ngược chiều xảy ra xuất phát từ thực tế các công ty trong ngành xây dựng có vốn lưu động rất lớn và các công ty này thường huy động các nguồn vốn nợ nhằm đầu tư vào các tài sản này. Điều này có thể gây ra đa cộng tuyến trong mô hình, do đó nhóm nghiên cứu loại bỏ biến kiểm soát asstruc ra khỏi mô hình. 2.2.3. Mô hình hồi quy dữ liệu bảng Dữ liệu bảng (dữ liệu kết hợp) là sự kết hợp các dữ liệu theo chuỗi thời gian và không gian. Các mô hình hồi quy dựa vào dữ liệu này được gọi là mô hình hồi quy dữ liệu bảng (Askins & Hill, 2011), (Demirgüç-Kunt, Asli, & Maksimovic, 1999). Trong mô hình hồi quy dữ liệu bảng, theo quy ước, i là ký hiệu đơn vị theo không gian, t là ký hiệu đơn vị theo thời gian. Nhằm phân tích tác động của đòn bẩy đến giá trị doanh nghiệp, tác giả chạy các mô hình phổ biến nhất trong phân tích dữ liệu bảng là hồi quy theo phương pháp bình phương nhỏ nhất thông thường (OLS), Mô hình ảnh hưởng cố định (FEM), và Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM). Tuy nhiên khi tiến hành các kiểm định liên quan, các mô hình này đều tồn tại những khuyết tật nhất định. Vì vậy nhóm nghiên cứu sử dụng mô hình hồi quy theo phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát khả thi để khắc phục những điểm yếu trong ba mô hình trên. Phương trình hồi quy theo phương pháp có dạng:
INTERNATIONAL CONFERENCE STARTUP AND INNOVATION NATION 921 3. KẾT QUẢ VÀ PHÂN TÍCH 3.1. Kiểm định giả thuyết a. Kiểm định tính đa cộng tuyến Bảng 4: Hệ số phóng đại phương sai VIF Collineariry Diagnostics Variable VIF SQRT VIF Tolerance R-Squared leverage 1.79 1.34 0.5579 0.4421 quickratio 1.42 1.19 0.7061 0.2939 zscore 1.29 1.14 0.7753 0.2247 retain 1.46 1.21 0.6866 0.3134 lnass 1.71 1.31 0.5840 0.4160 Mean VIF 1.53 Nguồn: Nhóm nghiên cứu thực hiện bằng phần mềm STATA 13 Hệ số VIF của các biến đều nhỏ hơn 10. Do đó không phải loại biến ra khỏi mô hình. Ngoài ra trung bình của các hệ số VIF trong mô hình nhỏ hơn 2 do đó mô hình không bị vấn đề đa cộng tuyến. b. Kiểm định tính dừng Bảng 5: Bảng kiểm định tính dừng Variables Statistic (Inverse chi-squared) p-value lnev 795.3241 0.0000 leverage 931.6701 0.0000 quickratio 1136.5004 0.0000 zcore 909.5567 0.0000 retain 1489.2056 0.0000 age 0.0000 1.0000 asstruc 1124.4684 0.0000 lnass 1089.2774 0.0000 Nguồn: Nhóm nghiên cứu thực hiện bằng phần mềm STATA 13 Nhóm nghiên cứu tiến hành kiểm định tính dừng thông qua tiêu chuẩn kiểm định Fisher. Kết quả kiểm định cho thấy age có p-value = 1.000, chưa thể bác bỏ giả thuyết H0 với mức ý nghĩa 5% do đó chuỗi dữ liệu không dừng. Vì vậy loại bỏ biến age ra khỏi mô hình. Các biến còn lại có p-value = 0.0000, như vậy bác bỏ giả thuyết H0 với mức ý nghĩa 5%, chấp nhận giả thuyết H1, chuỗi dữ liệu là chuỗi dừng. c. Lựa chọn mô hình Bảng 6: Hồi quy OLS, FEM, và REM OLS FEM REM lnev Coef. P>|t| Coef. P>|t| Coef. P>|t| leverage -.4199487 0.039 .3168293 0.296 -.05719 0.815 quickratio -.0380421 0.411 -.0455328 0.244 -.0495297 0.192 zscore .1710233 0.000 .1113089 0.000 .1388351 0.000 retain .0002479 0.311 -.0004593 0.063 -.0003589 0.116 lnass 1.142003 0.000 .9244172 0.000 1.091027 0.000 _Cons -1.729097 0.000 -.7307904 0.085 -1.575542 0.000 F test F (5, 459) = 645.26 F(5, 366) = 46.93 -
922 HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC TẾ KHỞI NGHIỆP ĐỔI MỚI SÁNG TẠO QUỐC GIA Prob > F 0.0000 0.0000 - Wald Chi2 - - Wald chi2(5) = 1083.68 Prob > Chi2 - - 0.0000 Nguồn: Nhóm nghiên cứu thực hiện bằng phần mềm STATA 13 - Kết quả kiểm định F với giả định tất cả các hệ số bằng 0 tại cuối mô hình FEM cho thấy F (93, 366) = 9.00 và p-value = 0.0000, bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận H1. Kết quả này chỉ ra rằng đối với những số liệu thu được, nên sử dụng mô hình FEM hơn là mô hình hồi quy theo phương pháp OLS. - Kiểm định Hausman: Kết quả kiểm định Hausman cho chi12 (5) = 28.40 và p-value = 0.0000 < 0.05. Do đó bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận H1 hay nói cách khác mô hình FEM phù hợp hơn mô hình REM. Như vậy kết quả kiểm định cho thấy trong ba mô hình thì mô hình FEM là phù hợp nhất. - Kiểm định tự tương quan: Kiểm định Wooldridge thu được F (1, 91) = 10.543 và p-value = 0.0016 < 0.05. Với mức ý nghĩa 5%, bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận H1. Như vậy mô hình có hiện tượng tự tương quan. - Kiểm định phương sai sai số thay đổi: Kiểm định Wald điều chỉnh cho kết quả chi2(94)= 1.6e+05 và p-value = 0.0000 < 0.05, bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận H1 với mức ý nghĩa 5%. Mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Như vậy có thể thấy mô hình ảnh hưởng cố định còn có nhiều khuyết tật, vì vậy nhóm nghiên cứu sử dụng mô hình FGLS để khắc phục những khuyết tật của mô hình FEM. 3.2. Phân tích mô hình hồi quy dữ liệu bảng Bảng 7: Mô hình FGLS Cross – sectional time – series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: homoskedastic Correlation: panel – specific AR (1) Estimated covariances =1 Number of obs = 465 Estimated autocorrelations = 94 Number of groups = 94 Obs per group: min = 4 avg = 4.946809 Estimated coefficients =6 max = 5 Wald chi2(5) = 2352.03 Prob > chi2 = 0.0000 lnev Coef Std. Err z p > |z| [95% Cof. Interval leverage -.2389286 .2132203 -1.12 0.262 -.6568327 .1789756 quickratio -.0523218 .0352002 -1.49 0.137 -.1213129 .0166693 zscore .1544653 .0177748 8.69 0.000 .1196274 .1893032 retain -.0000237 .0002412 -0.10 0.922 -.0004965 .000449 lnass 1.142303 .0276367 41.33 0.000 1.088136 1.19647 _cons -1.846335 .1969073 -9.38 0.000 -2.232267 -1.460404 Nguồn: Nhóm nghiên cứu thực hiện bằng phần mềm STATA 13 γ1 = -0.2389286: đòn bẩy tài chính tương quan ngược chiều nhưng không có ý nghĩa thống kê với giá trị doanh nghiệp. Nguyên nhân là do hệ số nợ trong trường hợp này không thực sự phản ánh được nguy cơ phá sản trong tương lai gần do tổng số nợ còn bao gồm các khoản phải trả có thể dùng trong trao đổi hơn
INTERNATIONAL CONFERENCE STARTUP AND INNOVATION NATION 923 là tài trợ (Rajan & Zingales, 1995). Trên thực tế một phần nợ đáng kể trong cơ cấu vốn của các công ty xây dựng tại Việt Nam là chiếm dụng vốn của các nhà cung cấp và khách hàng và trong nhiều công ty xây dựng có tình trạng công ty mẹ vay vốn của công ty con với mức lãi suất thấp. Vì vậy tuy hệ số nợ của các CTCP Xây dựng Niêm yết cao nhưng vẫn chưa thể hoàn toàn chắc chắn về việc gia tăng nợ sẽ làm giảm giá trị doanh nghiệp. γ2 = -0.0523218: tác động của rủi ro thanh khoản đến giá trị doanh nghiệp không có ý nghĩa thống kê. γ2 không có ý nghĩa thống kê có thể được giải thích rằng các công ty trong ngành xây dựng nhìn chung đều sở hữu tỷ trọng lớn những tài sản có mức thanh khoản thấp và đòn bấy tài chính trong cơ cấu nguồn vốn cao, do đó rủi ro thanh khoản trong các công ty này có tính phổ biến và việc gia tăng loại rủi ro này với một mức độ hợp lý nhất định sẽ không ảnh hưởng quá nhiều đến niềm tin của các nhà đầu tư vào công ty, hay nói cách khác giá trị thị trường của công ty. γ3 = 0.1544653: rủi ro phá sản tương quan ngược chiều và có ý nghĩa thống kê với giá trị doanh nghiệp do z-score càng lớn thì rủi ro phá sản càng thấp, tình hình tài chính của công ty càng an toàn. Mô hình cho thấy tuy rủi ro thanh khoản không phải vấn đề quá lớn đến công ty nhưng nếu dẫn đến rủi ro phá sản cao thì đây lại là vấn đề nghiêm trọng. Rủi ro phá sản là loại tổng hợp của nhiều rủi ro, có ảnh hưởng lớn đến sự tồn tại của doanh nghiệp vì vậy nó cũng có ảnh hưởng đến niềm tin và tỷ suất sinh lời đòi hỏi của nhà đầu tư đến doanh nghiệp. Đồng thời trong giai đoạn thị trường bất động sản khủng hoảng trầm trọng 2010-2013, lãi suất ngân hàng cao, thị trường thiếu tính thanh khoản, tín dụng đóng băng, đòn bẩy tài chính quá cao chính là một trong những yếu tố khiến các công ty gặp khó khăn lớn trong thanh toán các khoản nợ đến hạn, và dẫn đến rủi ro phá sản trầm trọng, thậm chí hàng loạt công ty trong ngành đã buộc phải tuyên bố phá sản. γ7 = 1.142303: tài sản của doanh nghiệp có mối quan hệ tỷ lệ thuận và có ý nghĩa nghĩa thống kê với giá trị doanh nghiệp. Tài sản là một yếu tố ảnh hưởng trực tiếp đến giá trị doanh nghiệp. Tài sản phản ảnh yếu tố vật chất được sử dụng trong quá trình sản xuất kinh doanh, đồng thời cũng ảnh hưởng đến chất lượng và số lượng những sản phẩm và dịch vụ của doanh nghiệp. Bên cạnh đó tài sản có thể được bán đi để mang lại dòng tiền vào cho doanh nghiệp, do đó đảm bảo giá trị doanh nghiệp cho các chủ sở hữu. 4. KẾT LUẬN Quyết định tài trợ luôn là một trong những quyết định quan trọng nhất của công ty nhằm tối đa hóa giá trị doanh nghiệp. Trước mỗi quyết, nhà quản trị phải xác định được mức độ đòn bẩy tài chính và rủi ro tài chính hợp lý sao cho giá trị doanh nghiệp ở mức tối ưu. Tại Việt Nam, ngành xây dựng luôn nằm trong nhóm những ngành nghề rủi ro nhất. Thực trạng cũng chỉ ra rằng mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính của các công ty trong ngành đang rất lớn và trong những năm khủng hoảng thị trường bất động sản, hàng ngàn công ty xây dựng đã phá sản do không thể đối phó với những biến động bất ngờ từ thị trường. Nhận thức được điều này, nhóm tác giả tiến hành phân tích thực nghiệm tác động của đòn bẩy tài chính và rủi ro tài chính đến giá trị doanh nghiệp thông qua số liệu tài chính của 94 CTCP Xây dựng niêm yết Việt Nam giai đoạn 2012-2016. Trong quá trình phân tích sơ bộ về biến, nghiên cứu chỉ ra rằng đòn bẩy tài chính và rủi ro phá sản của các công ty trong mẫu đang ở mức cao. Đối với phân tích thực nghiệm thông qua mô hình hồi quy dữ liệu bảng, kết quả cho thấy tác động của đòn bẩy tài chính và rủi ro thanh khoản đến giá trị doanh nghiệp không có ý nghĩa thống kê, trong khi đó, rủi ro phá sản càng cao thì giá trị doanh nghiệp càng thấp. Kết quả này cho thấy các công ty xây dựng cần có những chiến lược hữu hiệu hơn trong quản trị rủi ro để giảm nguy cơ phá sản do đây là loại rủi ro ảnh hưởng trực tiếp đến sự sống còn của công ty và việc kiểm soát tốt chúng có thể giúp doanh nghiệp tối đa hóa giá trị của mình.
924 HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC TẾ KHỞI NGHIỆP ĐỔI MỚI SÁNG TẠO QUỐC GIA 5. TÀI LIỆU THAM KHẢO Abor, J., & Biekpe, N. (2005). What Determines the Capital Structure of Listed Firms in Ghana? The African finance journal, 7, 37-48. Askin C. L., Hill R. C. (2011). Using stata for principles of econometrics. John Wiley & Sons Inc. Bany-Ariffin, A. N., Nassir, A. M., & Azman-Saini, W. N. (2017). Moderating Effects of Firm Age on the Relationship between Debt and Stock Returns. Journal of Asia-Pacific Business, 18(1), 81-96. C. Arthur Williams, J., Smith, M. K., & Young, P. C. (1995). Risk Management and Insurance (7th ed.). McGraw-Hill, Inc. Du, J., Wu, F., & Liang, X. (2016). Corporate liquidity and firm value: evidence from China’s listed firms. SHS Web of Conferences 24. EDP Sciences. Hussan, J. (2016). Impact of Leverage on Risk of the Companies. Journal of Civil & Legal Sciences, 5(4). Iqbal, N., Chaudry, S., & Iqbal, S. (2015). Impact of Liquidity Risk on Firm Specific Factors: A Case of Islamic Banks of Pakistan. Arabian Journal of Business and Management Review, 5(4). Jensen, M. C., & Meckling, W. H. (1976). Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure. Journal of Financial Economics, 305-360. Kodongo, O., Mokoaleli-Mokoteli, T., & Maina, L. (2014). Capital structure, profitability and firm value: panel evidence of listed firms in Kenya. Munich Personal RePEc Archive. Lasher, W. R. (2003). Practical Financial Management (3rd ed.). Mason Thomson. Loderer, C. F., & Waelchli, U. (2010). Firm Age and Performance. Loncan, T. R., & Caldeira, J. F. (2014). Capital Structure, Cash Holdings and Firm Value: a Study of Brazilian Listed Firms. Revista Contabilidade & Financas, 25(64), 46-59. Makisimovic, Demirguc-Kunt, Asli, & Vojislav. (1999). Institutions financial markets and firm debt maturity. Journal of Financial Economics, 54, 295 – 336. Margaritis, D., & Psillaki, M. (2007). Capital Structure and Firm Efficiency. Journal of Business Finanace & Accounting. doi:10.1111/j.1468-5957.2007.02056.x Modigliani, F. và Miller, M. (1958). The Cost Capital, Corporation Finance and the Theory of Investment. The American Economic Review, 48(3), 261-297 Myer, S. C. (1984). The Capital Structure Puzzle. The Journal of Finance, XXXIX(3), 575-592. Raheel, T., & Shah, F. M. (2015). A Study That Identify the Relationship between the Financial Leverage and Firms Profitability:Empirical Evidence from Oil and Gas Companies of Pakistan Listed In KSE. International Journal of Scientific & Engineering Research, Volume 6, 80-88. Rajan, R. G., & Zingales, L. (1995). What Do We Know about Capital Structure? Some Evidence from International data. The Journal of Finance, 50, no.5, 1421-1460. Rayan, K. (2008). Financial leverage and firm value. Gordon Institute of Business Science, University of Pretoria, 2-102. Ross, S. A., Westerfield, R. W., & Jordan, B. D. (2010). Fundamentals of Coporate Finance (9th ed.). The McGraw-Hill. Sajid Iqbal, S. N. (2015). Impact of liquidity risk on firm specific factors: A case of islamic banks of Pakistan. Journal of Business and Management Research(9), 256-260. Setiadharma, S., & Machali, M. (2017). The Effect of Asset Structure and Firm Size on Firm Value with Capital Structure as Intervening Variable. Journal of Business & Financial Affairs, 6(4). doi:10.4172/2167-0234.1000298 Vivian W. Fang, T. H. (2009). Stock market liquidity and firm value. Journal of Financial Economics (94), 150-169. Woods, M., & Dowd, K. (2008). Financial risk management for management accountants. Canada: The Society of Management Accountants of Canada, the American Institute of Certified Public Accountants and The Chartered Institute of Management Accountants.