Tình trạng kinh tế vĩ mô và tốc độ điều chỉnh đòn bẩy mục tiêu - Nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam

Chia sẻ: Tưởng Bách Xuyên | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:18

Thêm vào BST

Báo xấu

13
lượt xem 2
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài viết sử dụng mô hình điều chỉnh cấu trúc vốn từng phần để ước lượng tác động của tình trạng kinh tế vĩ mô đến tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về đòn bẩy mục tiêu, thông qua dữ liệu doanh nghiệp Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2005-2014. Các biến số kinh tế vĩ mô dùng để xác định tình trạng kinh tế là tỷ suất cổ tức thị trường, chênh lệch kỳ hạn lãi suất và tốc độ tăng trưởng GDP thực. Kết quả cho thấy, các công ty điều chỉnh đòn bẩy về đòn bẩy mục tiêu khi nền kinh tế ở tình trạng tốt nhanh hơn ở tình trạng kinh tế xấu, cho dù công ty có bị hạn chế tài chính hay không.

Chủ đề:

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

Lưu

Nội dung Text: Tình trạng kinh tế vĩ mô và tốc độ điều chỉnh đòn bẩy mục tiêu - Nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam

TÌNH TRẠNG KINH TẾ VĨ MÔ VÀ TỐC ĐỘ ĐIỀU CHỈNH ĐÒN BẨY MỤC TIÊU - NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM ThS. Huỳnh Thị Cẩm Hà ThS. Lê Thị Hồng Minh PGS.TS. Lê Thị Lanh Trường Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh Tóm tắt Bài viết sử dụng mô hình điều chỉnh cấu trúc vốn từng phần để ước lượng tác động của tình trạng kinh tế vĩ mô đến tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về đòn bẩy mục tiêu, thông qua dữ liệu doanh nghiệp Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2005-2014. Các biến số kinh tế vĩ mô dùng để xác định tình trạng kinh tế là tỷ suất cổ tức thị trường, chênh lệch kỳ hạn lãi suất và tốc độ tăng trưởng GDP thực. Kết quả cho thấy, các công ty điều chỉnh đòn bẩy về đòn bẩy mục tiêu khi nền kinh tế ở tình trạng tốt nhanh hơn ở tình trạng kinh tế xấu, cho dù công ty có bị hạn chế tài chính hay không. Xét ở cấp độ phân loại doanh nghiệp thì việc tồn tại chi phí điều chỉnh làm cho công ty hạn chế tài chính có tốc độ điều chỉnh chậm hơn so với công ty không có hạn chế tài chính ở tình trạng kinh tế xấu, trong khi đó ở tình trạng kinh tế tốt thì điều này xảy ra ngược lại. Từ khóa: cấu trúc vốn (đòn bẩy), chi phí điều chỉnh, tốc độ điều chỉnh, tình trạng kinh tế vĩ mô. Abstract This paper uses dynamic partial adjustment capital structure model to estimate the impact of macroeconomic conditions on the speed of debt leverage adjustment toward target leverage, based on macroeconomic factors including market dividend yield, term spread and real GDP growth, by analyzing the data sample of Vietnamese firms in the period from 2005 to 2014. We find evidence that firms adjust their leverage toward target faster in good macroeconomic states relative to bad states, whether or not firms are financially constrained. At firm level, due to the existence of adjustment costs, financially constrained firms tend to adjust more slowly than financially unconstrained firms in bad states. Meanwhile, in good states, this is in inverse event. Key words: capital structure (leverage), adjustment costs, speed of adjustment, macroeconomic conditions. 3
1. Giới thiệu Các lý thuyết nghiên cứu cấu trúc vốn (đánh đổi, trật tự phân hạng và định thời điểm thị trường) giải thích quyết định lựa chọn nguồn tài trợ của doanh nghiệp, nhưng lại không đồng nhất quan điểm doanh nghiệp hoạt động xoay quanh đòn bẩy tối ưu. Các bằng chứng thực nghiệm gần đây lại ủng hộ việc tồn tại đòn bẩy mục tiêu (Fama và French, 2002; Leary và Roberts, 2005; Flannery và Rangan, 2006; Harford và cộng sự, 2009; Huang và Ritter, 2009; Cook và Tang, 2010; Tzang và cộng sự, 2013). Theo Castanias (1983), doanh nghiệp sẽ điều chỉnh đòn bẩy thực tế về đòn bẩy mục tiêu để cân bằng lợi ích và chi phí, từ đó tối đa hóa giá trị doanh nghiệp. Và theo mô hình lý thuyết đánh đổi động thì đòn bẩy mục tiêu của doanh nghiệp có thể thay đổi theo thời gian do tác động của chi phí bất cân xứng thông tin, chi phí đại diện,... Những yếu tố này làm doanh nghiệp không thể lập tức điều chỉnh về đòn bẩy mục tiêu mà cần thời gian để điều chỉnh và việc điều chỉnh về mục tiêu được gọi là tốc độ điều chỉnh. Có nhiều công trình đã kết hợp cả đặc điểm vi mô doanh nghiệp và yếu tố kinh tế vĩ mô khi nghiên cứu việc điều chỉnh đòn bẩy về mục tiêu, nhưng hạn chế của các nghiên cứu khi đó là giả định các doanh nghiệp có cùng tốc độ điều chỉnh (Fama và French, 2002; Leary và Roberts, 2005; Flannery và Rangan, 2006). Nghiên cứu của Choe và cộng sự (1993) cũng cho rằng tình trạng kinh tế vĩ mô là yếu tố quan trọng đến quyết định nguồn tài trợ của doanh nghiệp. Banjeree và cộng sự (2004), Cook và Tang (2010) cho thấy giai đoạn chu kỳ kinh doanh là yếu tố quan trọng để xác định rủi ro vỡ nợ doanh nghiệp và điều này tác động đến chi phí để gia tăng nguồn vốn. Các nghiên cứu về đòn bẩy hoặc cấu trúc vốn của doanh nghiệp ở Việt Nam là không mới, tuy nhiên phần lớn tác giả tập trung vào mô hình dạng tĩnh khi phân tích các yếu tố tác động đến đòn bẩy (Đỗ Văn Thắng và Trịnh Quang Thiều, 2010; Phan Thị Bích Nguyệt, 2011; Lê Đạt Chí, 2013) hoặc có nghiên cứu đến đòn bẩy mục tiêu và tốc độ điều chỉnh (Trần Hùng Sơn, 2011; Phạm Tiến Minh và Nguyễn Tiến Dũng, 2015) nhưng tác giả chưa nghiên cứu ở các tình trạng kinh tế vĩ mô khác nhau. Mục tiêu của bài viết nhằm khai thác sự khác biệt này khi làm rõ mối quan hệ giữa chi phí điều chỉnh, tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về đòn bẩy mục tiêu ở các tình trạng kinh tế vĩ mô khác nhau. Cụ thể, nghiên cứu sẽ trả lời các câu hỏi sau: - Các tình trạng kinh tế vĩ mô (macroeconomic conditions) khác nhau tác động như thế nào đến tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về đòn bẩy mục tiêu? - Chi phí điều chỉnh (adjustment costs) ảnh hưởng như thế nào đến tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về đòn bẩy mục tiêu ở các tình trạng kinh tế khác nhau? 4
2. Cơ sở lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm 2.1. Cơ sở lý thuyết Các nghiên cứu về mô hình lý thuyết đánh đổi động (Stiglitz, 1973; Kane và cộng sự, 1984; Brennan và Schwartz, 1984; Goldstein và cộng sự, 2001) cho rằng đòn bẩy mục tiêu của doanh nghiệp có thể thay đổi theo thời gian, từng thời kỳ. Bởi vì trong quá trình hoạt động, do có sự tồn tại chi phí điều chỉnh đòn bẩy, như chi phí thanh toán cổ tức, chi phí đại diện, chi phí hạn chế tài chính… hoặc sự thay đổi về triển vọng hoạt động làm doanh nghiệp không kịp phản ứng khi có thay đổi khiến đòn bẩy thực tế lệch khỏi mục tiêu và doanh nghiệp cần một khoảng thời gian điều chỉnh. Việc điều chỉnh về đòn bẩy mục tiêu gọi là tốc độ điều chỉnh. Tốc độ điều chỉnh khác nhau giữa các doanh nghiệp, khác nhau giữa các ngành. Tốc độ điều chỉnh phụ thuộc vào chi phí điều chỉnh. Bên cạnh đó, ở lý thuyết đánh đổi thì đòn bẩy mục tiêu được xác định ở mức cân bằng giữa lợi ích tấm chắn thuế từ nợ vay và chi phí phá sản. Cả hai yếu tố này đều phụ thuộc vào các tình trạng kinh tế. Bởi vì lợi ích từ thuế phụ thuộc vào mức thu nhập chịu thuế và mức thuế suất doanh nghiệp - là một hàm số của tình trạng kinh tế vĩ mô. Tương tự, xác suất kiệt quệ tài chính, vỡ nợ hoặc thua lỗ có thể tác động đến chi phí phá sản. Thủ tục phá sản phụ thuộc vào hệ thống pháp lý của một quốc gia, gắn liền với tình trạng kinh tế vĩ mô của một đất nước. Vì vậy, biến động về tình trạng kinh tế vĩ mô sẽ tác động đến việc thay đổi đòn bẩy mục tiêu nên cần được xem xét là yếu tố khi phân tích đòn bẩy mục tiêu của doanh nghiệp. 2.2. Các bằng chứng thực nghiệm và giả thuyết nghiên cứu Mối quan hệ giữa tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về mục tiêu và tình trạng kinh tế vĩ mô Cook và Tang (2010) đã kiểm định tác động của các biến số kinh tế vĩ mô đến tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về mục tiêu trong khoảng thời gian từ năm 1977-2006 của các doanh nghiệp Mỹ bằng các biến số kinh tế vĩ mô: chênh lệch kỳ hạn lãi suất (term spread), chênh lệch lợi suất trái phiếu (default spread), tốc độ tăng trưởng GDP thực (GDP growth) và tỷ suất cổ tức thị trường (market dividend yield). Kết quả cho thấy ở tình trạng nền kinh tế tốt thì tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về mục tiêu nhanh hơn ở tình trạng kinh tế xấu. Trước đó, nghiên cứu của Hackbarth và cộng sự (2006) cũng có chung kết luận như vậy. Tzang và cộng sự (2013) khi nghiên cứu tại Indonesia từ năm 1992-2010 lại cho thấy rằng, các doanh nghiệp điều chỉnh đòn bẩy nhanh hơn ở tình trạng nền kinh tế xấu. 5
Chúng tôi dùng các biến số chênh lệch kỳ hạn lãi suất (term spread), tốc độ tăng trưởng GDP thực (GDP growth) và tỷ suất cổ tức thị trường (market dividend yield) của Cook và Tang (2010) làm biến số kinh tế vĩ mô để ước lượng và xác định tình trạng kinh tế. (1) Chênh lệch kỳ hạn lãi suất (term spread). Stock và Watson (1989), Estrella và Mishkin (1998) cho rằng giá trị biến số chênh lệch kỳ hạn cao được xem như là một yếu tố dự báo mạnh mẽ cho một nền kinh tế tốt. Nghiên cứu của Cook và Tang (2010) đo lường chênh lệch kỳ hạn lãi suất là chênh lệch giữa lãi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 20 năm và tín phiếu kho bạc kỳ hạn 3 tháng. Để phù hợp với dữ liệu nghiên cứu tại Việt Nam, chúng tôi sử dụng biến số term spread là chênh lệch giữa lãi suất trái phiếu Chính phủ kỳ hạn 5 năm và tín phiếu kho bạc kỳ hạn 3 tháng. Tác giả kỳ vọng rằng ở tình trạng kinh tế vĩ mô tốt thì giá trị term spread càng cao thì tốc độ điều chỉnh đòn bẩy sẽ nhanh hơn. Thống nhất với Cook và Tang (2010), giả thuyết nghiên cứu được đề xuất. Giả thuyết H1: Khi tình trạng kinh tế vĩ mô xét theo phân loại term spread, tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về mục tiêu là nhanh hơn ở tình trạng kinh tế tốt. (2) Tốc độ tăng trưởng GDP thực (GDP growth). Nghiên cứu của Wanzenried (2002), Cook và Tang (2010) cho rằng có mối quan hệ giữa đòn bẩy mục tiêu và tốc độ tăng trưởng GDP là cùng chiều, vì khi nền kinh tế có xu hướng đi lên, ở giai đoạn phát triển, doanh nghiệp trước hết tận dụng nguồn nội bộ để khai thác cơ hội đầu tư và khi nguồn nội bộ sử dụng hết thì việc phát hành nợ là lựa chọn tiếp theo của doanh nghiệp khi tìm kiếm tài trợ mới. Thống nhất với Cook và Tang (2010), tác giả đề xuất giả thuyết sau: Giả thuyết H2: Khi tình trạng kinh tế vĩ mô xét theo phân loại GDP growth, tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về mục tiêu là nhanh hơn khi tình trạng nền kinh tế là tốt. (3) Tỷ suất cổ tức thị trường (market dividend yield). Drobetz và Wanzenried (2006) cho rằng mức chi trả cổ tức thường có xu hướng ít biến động nên tỷ suất cổ tức cao cho thấy giá chứng khoán trên thị trường giảm đi, điều này thường xảy ra nhiều hơn ở tình trạng kinh tế xấu, có nhiều biến động. Thống nhất với Drobetz và Wanzenried (2006), Cook và Tang (2010), chúng tôi kỳ vọng rằng tốc độ điều chỉnh đòn bẩy sẽ cao hơn khi tỷ suất cổ tức ở mức thấp hơn. Giả thuyết nghiên cứu được đề xuất như sau: Giả thuyết H3: Khi tình trạng kinh tế vĩ mô xét theo phân loại market dividend yield, tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về mục tiêu là nhanh hơn ở tình trạng kinh tế tốt. 6
Ảnh hưởng của chi phí điều chỉnh đến tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về mục tiêu Các nghiên cứu thực nghiệm chứng minh được tốc độ điều chỉnh đòn bẩy thực tế về mục tiêu còn phụ thuộc vào chi phí để điều chỉnh đòn bẩy. Cụ thể, nghiên cứu của Fama và French (2002) cho 3.264 doanh nghiệp Mỹ từ năm 1965-1999 chứng minh doanh nghiệp có xu hướng dịch chuyển về đòn bẩy mục tiêu, tuy nhiên trong quá trình hoạt động, do có sự tồn tại chi phí điều chỉnh đòn bẩy phát sinh do chi phí thanh toán cổ tức, hoặc chi phí đại diện, hạn chế tài chính, chi phí phát sinh do bất cân xứng thông tin,… làm doanh nghiệp không kịp phản ứng khiến đòn bẩy thực tế lệch khỏi mục tiêu và tốc độ điều chỉnh về đòn bẩy mục tiêu của các doanh nghiệp khá chậm từ 7-17% mỗi năm. Tuy nhiên, hai ông cho rằng các doanh nghiệp đều có chung một tốc độ điều chỉnh. Korajczyk và Levy (2003) chia hai mẫu doanh nghiệp: hạn chế tài chính và không hạn chế tài chính ở Mỹ (từ năm 1984-1998). Hạn chế tài chính ở đây được hiểu là doanh nghiệp bị cản trở khi tiếp cận nguồn vốn bên ngoài. Tác giả phát hiện đối với nhóm không hạn chế tài chính thì tốc độ điều chỉnh đòn bẩy theo hướng phản chu kỳ (counter-cyclical) với yếu tố kinh tế vĩ mô, nhưng lại thuận chu kỳ (pro-cyclical) đối với nhóm hạn chế tài chính. Nhóm tác giả ủng hộ giả thuyết khi cho rằng các doanh nghiệp không hạn chế tài chính thì có nhiều thời gian hơn để chọn lựa phát hành chứng khoán khi nền kinh tế vĩ mô ở tình trạng tốt, còn các doanh nghiệp hạn chế tài chính thì sẽ phát hành ngay khi có thể làm được. Leary và Roberts (2005) dùng mẫu 3.494 doanh nghiệp Mỹ từ năm 1984 đến năm 2001, dùng chỉ số đại diện cho kiệt quệ tài chính, chi phí phát hành nợ đại diện cho chi phí điều chỉnh và kết quả có tồn tại chi phí điều chỉnh nên doanh nghiệp sẽ điều chỉnh về đòn bẩy mục tiêu nhưng ít thường xuyên (trung bình là mỗi năm một lần). Cook và Tang (2010) chọn tiêu chí hạn chế tài chính của doanh nghiệp nhằm chỉ khả năng hạn chế phát hành nguồn tài trợ để điều chỉnh đòn bẩy thực tế về mục tiêu. Đây cũng được xem chi phí ảnh hưởng đến quá trình điều chỉnh đòn bẩy về đòn bẩy mục tiêu của doanh nghiệp. Kết quả cho thấy dù doanh nghiệp có rơi vào hạn chế tài chính hay không khi tiếp cận với nguồn vốn bên ngoài, thì tốc độ điều chỉnh đòn bẩy của doanh nghiệp là nhanh hơn khi ở tình trạng kinh tế tốt. 3. Phương pháp nghiên cứu 3.1. Mẫu quan sát và dữ liệu Chúng tôi chọn khoảng quan sát từ năm 2005 đến 2014 để thu thập dữ liệu biến số kinh tế vĩ mô theo chuỗi thời gian đủ dài để xác định tình trạng kinh tế. Nghiên cứu chọn các công ty phi tài chính được niêm yết trên hai sàn chứng khoán Việt Nam là Hồ 7
Chí Minh (HOSE) và Hà Nội (HNX). Chúng tôi loại ra khỏi mẫu các công ty thiếu nhiều dữ liệu vi mô doanh nghiệp trong khoảng thời gian được chọn. Từ hướng thu thập trên, mẫu cuối cùng là dữ liệu bảng cho 196 công ty trong 10 năm quan sát. Dữ liệu về giá trị cổ tức, giá chứng khoán, số lượng cổ phiếu, giá trị giao dịch của công ty và các dữ liệu liên quan khác được thu thập từ cơ sở dữ liệu của công ty chứng khoán Tài Việt (vietstock), công ty chứng khoán FPT, trang web cophieu68, trang web của Sở Giao dịch chứng khoán và báo cáo tài chính. Dữ liệu dùng để tính tốc độ tăng trưởng GDP thực và chênh lệch kỳ hạn lãi suất được thu thập từ cơ sở dữ liệu IFS (International Financial Statistics) của IMF. 3.2. Phương pháp nghiên cứu Nghiên cứu kế thừa phương pháp và mô hình ước lượng cấu trúc vốn từng phần được tích hợp của Cook và Tang (2010) để đánh giá tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về đòn bẩy mục tiêu ở các tình trạng kinh tế vĩ mô. Mô hình này được tích hợp từ mô hình điều chỉnh cấu trúc vốn từng phần hai giai đoạn của Flannery và Rangan (2006). Để thực hiện điều này, chúng tôi tích hợp hai giai đoạn của mô hình Flannery và Rangan (2006), cụ thể: Giai đoạn 1: ước lượng các yếu tố tác động đến đòn bẩy mục tiêu của doanh nghiệp cho toàn mẫu. Phương trình (1) xác định chiều hướng tác động của các yếu tố vi mô doanh nghiệp và yếu tố kinh tế vĩ mô tác động đến đòn bẩy mục tiêu của doanh nghiệp cho toàn mẫu quan sát mà chưa phân theo tình trạng kinh tế. Di*,t = γMacrot -1 + βX i ,t -1 (1) * Biến số Di ,t là đòn bẩy mục tiêu của công ty i tại thời điểm t, γ là vector hệ số của các biến số kinh tế vĩ mô cần ước lượng (Macro), β là vector hệ số của các biến số đại diện cho đặc điểm vi mô của doanh nghiệp (X). Giai đoạn 2: Ước lượng tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về mục tiêu ở tình trạng kinh tế vĩ mô khác nhau Di , t - Di , t -1 = δ(D*, t - Di,t -1 ) + εi , t i (2) Di,t và Di,t-1 đại diện cho đòn bẩy thực tế của doanh nghiệp i vào thời điểm t và t- 1, hệ số δ là tốc độ điều chỉnh khi đòn bẩy thực tế ở t-1 lệch khỏi mục tiêu và điều chỉnh về thời điểm t. Chúng tôi thế phương trình (1) vào phương trình (2) và sắp xếp lại được phương trình (3): Di , t = (1 - δ)Di , t -1 + δβX i , t -1 + δγMacro t -1 + ε i , t (3) Các bước nghiên cứu cho mẫu thực nghiệm được tiến hành từ phương trình (3) như sau: 8
Bước 1: Ước lượng tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về đòn bẩy mục tiêu ở tình trạng kinh tế vĩ mô khác nhau. Di,t và Di,t-1 được đo lường theo hai cách: đòn bẩy theo giá trị sổ sách và theo giá trị thị trường. (1- δ) là hệ số hồi quy của biến trễ đòn bẩy, từ đó chúng tôi tính ra được giá trị δ dùng để đo lường tốc độ điều chỉnh đòn bẩy thực tế về đòn bẩy mục tiêu. Macrot-1: các biến kinh tế vĩ mô tại thời điểm t-1, được lấy với độ trễ 1 năm. Các biến số kinh tế vĩ mô vừa được sử dụng như là biến độc lập của mô hình, đồng thời cũng được dùng để xác định tình trạng kinh tế vĩ mô. Xi,t-1 là các yếu tố vi mô của doanh nghiệp i tại thời điểm t-1, gồm có: MB: tỷ số giữa giá trị thị trường và giá trị sổ sách tài sản, đánh giá cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp. Theo lý thuyết đánh đổi, lý thuyết định thời điểm thị trường và trong nghiên cứu thực nghiệm của Cook và Tang (2010), Lyandres (2010), Flannery và Rangan (2006) thì MB cao sẽ giảm tài trợ nợ vay vì công ty khai thác việc định giá sai vốn cổ phần thông qua việc phát hành vốn mới. Trong khi đó lý thuyết trật tự phân hạng thì cho rằng công ty sẽ gia tăng đòn bẩy khi các khoản đầu tư đã dùngvượt quá nguồn nội bộ. TANG: tỷ số giữa tài sản cố định hữu hình và tổng tài sản. Nghiên cứu của Titman và Wessels (1988), Cook và Tang (2010) cho rằng công ty có tài sản cố định hữu hình cao thường dễ phát hành nợ hơn vì được đảm bảo bằng tài sản thế chấp, giúp công ty giảm chi phí kiệt quệ tài chính và thiệt hại khi phá sản. EBIT: biến đo lường khả năng sinh lời của doanh nghiệp. Flannery và Rangan (2006), Cook và Tang (2010) cho rằng khả năng sinh lời càng cao thì doanh nghiệp sẽ giữ lại nhiều lợi nhuận nên hạn chế nhu cầu phát hành nợ. Biến số này được xác định bằng thu nhập hoạt động trên tổng tài sản. DEP: tỷ số tổng giá trị khấu hao chia cho tổng tài sản. Flannery và Rangan (2006), Cook và Tang (2010) cho rằng doanh nghiệp có chi phí khấu hao càng cao thì ít có xu hướng phát hành nợ vì mục đích tấm chắn thuế vì tấm chắn thuế không có nguồn gốc từ nợ xuất phát từ chuyển lỗ hoạt động thuần. LNTA: là biến được xác định bằng giá trị logarit của tổng tài sản, đại diện cho quy mô doanh nghiệp. Theo lý thuyết đánh đổi, Cook và Tang (2010) cho rằng công ty có quy mô càng lớn thường sử dụng đòn bẩy cao vì mức độ biến động dòng tiền thấp hơn nên dễ tiếp cận với thị trường tài chính. SE, UNI là hai biến số thể hiện đặc trưng riêng của doanh nghiệp (Titman, 1984; Hovakimian và cộng sự, 2004) cho rằng công ty có SE và UNI càng cao thì thường có 9
sản phẩm đặc trưng riêng sẽ làm doanh nghiệp khó khăn khi thanh lý tài sản, có thể làm cho chi phí phá sản tăng cao. Nên doanh nghiệp tự bảo vệ mình bằng cách hạn chế sử dụng đòn bẩy. SE được xác định bằng chi phí bán hàng trên doanh thu thuần, trong khi UNI được tính bằng giá vốn hàng bán trên doanh thu thuần. Bảng 1. Mô tả các biến Tên biến Ký hiệu Cách đo lường Biến số đòn bẩy - biến phụ thuộc Đòn bẩy theo giá trị sổ sách BL (Book Tổng nợ/Tổng tài sản leverage) Đòn bẩy theo giá trị thị ML (Market Tổng nợ/Tổng giá trị thị trường leverage) trường tài sản Nhóm biến số kinh tế vĩ mô Chênh lệch kỳ hạn lãi suất Term spread Lãi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 5 năm - lãi suất tín phiếu kho bạc kỳ hạn 3 tháng Tốc độ tăng trưởng GDP GDP growth Mức tăng trưởng GDP thực thực hàng năm Tỷ suất cổ tức thị trường Market dividend Tỷ số giữa tổng giá trị cổ tức yield của danh mục các chứng khoán trên sàn HOSE và HNX (tính theo tỷ trọng) thời điểm t-1 và tổng giá trị của danh mục tại thời điểm t. Đối với kết quả hồi quy trong Bảng 4 và 5, sau khi thực hiện các kiểm định Likelihood ratio, Breusch - Pagan Lagrangian multiplier và Hausman, kết quả cho thấy mô hình có hiệu ứng cố định là phù hợp nhất. Kiểm định White phát hiện mô hình có phương sai thay đổi. Vì vậy, bài viết sẽ ước lượng bằng phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất tổng quát GLS (Generalized Least Squares). Xác định tình trạng tốt và tình trạng xấu của biến số kinh tế vĩ mô Dựa trên nghiên cứu của Cook và Tang (2010), Tzang và cộng sự (2013), tác giả chia dữ liệu thời gian 10 năm thành 5 nhóm (ngũ phân vị) của từng biến số vĩ mô (term spread, GDP growth và market dividend yield). Đối với term spread và GDP growth, tình trạng nền kinh tế được xem là tốt là các năm thuộc hai nhóm có giá trị (%) cao nhất, tình trạng nền kinh tế trung bình thuộc 2 nhóm ở giữa và tình trạng nền kinh tế 10
xấu là các năm thuộc nhóm có giá trị (%) thấp nhất. Đối với market dividend yield, các năm thuộc nhóm có giá trị (%) thấp nhất được xác định thuộc tình trạng kinh tế tốt, tình trạng nền kinh tế trung bình thuộc 2 nhóm ở giữa và các năm thuộc hai nhóm có giá trị (%) cao nhất được xác định ở tình trạng nền kinh tế xấu (Bảng 2). Đồng nhất với nghiên cứu của Cook và Tang (2010), Tzang và cộng sự (2013), chúng tôi tập trung nghiên cứu vào sự khác biệt tình trạng kinh tế vĩ mô tốt và xấu. Bảng 2. Bảng xác định tình trạng tốt và xấu của điều kiện kinh tế vĩ mô Market dividend Term spread GDP growth yield Quintile Tình Tình Tình Năm % Năm % Năm % trạng trạng trạng 2006 4,02 T 2007 8,48 T 2013 3,17 X Quintile 1 2008 3,87 T 2005 8,40 T 2014 3,08 X Quintile 2 2007 3,39 T 2006 8,20 T 2011 2,56 X 2005 2,62 TB 2010 6,78 TB 2012 2,49 TB Quintile 3 2013 1,86 TB 2008 6,18 TB 2008 1,55 TB 2009 0,96 TB 2014 5,98 TB 2005 1,17 TB Quintile 4 2014 0,86 TB 2011 5,89 TB 2009 0,96 TB 2012 0,83 X 2013 5,42 X 2010 0,75 T Quintile 5 2010 4,02 X 2009 8,48 X 2007 3,17 T 2011 3,87 X 2012 8,40 X 2006 3,08 T Ghi chú: T: tốt; X: xấu; TB: trung bình Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả Bước 2: Chi phí điều chí đòn bẩy và tốc độ điều chỉnh đòn bẩy mục tiêu ở các tình trạng kinh tế vĩ mô Chúng tôi thống nhất với Cook và Tang (2010) khi sử dụng tiêu chí hạn chế tài chính doanh nghiệp để chia mẫu doanh nghiệp bị hạn chế phát hành nguồn tài trợ, đặc biệt là nợ vay làm cản trở việc điều chỉnh đòn bẩy thực tế về đòn bẩy mục tiêu. Đây cũng được xem chi phí ảnh hưởng đến quá trình điều chỉnh đòn bẩy của doanh nghiệp. Chúng tôi sử dụng tỷ số khả năng thanh toán chi phí tài chính của doanh nghiệp (interest coverage) trong nghiên cứu của Caballero và cộng sự (2014) để phân loại 11
nhóm doanh nghiệp hạn chế tài chính (financially constrained firms) và nhóm doanh nghiệp không hạn chế tài chính (financially unconstrained firms). Tỷ số này được xác định bằng thu nhập hoạt động trên chi phí tài chính. Quan sát (năm - công ty) được xem là hạn chế tài chính (không hạn chế tài chính) khi interest coverage của quan sát thấp (cao) hơn giá trị trung vị của toàn bộ mẫu. Xét ở cấp độ doanh nghiệp, mẫu nghiên cứu được chia thành hai mẫu nhỏ: doanh nghiệp hạn chế tài chính và mẫu còn lại doanh nghiệp không hạn chế tài chính. Chúng tôi sử dụng phương trình (3) để ước lượng cho từng mẫu doanh nghiệp ở mỗi tình trạng kinh tế tốt và xấu. 4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận 4.1. Thống kê mô tả Bảng 3. Thống kê mô tả biến đòn bẩy theo tình trạng kinh tế vĩ mô Term spread GDP growth Market dividend yield Trung bình Trung vị Trung bình Trung vị Trung bình Trung vị Panel A. Thống kê đòn bẩy theo giá trị sổ sách qua các tình trạng kinh tế Tốt 0,511 0,541 0,537 0,565 0,513 0,547 Xấu 0,499 0,543 0,501 0,528 0,503 0,543 T&X 0,012 -0,002 0,036 0,037 0,01 0,004 Panel B. Thống kê đòn bẩy theo giá trị thị trường qua các tình trạng kinh tế Tốt 0,548 0,558 0,501 0,503 0,527 0,535 Xấu 0,636 0,683 0,598 0,649 0,601 0,657 T&X -0,088 -0,125 -0,097 -0,146 -0,074 -0,122 Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả Khung A và B của Bảng 3 cho biết giá trị thống kê của biến đòn bẩy thực tế ở tình trạng kinh tế tốt và xấu, được xác định bởi các biến kinh tế vĩ mô. Ở mỗi biến kinh tế vĩ mô, chúng tôi trình bày giá trị trung bình, trung vị ở tình trạng kinh tế tốt và xấu và giá trị chênh lệch giữa tình trạng tốt và xấu (T&X) của biến đòn bẩy. Đối với biến đòn bẩy theo giá trị thị trường, các doanh nghiệp trong mẫu quan sát đều có đòn bẩy ở tình trạng kinh tế xấu cao hơn ở tình trạng kinh tế tốt. Đây là đặc tính phản chu kỳ (counter - cyclical) phản ảnh mức độ sử dụng đòn bẩy vì trong giai đoạn kinh tế bùng nổ, khi khả năng chia sẻ rủi ro được cải thiện thì việc gia tăng mức độ quản lý tài chính sẽ tạo điều kiện cho nguồn vốn cổ phần thay thế dần nợ vay. Tuy nhiên, ở biến đòn bẩy 12
theo giá trị sổ sách, thì đặc tính phản chu kỳ không được thể hiện rõ ràng vì đòn bẩy ở tình trạng kinh tế tốt thì nhiều hơn một chút so với tình trạng kinh tế xấu. Điều này cho thấy, ở tình trạng kinh tế tốt thì dường như các doanh nghiệp Việt Nam vẫn tận dụng nguồn nợ vay trong cấu trúc vốn. 4.2. Ma trận hệ số tương quan Kết quả hệ số mối tương quan giữa các biến được thể hiện ở bảng phụ lục . Các hệ số tương quan giữa các biến khá thấp. Hệ số cao nhất (0,8617) thể hiện mối quan hệ giữa BL và ML, nhưng hai biến này được sử dụng thay thế đo lường đòn bẩy, không cùng chung một phương trình nên vấn đề đa cộng tuyến sẽ không xảy ra. Ngoài ra, chỉ trừ hệ số tương quan giữa biến term spread và GDP growth gần bằng 0,55 thì các hệ số tương quan còn lại đều nhỏ, hầu hết thấp hơn 0,35. Do đó, có thể kết luận hiện tượng đa cộng tuyến không phải là vấn đề trong bộ dữ liệu. 4.3. Kết quả thực nghiệm Phần này trình bày tốc độ điều chỉnh đòn bẩy thực tế về đòn bẩy mục tiêu và chi chí phí điều chỉnh ở tình trạng kinh tế vĩ mô tốt và xấu. Thống nhất với Cook và Tang (2010), chúng tôi tập trung phân tích sự khác biệt về tốc độ điều chỉnh ở tình trạng kinh tế tốt và xấu, do đó bài viết không báo cáo kết quả hệ số hồi quy của biến số vi mô doanh nghiệp trong Bảng 4 và 5. Ở Bảng 4, từ cột 3 đến cột 5 (từ cột 6 đến cột 8) là kết quả ước lượng tốc độ điều chỉnh ở tình trạng kinh tế tốt, xấu và mẫu gộp khi đòn bẩy được tính toán theo giá trị sổ sách (đòn bẩy theo giá thị trường). Để kiểm định khác biệt tốc độ điều chỉnh giữa tình trạng kinh tế tốt và xấu có xảy ra tại Việt Nam hay không, bài viết đưa vào biến tương tác (GOODDUMMY* Dt-1), được xác định bằng biến trễ đòn bẩy (Dt-1) và biến giả tình trạng kinh tế GOODDUMMY (nhận giá trị bằng 1 nếu quan sát thuộc tình trạng kinh tế tốt và ngược lại, nhận giá trị bằng 0). Khung A trình bày kết quả tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về mục tiêu khi tình trạng kinh tế vĩ mô được xác định bởi market dividend yield. Kết quả cho thấy, cả hai trường hợp đòn bẩy theo sổ sách và đòn bẩy theo thị trường, các tốc độ điều chỉnh đòn bẩy ở tình trạng kinh tế tốt nhanh hơn so với tình trạng kinh tế xấu, đồng nhất với nghiên cứu của Cook và Tang (2010). Khi nền kinh tế Việt Nam được doanh nghiệp kỳ vọng tăng trưởng tốt thì tốc độ điều chỉnh sẽ nhanh hơn. Cụ thể, đối với hàm hồi quy của biến đòn bẩy sổ sách thì tốc độ điều chỉnh trung bình một năm của doanh nghiệp khoảng 16,7% (do hệ số hồi quy 1-δ của biến Dt-1 là 83,3%) để điều chỉnh từ đòn bẩy thực tế về mục tiêu ở tình trạng kinh tế tốt, và 28,9% là tốc độ điều chỉnh trung bình đối với đòn bẩy theo giá trị thị trường. Ở tình trạng kinh tế xấu thì tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về mục tiêu chỉ là 4% (đòn bẩy giá trị sổ sách) và 7,1% (đòn bẩy thị trường). Khung B và C cho biết các kết quả khi tình trạng kinh tế được xác định lần lượt bởi term spread 13
và GDP growth. Kết quả cũng cho thấy tốc độ điều chỉnh đòn bẩy ở tình trạng kinh tế tốt thì nhanh hơn, khi đòn bẩy được tính theo cả giá trị sổ sách và thị trường. Ngoài ra, hệ số hồi quy của GOODDUMMY* Dt-1 đều âm, cụ thể hệ số hồi quy là -0,105 ở cột 5 trong trường hợp đòn bẩy sổ sách (-0,245 ở cột 8, trường hợp đòn bẩy thị trường), điều này càng khẳng định tốc độ điều chỉnh ở tình trạng kinh tế tốt thì nhanh ở tình trạng kinh tế xấu. Bảng 4. Kết quả hồi quy tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về đòn bẩy mục tiêu Book leverage Market leverage Tốt Xấu T vs. X Tốt Xấu T vs. X Panel A. Kết quả hồi quy tốc độ điều chỉnh đòn bẩy khi tình trạng kinh tế vĩ mô là Market dividend yield Dt-1 0,833*** 0,960*** 0,965*** 0,711*** 0,929*** 0,983*** Std. Err. 0,014 0,005 0,018 0,016 0,009 0,022 P.value>z 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 GOODDUMMY 0,112*** 0,606*** Std. Err. 0,024 0,037 P.value>z 0,000 0,000 GOODDUMMY* Dt-1 -0,105*** -0,245*** Std. Err. 0,02 0,027 P.value>z 0,000 0,000 Obs 443 321 764 443 321 764 Prob >chi2 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 Panel B. Kết quả hồi quy tốc độ điều chỉnh đòn bẩy khi tình trạng kinh tế vĩ mô là Term spread Dt-1 0,814*** 0,967*** 0,947*** 0,790*** 0,872*** 0,837*** Std. Err. 0,015 0,01 0,015 0,016 0,015 0,023 P.value>z 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 GOODDUMMY 0,055*** 0,289*** Std. Err. 0,016 0,029 P.value>z 0,000 0,000 GOODDUMMY* Dt-1 -0,094*** -0,117*** Std. Err. 0,019 0,031 P.value>z 0,000 0,000 Obs 420 518 938 418 518 936 Prob >chi2 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 Panel C. Kết quả hồi quy tốc độ điều chỉnh đòn bẩy khi tình trạng kinh tế vĩ mô là GDP growth Dt-1 0,802*** 0,947*** 0,933*** 0,685*** 0,928*** 0,943*** Std. Err. 0,023 0,007 0,012 0,026 0,012 0,021 P.value>z 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 GOODDUMMY -0,158*** -1,578*** Std. Err. 0,071 0,116 P.value>z 0,025 0,000 GOODDUMMY* Dt-1 -0,102*** -0,221*** Std. Err. 0,019 0,031 P.value>z 0,000 0,000 Obs 288 491 779 288 491 779 Prob >chi2 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 Ghi chú: *** có ý nghĩa thống kê ở mức 1% Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả 14
Bảng 5 kiểm định liệu rằng chi phí điều chỉnh ảnh hưởng như thế nào đến tốc độ điều chỉnh ở tình trạng kinh tế tốt và xấu. Chúng tôi ước lượng phương trình (3) cho hai mẫu nhỏ doanh nghiệp không hạn chế tài chính (khung A) và hạn chế tài chính (khung B). Với (1- δ) lần lượt là các hệ số hồi quy của B_ Dt-1 và M_ Dt-1 (biến trễ đòn bẩy theo giá trị sổ sách và giá trị thị trường), từ đó tính được tốc độ điều chỉnh đòn bẩy là δ. Thống nhất với Cook và Tang (2010), kết quả hệ số biến vi mô doanh nghiệp trong phương trình (3), chúng tôi không báo cáo trình bày trong Bảng 5. Hệ số hồi quy tốc độ điều chỉnh ở bảng 5 hầu hết đều có mức ý nghĩa 1% ở hai mẫu nhỏ doanh nghiệp. Cụ thể, khi tình trạng kinh tế vĩ mô dựa vào term spread thì tốc độ điều chỉnh đòn bẩy theo giá tị sổ sách ở tình trạng kinh tế tốt trung bình một năm là 20,3% là nhanh hơn ở tình trạng kinh tế xấu (5,9%) cho mẫu doanh nghiệp không hạn chế tài chính. Nhận định này cũng thống nhất khi biến đòn bẩy tính theo giá trị thị trường (25,3% nhanh hơn so với 21,2%). Kết quả này cũng phù hợp cho mẫu doanh nghiệp hạn chế tài chính. Điều này cho thấy dù có hay không có hạn chế tài chính thì các doanh nghiệp có tốc độ điều chỉnh đòn bẩy khi tình trạng kinh tế tốt nhanh hơn tình trạng kinh tế xấu. Kết quả này đồng nhất với nghiên cứu của Cook và Tang (2010), ngoại trừ trường hợp đòn bẩy theo giá trị sổ sách của mẫu doanh nghiệp hạn chế tài chính khi tình trạng kinh tế vĩ mô được xác định bởi market dividend yield vì khi đó tốc độ điều chỉnh đòn bẩy ở tình trạng kinh tế tốt chậm hơn so với tình trạng kinh tế suy thoái (20,9% so với 49%). Xét ở cấp độ phân loại công ty, khi tình trạng kinh tế xấu, công ty hạn chế tài chính có tốc độ điều chỉnh chậm hơn công ty không hạn chế tài chính, Cụ thể, khi tình trạng kinh tế vĩ mô dựa vào term spread thì nhóm công ty hạn chế tài chính có tốc độ điều chỉnh trung bình một năm là 3,5% chậm hơn so với mẫu công ty không hạn chế tài chính là 5,9% (đòn bẩy được tính theo giá trị sổ sách), và 17% chậm hơn 21,2% (đòn bẩy được tính theo giá trị thị trường). Nhận định này tương tự cho tình trạng kinh tế vĩ mô khi dựa vào GDP growth và market dividend yield. Kết luận này đồng nhất với Korajczyk và Levy (2003), Cook và Tang (2010). Khi nền kinh tế xấu đi thì các công ty đều có những khó khăn khi tiếp cận nguồn tài trợ bên ngoài khiến tốc độ điều chỉnh của doanh nghiệp chậm hơn so với tình trạng kinh tế tốt, nhưng ở mức độ khác nhau, các công ty hạn chế tài chính sẽ gặp khó khăn nhiều hơn để duy trì thu nhập hoạt động đủ đảm bảo thanh toán chi phí tài chính, trong đó có cả chi phí lãi vay, khiến nhà đầu tư e ngại khi cung cấp nguồn tài trợ, trong đó có nợ mới, làm cho doanh nghiệp hạn chế tài chính khó khăn hơn khi điều chỉnh đòn bẩy về mục tiêu. 15
Nhưng nếu xét nền kinh tế ở tình trạng tốt thì kết quả ngược lại, cụ thể khi nền kinh tế ở tình trạng tốt, các công ty hạn chế tài chính lại có tốc độ điều chỉnh nhanh hơn nhóm không hạn chế tài chính. Minh chứng, khi tình trạng kinh tế vĩ mô dựa vào term spread thì nhóm hạn chế tài chính có tốc độ điều chỉnh trung bình một năm là 20,9% nhanh hơn 20,3% là tốc độ điều chỉnh của nhóm không hạn chế tài chính (đòn bẩy theo giá trị sổ sách), và 27,8% là nhanh hơn 25,3% (đòn bẩy theo giá thị trường). Kết quả này tương tự khi dựa vào GDP growth và market dividend yield. Nghĩa là ở tình trạng kinh tế tốt hơn, nếu có phát hành nguồn tài trợ, các công ty hạn chế tài chính sẽ tận dụng phát hành ngay khi có thể, nhưng nhóm doanh nghiệp không hạn chế tài chính sẽ có nhiều thời gian hơn để lựa chọn. Kết quả nghiên cứu khá tương đồng với Korajczyk và Levy (2003). Kết quả thực nghiệm ở Bảng 5 cho thấy rằng có tồn tại khoảng cách chênh lệch (chi phí điều chỉnh) hay tốc độ điều chỉnh của hai mẫu doanh nghiệp là khác nhau và tốc độ điều chỉnh cũng khác nhau ở các tình trạng kinh tế tốt và xấu. Bảng 5. Kết quả hồi quy cho mẫu doanh nghiệp không hạn chế tài chính và hạn chế tài chính Market dividend yield Term spread GDP growth Tốt Xấu Tốt Xấu Tốt Xấu Panel A. Ước lượng tốc độ điều chỉnh đòn bẩy trong trường hợp DN không hạn chế tài chính B_ Dt-1 0,834 0,884 0,797 0,941 0,773 0,874 Tốc độ điều 0,166 0,116 0,203 0,059 0,227 0,126 chỉnh p-value 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 M_ Dt-1 0,743 0,85 0,747 0,788 0,691 0,872 Tốc độ điều 0,257 0,15 0,253 0,212 0,309 0,128 chỉnh p-value 0,000 0,003 0,000 0,000 0,000 0,000 Panel B. Ước lượng tốc độ điều chỉnh đòn bẩy trong trường hợp DN hạn chế tài chính B_ Dt-1 0,791 0,51 0,791 0,965 0,727 0,978 Tốc độ điều 0,209 0,490 0,209 0,035 0,273 0,022 chỉnh p-value 0.000 0,008 0.000 0.000 0.000 0.000 M_ Dt-1 0,607 0,978 0,722 0,83 0,539 0,926 Tốc độ điều 0,393 0,022 0,278 0,17 0,461 0,074 chỉnh p-value 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả 16
Tuy nhiên, nghiên cứu cũng không tránh được những hạn chế về khung thời gian phân tích và chưa kiểm soát hết các yếu tố kinh tế vĩ mô, mà chỉ có thể chọn ba biến số đại diện, đồng thời chỉ sử dụng một biến đại diện là hạn chế tài chính khi xem xét đến chi phí điều chỉnh. Vì vậy, những nghiên cứu sau cần tập trung để làm rõ thêm về vấn đề này. 5. Kết luận Nghiên cứu được thực hiện nhằm làm rõ mối quan hệ giữa chi phí điều chỉnh, tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về đòn bẩy mục tiêu ở các tình trạng kinh tế khác nhau. Chúng tôi đã tìm thấy các bằng chứng thực nghiệm sau: Thứ nhất, các tình trạng kinh tế vĩ mô khác nhau có ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh đòn bẩy của doanh nghiệp, bất kể việc đòn bẩy dựa trên giá trị sổ sách hoặc theo giá thị trường. Điều này cho thấy quyết định lựa chọn nguồn tài trợ, đặc biệt từ nợ vay phụ thuộc các chính sách vĩ mô của chính phủ trước đó ảnh hưởng đến mức kỳ vọng mà doanh nghiệp dự báo nền kinh tế sẽ tăng trưởng hoặc đối diện với giai đoạn khó khăn. Thứ hai, doanh nghiệp điều chỉnh đòn bẩy về mục tiêu khi nền kinh tế ở tình trạng tốt nhanh hơn ở tình trạng kinh tế xấu, điều này cũng phù hợp cho dù doanh nghiệp có hạn chế tài chính hay không thì tốc độ điều chỉnh ở tình trạng kinh tế tốt vẫn nhanh hơn. Thứ ba, chi phí điều chỉnh đòn bẩy có ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh. Cụ thể, ở tình trạng kinh tế tốt thì tốc độ điều chỉnh vẫn nhanh hơn khi tình trạng kinh tế xấu. Xét ở cấp độ phân loại doanh nghiệp, ở tình trạng kinh tế xấu, doanh nghiệp hạn chế tài chính có tốc độ điều chỉnh đòn bẩy chậm hơn doanh nghiệp không hạn chế tài chính. Nhưng ở tình trạng tốt hơn, thì các doanh nghiệp hạn chế tài chính lại có tốc độ điều chỉnh nhanh hơn. Kiến nghị và gợi ý chính sách Chúng tôi hy vọng các bằng chứng thực nghiệm của nghiên cứu sẽ có những cơ sở quan trọng đối với các nhà hoạch định chính sách, nhà quản lý doanh nghiệp về nhận diện và quản trị chính sách tài trợ - quyết định đề xuất đòn bẩy cho doanh nghiệp. Đối với các nhà quản trị tài chính, việc nhận diện yếu tố ảnh hưởng đến quyết định đòn bẩy là cực kỳ quan trọng và trong bối cảnh hội nhập hiện nay thì yếu tố kinh tế vĩ mô càng giữ vai trò nổi bật. Điều này đòi hỏi các nhà quản lý cần có góc nhìn toàn diện khi kết hợp yếu tố vi mô doanh nghiệp đề cập ở phần đầu bài viết và biến số vĩ mô của nền kinh tế, cụ thể là tốc độ tăng trưởng GDP thực, chênh lệch kỳ hạn lãi suất và tỷ suất cổ tức thị trường khi hoạch định cấu trúc vốn. Trong đó, chúng tôi đề 17
xuất các công ty nên quan tâm đến biến số vĩ mô tỷ suất cổ tức thị trường, làm một biến số mới được xây dựng dựa trên hoạt động của thị trường chứng khoán, được phản ánh dựa trên thông tin nhà đầu tư thị trường nhìn nhận trước các quyết định của nhà quản trị tài chính. Đối với các nhà làm chính sách, tác giả kiến nghị nên đưa ra những định hướng và tín hiệu rõ ràng hơn về chính sách tài khóa và chính sách tiền tệ cũng như đảm bảo đạt được các mục tiêu kinh tế vĩ mô đề ra ở mỗi năm tài khóa như tốc độ tăng trưởng GDP, ổn định mặt bằng lãi suất trái phiếu chính phủ có kỳ hạn dài, lạm phát,… và có cơ chế phù hợp để kiểm soát giá chứng khoán trên thị trường nhằm phản ánh được đúng kỳ vọng của nhà đầu tư và doanh nghiệp để tránh các hành vi như thao túng giá cổ phiếu hay giao dịch nội gián. Từ đó, doanh nghiệp có thể vừa xây dựng chỉ số tỷ suất cổ tức thị trường đồng thời đưa ra dự báo chính xác về triển vọng của nền kinh tế để có những điều chỉnh kịp thời và phù hợp trong quyết định tài trợ. Tài liệu tham khảo 1. Banjeree, S., Heshmati, A., & Wihlborg, C. (2004). The dynamics of capital structure. Research in Banking and Finance, 4, 275-279. 2. Brennan, M. J., & Schwartz, E. S. (1984). Optimal Financial Policy and Firm Valuation. Journal of Finance, 39(3), 593-607. 3. Caballero, S. B., Teruel, P. J., & Solano, P. M. (2014). Working capital management, corporate performance, and financial constraints. Journal of Business Research, 67(3), 332-338. 4. Castanias, R. (1983). Bankruptcy Risk and Optimal Capital Structure. The Journal of Finance, 38(5), 1617-1635. 5. Choe, H., Masulis, R. W., & Nanda, V. K. (1993). Common Stock Offerings Across the Business Cycle: Theory and Evidence. Journal of Empirical Financial,1(1), 3-31. 6. Cook, D. O., & Tang, T. (2010). Macroeconomic conditions and capital structure adjustment speed. Journal of Corporate Finance, 16(1), 73-87. 7. Drobetz, W., & Wanzenried, G. (2006). What Determines the Speed of Adjustment to the Ta rget Capital Structure? Applied Financial Economics, 16(13), 941-961. 8. Đỗ Văn Thắng & Trịnh Quang Thiều. (2010). Ảnh hưởng của cấu trúc vốn lên giá trị doanh nghiệp của các công ty niêm yết trên sàn chứng khoán TP.HCM. Tạp chí Phát triển Kinh tế, 238. 9. Estrella, A., & Mishkin, F. S. (1998). Predicting U.S. recessions: financial variables as leading indicators. The Review of Economics and Statistics, 80(1), 45-61. 10. Fama, E. F., & French, K. R. (2002). Testing Trade-Off and Pecking Order Predictions About Dividends and Debt. The Review of Financial Studies, 15(1), 1-33. 11. Flannery, M. J., & Rangan, K. P. (2006). Partial adjustment toward target capital structures. Journal of Financial Economics, 79(3), 469-506. 12. Goldstein, R. S., & Leland, H. E. (2001). An Ebit-based Model of Dynamic Capital Structure. Journal of Business, 74(4), 483-512. 18
13. Hackbarth, D., Miao, J., & Morellec, E. (2006). Capital structure, credit risk, and macroeconomic conditions. Journal of Financial Economics, 82(3), 519-550. 14. Harford, J., Klasa, S., & Walcott, N. (2009). Do Firms Have Leverage Targets? Evidence from Acquisitions. Journal of Financial Economics, 93(1), 1-14. 15. Hovakimian, A., Hovakimian, G., & Tehranian, H. (2004). Determinants of target capital structure: The case of dual debt and equity issues. Journal of Financial Economics, 71, 517-540. 16. Huang, R., & Ritter, J. R. (2009). Testing Theories of Capital Structure and Estimating the Speed of Adjustment. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 44(2), 237- 271. 17. Kane, A., Marcus, A. J., & McDonald, R. L. (1984). How Big is the Tax Advantage to Debt? Journal of Finance, 39(3), 841-853. 18. Korajczyk, R. A., & Levy, A. (2003). Capital Structure Choice: Macroeconomic Conditions and Financial Constraints. Journal of Financial Economics, 68, 75-109. 19. Leary, M. T., & Roberts, M. R. (2005). Do Firms Rebalance Their Capital Structures? The Journal of Finance, 60(6), 2575-2619. 20. 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, 9(19), 22-28. 21. Lyandres, E. (2010). Target leverage and the costs of issuing seasoned equity. Financial Research Letters, 7(1), 39-52. 22. Phạm Tiến Minh & Nguyễn Tiến Dũng. (2015). Các nhân tố ảnh hưởng Cấu trúc vốn từ mô hình tĩnh đến mô hình động:Nghiên cứu trong ngành bất động sản Việt Nam. Tạp chí Phát triển Kinh tế, 26(6/2015), 58-74. 23. Phan Thị Bích Nguyệt. (2011). Tác động của hệ thống thuế thu nhập đến cấu trúc vốn các công ty cổ phần việt nam. Tạp chí Phát triển Kinh tế, 247. 24. Stiglitz, J. E. (1973). Taxation, Corporate Financial Policy and the Cost of Capital. Journal of Public Economics, 2, 1-34. 25. Stock, J. H., & Watson, M. W. (1989). New indexes of coincident and leading economic indicators. NBER Macroeconomics Annual, 4, 352-394. 26. Titman, S. (1984). The effect of capital structure on a firm's liquidation decision. Journal of Financial Economics, 13(1), 137-151. 27. Titman, S., & Wessels, R. (1988). The Deteminants of Capital Structure choice. The Journal of Finance,, 43(1), 1-19. 28. Trần Hùng Sơn. (2011). Đặc điểm doanh nghiệp và tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn mục tiêu của các doanh nghiệp sản xuất công nghiệp niêm yết tại Việt Nam. Tạp chí Phát triển Khoa học và Công nghệ, 14(3), 22-39. 29. Tzang, S. W., Wang, K. Y., & Rahim, R. N. (2013). Macroeconomic Condition and Capital StructureAdjustment Speed - Evidence from the Indonesian Stock Market. Seventh International Conference on Innovative Mobile and Internet Services in Ubiquitous Computing, Asian University, Taiwan, 784-789. 30. Wanzenried, G. (2002). Capital Structure Dynamics in UK and Continental Europe. Working Papers, University of California Berkeley, Haas. 19
Phụ lục Ma trận tương quan Market Term GDP BL ML EBIT MB TANG LNTA DEP SE UNI Dividend spread growth yield BL 1 ML 0,8617 1 0.0000 EBIT -0,3623 -0,417 1 0.0000 0.0000 MB 0,0427 -0,3433 0,2406 1 0,0811 0.0000 0.0000 TANG 0,0259 0,013 -0,0096 0,0606 1 0,2597 0,5941 0,6753 0,0132 LNTA 0,2364 0,1883 -0,097 0,1182 0,1137 1 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 DEP -0,0474 -0,0732 0,2274 0,0461 0,3411 -0,0553 1 0,0601 0,0044 0.0000 0,0727 0.0000 0,0283 SE -0,1472 -0,1634 0,0267 0,0488 -0,0204 0,0648 -0,0346 1 0.0000 0.0000 0,2524 0,0497 0,382 0,0054 0,1777 UNI 0,234 0,2497 -0,2729 -0,1174 -0,119 0,0786 -0,193 -0,2426 1 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0,0006 0.0000 0.0000 Market dividend -0,0325 0,0988 -0,1703 -0,1061 -0,0313 0,2159 -0,0643 0,0479 0,046 1 yield 0,1559 0,0001 0.0000 0.0000 0,1727 0.0000 0,0107 0,0399 0,0452 Term 0,0376 -0,1097 0,0233 0,1528 0,0132 -0,2021 0,0586 -0,0223 -0,0079 -0,397 1 spread 0,1013 0.0000 0,3099 0.0000 0,5651 0.0000 0,0201 0,3379 0,7318 0.0000 GDP 0,0665 -0,1588 0,0967 0,2425 0,0129 -0,2413 0,0626 -0,0268 -0,0328 -0,6819 0,5446 1 growth 0,0037 0.0000 0.0000 0.0000 0,5752 0.0000 0,013 0,2498 0,1537 0.0000 0.0000 Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả 20