Tóm tắt Luận án Tiến sĩ Kinh tế: Tác động của biến động dòng tiền đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:26

Thêm vào BST

Báo xấu

13
lượt xem 3
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Luận án được thực hiện với mục tiêu nghiên cứu tác động của BĐDT đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam. Nghiên cứu dựa trên cơ sở những lý thuyết nền liên quan đến BĐDT và cấu trúc vốn và những đặc điểm liên quan đến mối quan hệ này đặc thù tại Việt Nam- một quốc gia có nền kinh tế đang phát triển.

Chủ đề:

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

Lưu

Nội dung Text: Tóm tắt Luận án Tiến sĩ Kinh tế: Tác động của biến động dòng tiền đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH ---------------------- NGUYỄN HẢI YẾN TÁC ĐỘNG CỦA BIẾN ĐỘNG DÒNG TIỀN ĐẾN CẤU TRÚC VỐN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM TÓM TẮT LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ Tp. Hồ Chí Minh - Năm 2022 Tp. Hồ Chí Minh - Năm 2021
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH ---------------------- NGUYỄN HẢI YẾN TÁC ĐỘNG CỦA BIẾN ĐỘNG DÒNG TIỀN ĐẾN CẤU TRÚC VỐN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng Mã số: 9.34.02.01 TÓM TẮT LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ Tp. Hồ Chí Minh - Năm 2022 Tp. Hồ Chí Minh - Năm 2021
Công trình được hoàn thành tại: Trường Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh Người hướng dẫn khoa học: GS. TS. Trần Ngọc Thơ Phản biện 1:……………………………………………………… …………………………………………………………………… Phản biện 2:……………………………………………………… Phản biện 3: ……………………………………………………... …………………………………………………………………… Luận án sẽ được bảo vệ trước Hội đồng chấm luận án cấp trường họp tại……………………………………………………………. …………………………………………………………………… Vào ………giờ ……….ngày……..tháng…….năm 202 Có thể tìm hiểu luận án tại thư viện: ………………………………... ……………………………………………………………………….. ………………………………………………………………………..
1 CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 Đặt vấn đề nghiên cứu Cấu trúc vốn được hiểu là việc doanh nghiệp sử dụng kết hợp giữa nguồn vốn nợ và vốn chủ sở hữu (Brigham and Ehrhardt, 2013). Trong đó, tài trợ bằng nợ đóng một vai trò quan trọng trong hoạt động của các doanh nghiệp ở thị trường phát triển và các thị trường mới nổi (Mishkin, 2007). Trong suốt những thập kỷ qua, cả hai thị trường đều chứng kiến mức tăng đáng kể trong việc sử dụng nợ của các doanh nghiệp. Song, các thị trường mới nổi có tốc độ sử dụng nợ tăng nhanh và mạnh hơn (Shailer and Wang, 2015). Do đó, nghiên cứu về cấu trúc vốn trên các thị trường đặc biệt là thị trường mới nổi vẫn thu hút sự quan tâm của nhiều học giả. Thực tế, các nhà quản lý tài chính ở Mỹ, Châu Âu và Hàn Quốc đều khẳng định biến động dòng tiền (BĐDT) là yếu tố quan trọng hàng đầu khi quyết định cấu trúc vốn của doanh nghiệp theo khảo sát của (Graham and Harvey, 2001), (Brounen et al., 2006), (Bancel and Mittoo, 2004) (Lee et al., 2014). Về mặt lý thuyết, mặc dù tồn tại nhiều lý thuyết giải thích về sự tác động của BĐDT đến cấu trúc vốn trong doanh nghiệp, nhưng các nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ này vẫn còn khá ít (Keefe and Yaghoubi, 2016). Đồng thời, kết quả các nghiên cứu vẫn chưa có sự đồng nhất. Ví dụ, Rajan and Zingales (1995), Kayhan and Titman (2007), Leary and Roberts (2014) không đưa yếu tố BĐDT vào trong nghiên cứu về các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn. Trong khi đó, Frank and Goyal (2009) kiểm tra lại 25 biến giải thích cho cấu trúc vốn từ những nghiên cứu trước và xác định được 6 yếu tố đáng tin cậy có thể giải thích được cho cấu trúc vốn. Tuy nhiên, BĐDT không nằm trong 6 yếu tố này. Một số nghiên cứu khác tìm thấy mối tương quan dương giữa BĐDT và đòn bẩy tài chính (Friend and Lang, 1988, Keefe and Yaghoubi, 2016). Trái lại, Bradley et al. (1984) và Kim and Sorensen (1986) cho rằng BĐDT và việc sử dụng nợ có mối tương quan âm. Các nghiên cứu sau này đi sâu tìm hiểu BĐDT và việc sử dụng nợ hầu như cho kết quả tác động ngược chiều giữa hai yếu tố (Dudley and James, 2015, Keefe and Yaghoubi, 2016, Karimli, 2018). Trong các nghiên cứu trực tiếp về BĐDT và cấu trúc vốn, ảnh hưởng của BĐDT đến việc sử dụng nợ đã phân tích chi tiết các thước đo lường nợ và biến động dòng tiền khác nhau (Dudley and James, 2015, Keefe and Yaghoubi, 2016, Karimli, 2018). Một số ít các nghiên cứu trước đây về mối quan hệ giữa BĐDT và cấu trúc vốn trong điều kiện dòng tiền khác nhau (Harris and Roark, 2019), hay xem xét đặc thù sở hữu nhà nước tại Trung Quốc (Memon et al., 2018). Các nghiên cứu hiện chỉ xem xét tác động của một điều kiện. Trong khi đó, tác động của BĐDT đến cấu trúc vốn chịu sự điều tiết, ảnh hưởng của các yếu tố đặc thù của môi trường kinh doanh như người sở hữu, người quản lý doanh nghiệp, và chính bản thân dòng tiền được tạo ra bởi doanh nghiệp. Do đó, cần thiết việc xem xét mối quan hệ BĐDT dưới sự điều tiết của các yếu tố về sở hữu, người quản lý doanh nghiệp và dòng tiền hoạt động của doanh nghiệp. Bên cạnh đó, hầu hết các nghiên cứu tập chung vào xem xét tác động trực tiếp của BĐDT đến việc sử dụng nợ của doanh nghiệp ở các nước phát triển như Mỹ và các nước Châu Âu (Dudley
2 and James, 2015, Keefe and Yaghoubi, 2016, Karimli, 2018) – nơi có cơ chế thị trường và quyền sở hữu phát triển ổn định hàng trăm năm (Biger et al., 2007). Vậy liệu những kết luận lý thuyết và những bằng chứng thực nghiệm dựa trên những thị trường vốn phát triển có áp dụng được vào các thị trường kém phát triển hơn không? Cho đến nay, các nghiên cứu về tác động của BĐDT đến cấu trúc vốn ở thị trường mới nổi còn chưa nhiều (Memon et al., 2018). Đặc biệt, theo tìm hiểu của tác giả, chưa có nghiên cứu tập trung chính vào mối quan hệ giữa BĐDT và cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam – quốc gia đang phát triển với thị trường tài chính mới nổi, và có nền kinh tế chuyển đổi. Dưới góc độ là một quốc gia đang phát triển, Việt Nam là một quốc gia có môi trường thể chế yếu, mức độ bảo vệ các nhà đầu tư nước ngoài còn thấp, cơ chế quản trị công ty yếu song đang từng bước cải thiện (International Finance Corporation; World Bank, 2012). Dưới góc độ một nền kinh tế chuyển đổi, Việt Nam có đặc điểm nổi bật là hầu hết các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam có tồn tại sở hữu nhà nước (Nguyen, 2017). Từ những đặc điểm đặc thù này liệu có tạo ra sự khác biệt về tác động của BĐDT đến cấu trúc vốn dưới sự tồn tại của sở hữu nhà nước, sở hữu nước ngoài, CEO có kinh nghiệm làm việc lĩnh vực tài chính và dòng tiền hoạt động của doanh nghiệp hay không? Với những câu hỏi đặt ra như vậy, tác giả lựa chọn nghiên cứu về “Tác động của BĐDT đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam” để tìm câu trả lời. 1.2 Bối cảnh nghiên cứu tại Việt Nam Những doanh nghiệp niêm yết được xem là những doanh nghiệp có hệ thống quản trị tốt nhất. Do đó, các quyết định tài chính và đầu tư của những doanh nghiệp này được giả định theo chuẩn thế giới (Vo, 2017). Cùng với đó, cải cách kinh tế giúp thị trường trái phiếu và thị trường cổ phiếu ở Việt Nam phát triển. Mặc dù sự phát triển của thị trường chứng khoán đem lại cho doanh nghiệp nhiều cơ hội huy động vốn cho hoạt động đầu tư của doanh nghiệp hơn, nhưng hầu hết các doanh nghiệp trong nước vẫn chủ yếu dựa vào nguồn vốn tín dụng ngân hàng hoặc tín dụng thương mại (Nguyen et al., 2014). Năm 1986, Việt Nam thực hiện chính sách Đổi mới toàn diện. Từ đó đến nay, Việt Nam đang trong giai đoạn quá độ, chuyển từ nền kinh tế kế hoạch hoá tập trung sang nền kinh tế thị trường. Một phần của quá trình mở cửa nền kinh tế là thúc đẩy sở hữu tư nhân phát triển, thu hút vốn đầu tư nước ngoài và cổ phần hoá các doanh nghiệp nhà nước để tăng hiệu quả hoạt động, tự chủ về tài chính trong các doanh nghiệp. Hơn ba thập kỷ đã qua, các doanh nghiệp có sở hữu tư nhân và sở hữu nước ngoài cũng đang dần tăng lên, cùng với đó, sở hữu nhà nước tại các doanh nghiệp cũng giảm dần nhưng nhà nước vẫn đang kiểm soát một số lượng lớn các doanh nghiệp trong nền kinh tế (Biger et al., 2007). Bên cạnh đó, chính sách mở cửa nền kinh tế khuyến khích các nhà đầu tư nước ngoài đầu tư vào Việt Nam dưới các hình thức đầu tư trực tiếp và đầu tư gián tiếp thông qua thị trường vốn (Okuda and Nhung, 2012). Qua thời gian, tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài dần dần được nới lỏng. Cho đến nay, các nhà đầu tư nước ngoài có thể sở hữu lên đến
3 50% và thậm chí hơn theo quy định của từng ngành nghề và quyền tự quyết của doanh nghiệp1. Cùng với việc đóng góp vào sự tăng trưởng của nền kinh tế Việt Nam, sự tham gia của các nhà đầu tư nước ngoài vào thị trường chứng khoán Việt Nam là một đặc điểm tạo ra sự khác biệt trong cơ cấu sở hữu vốn của các doanh nghiệp Việt Nam (Okuda and Nhung, 2012). Đồng thời, sự tham gia này cũng ảnh hưởng đến các hoạt động trong các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam. Với những đặc điểm đặc thù về sở hữu như vậy sẽ tạo ra nhiều sự khác biệt trong quản trị tài chính của doanh nghiệp. 1.3 Mục tiêu nghiên cứu Mục tiêu chung: Luận án được thực hiện với mục tiêu nghiên cứu tác động của BĐDT đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam. Nghiên cứu dựa trên cơ sở những lý thuyết nền liên quan đến BĐDT và cấu trúc vốn và những đặc điểm liên quan đến mối quan hệ này đặc thù tại Việt Nam- một quốc gia có nền kinh tế đang phát triển. Mục tiêu cụ thể: Để thực hiện được mục tiêu tổng quát đề cập ở trên, tác giả tập trung nghiên cứu các mục tiêu cụ thể như sau: Thứ nhất, nghiên cứu ảnh hưởng của BĐDT đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn từ 2008-2019. Sự tác động của BĐDT đến cấu trúc vốn có thể chịu sự điều tiết của kinh nghiệm làm việc trong lĩnh vực tài chính của CEO, tính chất sở hữu đặc thù của doanh nghiệp Việt Nam và hiệu quả hoạt động kinh doanh của chính doanh nghiệp. Do đó, sau khi xác định sự tác động của BĐDT đến cấu trúc vốn, tác giả tiến hành nghiên cứu chi tiết hơn mối quan hệ này trong sự điều tiết của các yếu tố đặc thù liên quan như đề cập. Theo Custódio and Metzger (2013), khác với các CEO khác, CEO có kinh nghiệm trong lĩnh vực tài chính có khả năng truyền đạt thông tin về triển vọng của các công ty với các chủ thể tham gia thị trường tốt hơn. Đồng thời, các CEO này có khả năng thay thế giám đốc tài chính công ty (CFO) vì họ sẽ tham gia vào nhiều hơn vào các quyết định tài chính trong doanh nghiệp. Do đó, CEO có kinh nghiệm trong lĩnh vực tài chính có thể sẽ có những ảnh hưởng khác biệt đến các quyết định về cấu trúc vốn khi có sự BĐDT so với các CEO còn lại. Mục tiêu thứ hai, dựa trên lập luận ở trên luận án kiểm định sự tác động của BĐDT đến cấu trúc vốn trong điều kiện CEO có kinh nghiệm trong lĩnh vực tài chính. Bên cạnh đó, chủ sở hữu doanh nghiệp sử dụng nợ như một công cụ để hạn chế vấn đề người đại diện trong các doanh nghiệp cổ phần niêm yết (Brigham and Ehrhardt, 2013). Câu hỏi đặt ra liệu chủ sở hữu doanh nghiệp có sự tác động đến cấu trúc vốn khi có BĐDT? Các nghiên cứu trước đây khi xem xét về sở hữu doanh nghiệp thường xét đến sở hữu của người quản lý, sở 1 Nghị định 60/2015/NĐ-CP sửa đổi, bổ sung một số điều của nghị định 58/2012/NĐ-CP quy định chi tiết và hướng dẫn thi hành một số điều của Luật Chứng khoán và Luật sửa đổi, bổ sung một số điều của Luật Chứng khoán
4 hữu gia đình, sở hữu tập trung hoặc sở hữu tổ chức Le and Tannous (2016). Tuy nhiên, bên cạnh các loại hình sở hữu như các nước phát triển, ở các nước có nền kinh tế chuyển đổi từ kế hoạch hoá tập trung sang nền kinh tế thị trường như Việt Nam, sở hữu nhà nước tại các công ty niêm yết là khá phổ biến. Điều này là do các doanh nghiệp nhà nước trước đây được chuyển đổi thành công ty tư nhân thông qua quá trình cổ phần hoá và niêm yết giao dịch trên sở giao dịch chứng khoán. Đồng thời, với sự khuyến khích của nhà nước trong quá trình mở cửa và hội nhập nền kinh tế, sở hữu nước ngoài dần dần có vai trò quan trọng bởi sự gia tăng nhanh chóng tỷ lệ sở hữu nước ngoài trong các doanh nghiệp niêm yết (Le and Tannous, 2016). Mục tiêu thứ ba, tác giả tiến hành kiểm định sự tác động của BĐDT đến cấu trúc vốn giữa các nhóm doanh nghiệp có sở hữu nhà nước và nhóm các doanh nghiệp có sở hữu nước ngoài. Cuối cùng, dòng tiền hoạt động của doanh nghiệp là một trong những chỉ tiêu phản ánh mức độ thành công về tài chính trong hoạt động của các doanh nghiệp2. Do đó, nghiên cứu xem xét sự tác động của BĐDT đến cấu trúc vốn giữa các nhóm doanh nghiệp có hiệu quả hoạt động khác nhau dựa trên chỉ tiêu dòng tiền hoạt động của doanh nghiệp để phân loại. Khi có kết quả về mối quan hệ giữa BĐDT và cấu trúc vốn, luận án đưa ra một số gợi ý cho các nhà quản trị doanh nghiệp tại Việt Nam nhằm hạn chế những tác động tiêu cực và phát huy những tác động tích cực của BĐDT trong khi ra quyết định sử dụng vốn cho hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp. CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN 2.1 Các khái niệm cơ bản và các lý thuyết liên quan 2.1.1 Các khái niệm cơ bản 2.1.1.1 Biến động dòng tiền Biến động dòng tiền (BĐDT) là sự thay đổi không chắc chắn của dòng tiền theo thời gian. Sự không chắc chắn trong các thay đổi trong tương lai của dòng tiền hoạt động được gọi là rủi ro kinh doanh (Brigham and Ehrardt, 2013). Cụ thể, khi mức độ BĐDT cao, doanh nghiệp rơi vào tình trạng thiếu tiền mặt, dẫn đến nguy cơ phá sản cao và khó có khả năng trả nợ cho chủ nợ (Zhang, 2014). 2.1.1.2 Cấu trúc vốn Cấu trúc vốn là sự kết hợp giữa nợ và vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp trong một khoảng thời gian nhất định. Cấu trúc vốn thường được đại diện bằng đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp hay việc sử dụng nợ của doanh nghiệp. 2 https://www.investopedia.com/terms/o/operatingcashflow.asp
5 2.1.2 Các lý thuyết giải thích tác động của BĐDT đến cấu trúc vốn 2.1.2.1 Lý thuyết trật tự phân hạng Các doanh nghiệp với biến động dòng tiền cao sẽ thể hiện trên thị trường tài chính do hiệu quả hoạt động kinh doanh kém hoặc có các vấn đề trong hoạt động kinh doanh. Khi đó, giá cổ phiếu của các doanh nghiệp này sẽ biến động, khiến chi phí vốn chủ sở hữu cao hơn chi phí nợ do bất cân xứng thông tin cao hơn ở những doanh nghiệp này. Đồng thời, những doanh nghiệp có biến động dòng tiền cao thường đối mặt với sự thiếu hụt tiền mặt tạm thời. Do đó, các doanh nghiệp này sẽ gia tăng sử dụng nợ. Ủng hộ những lập luận của lý thuyết trật tự phân hạng, Hsia (1981) kết nối các lý thuyết ưu thích thời điểm, lý thuyết cấu trúc vốn của Modigliani và Miller, lý thuyết định giá tài sản vốn (CAMP) và lý thuyết định giá quyền chọn (OPM) cho thấy rằng phương sai của các tài sản tài chính tăng, rủi ro hệ thống tác động lên vốn chủ sở hữu giảm. Do đó BĐDT được kỳ vọng là tác động dương đến đòn bẩy tài chính (Huang, 2006) 2.1.2.2 Lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn Biến động dòng tiền cao đồng nghĩa với rủi ro dòng tiền gia tăng, giảm bớt lợi ích từ lá chắn thuế. Đồng thời, các doanh nghiệp có biến động dòng tiền cao muốn tránh những áp lực từ chủ nợ do chi phí kiệt quệ tài chính dự kiến sẽ tăng cao. Do đó, các doanh nghiệp có biến động dòng tiền cao có xu hướng giảm sử dụng nợ để cân bằng giữa lợi ích lá chắn thuế và chi phí kiệt quệ tài chính 2.1.2.3 Mô hình Black-Scholes Áp dụng mô hình Merton (1973), Black and Scholes (1973) cho thấy giá trị nợ là một hàm của quyền chọn mua và quyền chọn bán. Biến động dòng tiền cao làm tăng giá trị của quyền chọn mua và quyền chọn bán, khiến chi phí nợ cận biên tăng lên. Do đó, giá trị nợ sẽ giảm xuống. Hay nói cách khác, biến động dòng tiền cao sẽ làm gia tăng chi phí nợ dẫn đến giảm việc sử dụng nợ. 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm liên quan đến tác động của BĐDT đến cấu trúc vốn 2.2.1 Các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới Mối quan hệ giữa BĐDTvà cấu trúc vốn chưa có nhiều nghiên cứu đi sâu tìm hiểu. Hầu như BĐDT xuất hiện trong các nghiên như một trong những nhân tố xác định yếu tố tác động đến cấu trúc vốn hoặc là một biến kiểm soát trong mô hình nghiên cứu liên quan đến cấu trúc vốn hoặc lựa chọn cấu trúc vốn tối ưu cho doanh nghiệp. Theo tác giả tìm hiểu, một số ít nghiên cứu gần đây xem xét trực tiếp tác động của BĐDTđến cấu trúc vốn hoặc việc sử dụng nợ của doanh nghiệp. Đó là các nghiên cứu của Dudley and James (2015), Santosuosso (2015), Keefe and Yaghoubi (2016), Karimli (2018), Memon et al. (2018) và Harris and Roark (2019). Bên cạnh đó, hầu hết các nghiên cứu học thuật về biến động dòng tiền và cấu trúc vốn tập trung ở các doanh nghiệp niêm yết lớn ở các quốc gia phát triển như Mỹ (xem bảng 2.1). Đồng thời các bằng chứng thực nghiệm cho kết
6 quả về chiều hướng tác động của biến động dòng tiền đến cấu trúc vốn vẫn chưa rõ ràng. Chi tiết trình bày trong bảng 2.1 Bảng 2.1: Tóm tắt các nghiên cứu tác động BĐDT đến cấu trúc vốn Tác động BĐDT đến cấu trúc vốn Các bằng chứng thực nghiệm trên ở các quốc gia Chưa thấy sự tác động Hoa Kỳ (Kester, 1986); (Titman and Wessels, 1988); (Kim and Sorensen, 1986); (Kale et al., 1991); (Deesomsak et al., 2004); (Leary and Roberts, (Leary and Roberts, 2005); (Akhtar, 2012); 2005); (Antoniou et al., 2008, Frank and Goyal, (Dudley and James, 2015); (Keefe and 2009); (Hardiyanto et al., 2015) Yaghoubi, 2016); (Karimli, 2018); (Harris and Roark, 2019) Mối quan hệ thuận chiều Châu Âu (Kim and Sorensen, 1986); (Santosuosso, 2015); (Delcoure, 2007), (Santosuosso, 2015) (Memon et al., 2018); (Harris and Roark, 2019) Mối quan hệ ngược chiều Châu Á (Bradley et al., 1984); (Friend and Lang, 1988); (Huang, 2006), (Levine and Wu, 2014); (Dudley and James, 2015); (Keefe and (Hardiyanto et al., 2015) Yaghoubi, 2016); (Karimli, 2018); (Memon et al., 2018) Kết quả chưa rõ ràng Đa quốc gia (Booth et al., 2001); (Huang, 2006); (Delcoure, (Booth et al., 2001); (Delcoure, 2007) 2007); (Santosuosso, 2015) (Nguồn: Tác giả tổng hợp) 2.2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam Nguyen and Ramachandran (2006), Tran (2015), Đoàn Ngọc Phi Anh (2010), Le and Tannous (2016), Thach and Oanh (2018) đưa biến động dòng tiền vào trong các nghiên cứu về cấu trúc vốn như một bién kiểm soát trong mô hình. Ngoài những nghiên cứu đã đề cập ở trên, không còn tác giả nào khác xem xét BĐDT khi nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn tại Việt Nam. Kết quả các nghiên cứu chưa có sự đồng nhất. Trong khi một số tác giả (Nguyen and Ramachandran, 2006; Tran, 2015) cho rằng BĐDT tác động dương đến đòn bẩy tài chính, một số tác giả khác (Đoàn Ngọc Phi Anh, 2010; Le and Tannous, 2016; Thach and Oanh, 2018) chỉ ra tác động âm giữa hai yếu tố này. Cuối cùng, cách đo lường biến động hiện tại của các nghiên cứu tại Việt Nam là trung bình trượt mẫu của độ lệch chuẩn lợi nhuận hoạt động của doanh nghiệp, chưa có nghiên cứu nào sử dụng dòng tiền từ hoạt động kinh doanh hay dòng tiền cơ sở và chưa có nghiên cứu nào sử dụng phần dư hồi quy của tốc độ tăng trưởng dòng tiền hoạt động đại diện cho BĐDT. Đây là một trong những điểm đáng chú ý để tác giả tiến thành thực hiện nghiên cứu.
7 Tất cả các nghiên cứu trong và ngoài nước đã đề cập ở trên đưa bằng chứng về sự tác động của biến động dòng tiền đến việc sử dụng nợ. Tuy nhiên, các yếu tố khác có thể tác động đến mỗi quan hệ này chưa được đề cập đến chẳng hạn như sự ảnh hưởng kinh nghiệm trong lĩnh vực tài chính của CEO, sở hữu nước ngoài, sở hữu nhà nước và dòng tiền hoạt động của doanh nghiệp. 2.3 Tác động của BĐDT đến cấu trúc vốn dưới sự ảnh hưởng của các yếu tố đặc thù 2.3.1 CEO và mối quan hệ BĐDT – cấu trúc vốn Các nghiên cứu sau này đã chỉ ra rằng sự tự tin thái quá và các biểu hiện của nó là một đặc tính của CEO trong quá trình quản trị và đưa ra các quyết định tài chính trong doanh nghiệp (Statman and Tyebjee, 1985, Fairchild, 2010). Khi các CEO có kinh nghiệm trong lĩnh vực tài chính, họ có xu hướng tự tin về khả năng kiểm soát sự BĐDT cũng như việc sử dụng đòn bẩy tài chính. Do đó, các doanh nghiệp có CEO từng có kinh nghiệm làm việc trong lĩnh vực tài chính sẽ có xu hướng tăng việc sử dụng bẩy tài chính khi có BĐDT cao. Bởi những CEO này có sự tự tin thái quá và lạc quan vào quyết định của mình, nên có xu hướng gia tăng trong các quyết định tài chính của mình (Ben-David et al., 2007, Malmendier and Tate, 2015). Lý thuyết ràng buộc các nguồn lực (Resource Dependence Theory) được Salancik and Pfeffer (1978) khẳng định rằng các quyết định của người quản lý sẽ có ảnh hưởng lớn đến hoạt động của doanh nghiệp. CEO có kinh nghiệm trong lĩnh vực tài chính ứng biến linh hoạt với sự biến động về nguồn vốn, gia tăng chất lượng báo cáo tài chính, và giảm nguy cơ phá sản (Kalelkar and Khan, 2016). Vì vậy biến động dòng tiền ảnh hưởng đến cấu trúc vốn, các CEO này sẽ nhanh chóng giảm thiểu các tác động. Đồng quan điểm, lý thuyết quản lý cấp cao Hambrick and Mason (1984) cho rằng các đặc điểm của người quản lý đóng vai trò quan trọng trong việc giải thích các quyết định trong doanh nghiệp và kết quả hoạt động kinh doanh. Những kỹ năng và kinh nghiệm về tài chính mà các CEO tích luỹ trong quá trình làm việc sẽ giúp học có sự am hiểu về các vấn đề tài chính. Đồng thời, các CEO có kinh nghiệm làm việc trong lĩnh vực tài chính thường đưa quyết định dựa trên các lý thuyết tài chính, đồng thời họ thường nắm giữ ít tiền mặt và sử dụng nhiều nợ hơn (Custódio and Metzger, 2014). BĐDT tăng lên các doanh nghiệp có CEO từng có kinh nghiệm làm trong lĩnh vực tài chính sẽ có xu hướng gia tăng việc sử dụng nợ. 2.3.2 Cấu trúc sở hữu và mối quan hệ BĐDT – cấu trúc vốn Sở hữu nước ngoài và mối quan hệ giữa BĐDT- cấu trúc vốn Sở hữu nước ngoài được xác định bằng tỷ lệ phần trăm số lượng vốn góp cổ phần do các nhà đầu tư nước ngoài nắm giữ trong tổng nguồn vốn doanh nghiệp và đóng vai trò quan trọng trong việc kiểm soát quản trị công ty (Dahlquist and Robertsson, 2001). Trước hết, vấn đề bất cân xứng thông tin giữa người góp vốn và doanh nghiệp sẽ gặp phải nhiều hơn ở các nhà đầu tư nước ngoài hơn so với các nhà đầu tư trong nước (Zou and Xiao, 2006) do hạn chế hiểu biết về môi trường kinh doanh, văn hoá, thể chế. Đồng thời, các nhà đầu tư nước ngoài gặp nhiều rủi ro hơn so với các nhà đầu tư trong nước chẳng hạn như rủi ro tỷ giá, rủi ro kinh doanh, rủi ro khác biệt quốc gia. Do
8 đó, các nhà đầu tư nước ngoài thường đa dạng hoá danh mục bằng cách đầu tư với tỷ lệ thấp vào nhiều doanh nghiệp khác nhau để giảm bớt rủi ro, song họ không có quyền kiếm soát hoạt động công ty. Vì vậy, các nhà đầu tư nước ngoài thường có xu hướng tác động vào tỷ lệ nợ của doanh nghiệp để tăng sức mạnh kiểm soát của mình (Le and Tannous, 2016). Sở hữu nước ngoài sẽ tác động đến biến động dòng tiền nếu nó làm giảm việc sử dụng nợ của doanh nghiệp. Sở hữu nhà nước và mối quan hệ giữa BĐDT và cấu trúc vốn Sở hữu nhà nước được hiểu là tỷ lệ phần trăm vốn góp cổ phần của các đơn vị thuộc nhà nước tại các doanh nghiệp. Theo lý thuyết chi phí chính trị Aichian and Kessel (1962) cho rằng các doanh nghiệp có sở hữu nhà nước chịu ảnh hưởng bởi các chính sách hoặc/và các quyết định của nhà nước, đồng thời chịu áp lực xã hội (Jensen and Meckling, 1976) và thường bị giám sát chặt chẽ hơn từ các thị trường tài chính (Boynton et al., 1992). Vì vậy, các doanh nghiệp có sở hữu nhà nước sẽ duy trì dòng tiền hoạt động và cấu trúc vốn ổn định. Sở hữu nhà nước sẽ can thiêtpj làm giảm sự tác động của BĐDT đến cấu trúc vốn trong trường hợp cần thiết. Memon et al. (2018) nghiên cứu BĐDT và đòn bẩy tài chính của các doanh nghiệp có sở hữu nhà nước tại Trung Quốc. Nghiên cứu cho thấy BĐDT không ảnh hưởng đến việc sử dụng nợ của các doanh nghiệp có sở hữu nhà nước ở Trung Quốc do các doanh nghiệp này luôn duy trì sự BĐDT ở mức độ thấp. Ngoài nghiên cứu của Memon et al. (2018) đưa biến sở hữu nhà nước là điều kiện thì theo tìm hiểu của tác giả chưa có nghiên cứu nào khác xem xét mối quan hệ BĐDT-cấu trúc vốn đề cập. 2.3.3 Dòng tiền hoạt động và mối quan hệ BĐDT- cấu trúc vốn Dòng tiền hoạt động cho biết khả năng tạo tiền từ nội tại hoạt động sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp để đáp ứng các nghĩa vụ của doanh nghiệp và gia tăng đầu tư phát triển doanh nghiệp. Về mặt lý thuyết, nhu cầu nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp tăng lên đồng nghĩa với rủi ro dòng tiền tăng lên hay BĐDT có xu hướng tăng cao (Bates et al., 2009). Khi doanh nghiệp có dòng tiền hoạt động âm hoặc doanh nghiệp không có khả năng để tạo ra dòng tiền dương, doanh nghiệp sẽ không có đủ tiền để đáp ứng các yêu cầu cho sự tồn tại và phát triển của hoạt động kinh doanh. Lúc đó, doanh nghiệp có thể sẽ phải phát hành nợ để đối phó với những rủi ro kinh doanh (Huang and Ritter, 2019). Khi dòng tiền hoạt động của doanh nghiệp ở mức cao, nguồn tiền giữ lại cho hoạt động sản xuất kinh doanh lớn. Theo lý thuyết trật tự phân hạng, doanh nghiệp sẽ ưu tiên sử dụng nguồn vốn này trước khi sử dụng tài trợ từ nợ hay phát hành cổ phiếu. Do đó, doanh nghiệp có dòng tiền hoạt động cao sẽ làm giảm việc sử dụng nợ. Các bằng chứng thực nghiệm về ảnh hưởng của dòng tiền hoạt động đến mối quan hệ giữa BĐDT và cấu trúc vốn chưa rõ ràng. Mối quan giữa hai yếu tố có sự khác biệt ở các mức độ dòng tiền hoạt động khác nhau theo Santosuosso (2015) và Harris and Roark (2019). Sử dụng mẫu các doanh nghiệp niêm yết tại Italy, Santosuosso (2015) thấy BĐDT tăng cao sẽ làm giảm việc sử dụng nợ vay bên ngoài và khoản phải thu khi dòng tiền hoạt động ở mức thấp, trong khi BĐDT cao chưa thấy có tác động đến việc sử dụng nợ vay bên ngoài của doanh nghiệp. Harris and Roark (2019) sử
9 dụng dữ liệu theo ngành của các doanh nghiệp Hoa Kỳ theo năm tài chính từ 1960 đến 2016. Nhóm tác giả chỉ ra rằng ở hai mức phân vị thấp nhất của dòng tiền hoạt động, BĐDT tăng thì doanh nghiệp sẽ tăng sử dụng nợ. Ở hai mức phân vị cao nhất của dòng tiền hoạt động, chưa tìm thấy kết quả có ý nghĩa thống kê về mối quan hệ giữa hai yếu tố này. 2.4 Khoảng trống nghiên cứu Mối quan hệ giữa BĐDT và cấu trúc vốn ở quốc gia có nền kinh tế đang phát triển, đang chuyển đổi từ cơ chế kế hoạch hoá tập trung sang nền kinh tế thị trường như Việt Nam với hệ thống quản trị doanh nghiệp chưa được đồng bộ, thị trường vốn còn sơ khai, sở hữu nhà nước vẫn chiếm đa số, sở hữu nước ngoài được khuyến khích xong vẫn chưa thực sự phát huy tác đụng vẫn chưa được tìm hiểu Các lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm cho kết quả về mối quan hệ giữa BĐDT và cấu trúc vốn chưa rõ ràng. Các lý thuyết khẳng định BĐDT tác động đến đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp, nhưng chưa thống nhất về chiều hướng tác động. Trong khi các bằng chứng thực nghiệm vẫn chưa có kết quả rõ ràng. Một số bằng chứng chưa thấy tác động của BĐDT đến việc sử dụng nợ, một số bằng chứng khác thấy BĐDT tác động ngược chiều đến đòn bẩy tài chính trong khi đó một số khác lại cho rằng BĐDT tác động thuận chiều đến đòn bẩy tài chính. Đồng thời, các nghiên cứu thực nghiệm trước đây mới nghiên cứu về sự tác động trực tiếp của BĐDT đến cấu trúc vốn mà chưa xem xét đến các điều kiện có thể ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa hai yếu tố này. Cụ thể, chỉ có một số ít nghiên cứu kiểm tra đến ảnh hưởng của dòng tiền hoạt động đến tác động BĐDT đến cấu trúc vốn (Santosuosso, 2015, Memon et al., 2018). Ngoài yếu tố về tình hình hoạt động của doanh nghiệp, các điều kiện về sở hữu nhà nước (Memon et al., 2018), sở hữu nước ngoài và kinh nghiệm làm việc trong lĩnh vực tài chính của người quản lý trực tiếp ảnh hưởng đến mối quan hệ này nhưng vẫn còn là khoảng trống chưa được nghiên cứu ở trong và ngoài nước. Về phương pháp đo lường BĐDT, chưa có nhiều nghiên cứu sử dụng phần dư hồi quy sự thay đổi của dòng tiền hoạt động theo từng thời điểm nghiên cứu để làm rõ sự biến động của dòng tiền. Đặc biệt, theo tác giả tìm hiểu các nghiên cứu ở Việt Nam, chưa có nghiên cứu nào sử dụng phương pháp này để xem xét sự biến động của dòng tiền. 2.5 Giả thuyết nghiên cứu H1: BĐDT tác động tỷ lệ nghịch đến việc sử dụng nợ của doanh nghiệp H2: Kinh nghiệm làm việc trong tài chính của CEO làm giảm sự tác động tỷ lệ nghịch của BĐDT đến việc sử dụng nợ của doanh nghiệp. H3a: Sở hữu nhà nước làm yếu đi sự tác động tỷ lệ nghịch của BĐDT đến việc sử dụng nợ. H3b: Sở hữu nước ngoài làm gia tăng sự tác động tỷ lệ nghịch giữa BĐDT đến việc sử dụng nợ trong điều kiện các doanh nghiệp có sở hữu nước ngoài.
10 H4: Tác động thuận chiều của BĐDT đến cấu trúc vốn ở doanh nghiệp có dòng tiền hoạt động nhỏ sẽ lớn hơn ở doanh nghiệp dòng tiền hoạt động lớn. CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 3.1 Quy trình thực hiện nghiên cứu và khung nghiên cứu thực nghiệm 3.2 Mô hình nghiên cứu Dựa trên tổng quan nghiên cứu thực nghiệm và các giả thuyết nghiên cứu ở phần 2, tác giả đề xuất mô hình nghiên cứu ảnh hưởng của BĐDT đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam như sau: 𝐿𝐸𝑉𝑖,𝑡 = 𝛽0 +𝛽1 𝑙𝑛𝑐𝑓𝑣 𝑖,𝑡 + γ𝑋 𝑖,𝑡 + 𝜀 𝑖,𝑡 (3.1) 𝐿𝐸𝑉𝑖,𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1 𝑙𝑛𝑐𝑓𝑣 𝑖,𝑡 + 𝛽2 𝑙𝑛𝑐𝑓𝑣 𝑖,𝑡 𝑥 𝑐𝑒𝑜+γ𝑋 𝑖,𝑡 + 𝜀 𝑖,𝑡 (3.2) 𝐿𝐸𝑉𝑖,𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1 𝑙𝑛𝑐𝑓𝑣 𝑖,𝑡 + 𝛽2 𝑙𝑛𝑐𝑓𝑣 𝑖,𝑡 𝑥 𝑠𝑜 + γ𝑋 𝑖,𝑡 + 𝜀 𝑖,𝑡 (3.3) 𝐿𝐸𝑉𝑖,𝑡 = 𝛽0 +𝛽1 𝑙𝑛𝑐𝑓𝑣 𝑖,𝑡 + 𝛽2 𝑙𝑛𝑐𝑓𝑣 𝑖,𝑡 𝑥 𝑓𝑜 + γ𝑋 𝑖,𝑡 +𝜀 𝑖,𝑡 (3.4) Trong đó: Biến phụ thuộc: 𝐿𝐸𝑉𝑖,𝑡 đại diện cho cấu trúc vốn của doanh nghiệp i trong thời gian t. 𝑙𝑛𝑐𝑓𝑣 𝑖,𝑡 BĐDT là biến giải thích trong mô hình nghiên cứu. 𝑋 𝑖,𝑡 : đại diện cho các biến kiểm soát trong mô hình. 𝛽0 , 𝛽1 , γ: các hệ số ước lượng, 𝜀 𝑖,𝑡 : sai số ước lượng trong mô hình Giả thuyết H1 được kiểm định bằng mẫu đầy đủ các doanh nghiệp niêm yết và hồi quy dựa trên phương trình (1). Để kiểm tra các giả thuyết H2, H3a, H3b, đồng thời cả hai phương pháp được áp dụng bao gồm: (i) sử dụng mẫu đầy đủ kết hợp với biến tương tác để đánh giá chiều hướng và mức độ tác động của biến điều kiện đến mối quan hệ BĐDT và việc sử dụng nợ của doanh nghiệp, (ii) cách tiếp cận tách mẫu theo gợi ý của Gul et al. (2009) để kiểm tra mức độ tác động của các yếu tố một cách chính xác hơn trong các hệ số của các biến kiểm soát mà có thể khác nhau giữa các nhóm xem xét (Shailer and Wang, 2015). Để kiểm tra giả thuyết H4 -tác động của dòng tiền hoạt động trong doanh nghiệp, tác giả hồi quy phương trình (1) dựa trên ba mức phân vị về dòng tiền hoạt động của doanh nghiệp. 3.3 Đo lường các biến trong mô hình 3.3.1 Biến phụ thuộc - Hệ số nợ Dựa trên lý thuyết và thực tế tại Việt Nam, nghiên cứu sử dụng 3 cách đo lường cấu trúc vốn theo giá trị sổ sách của hệ số nợ. (i) Tỷ lệ tổng nợ phải trả (lata) là tỷ lệ giữa tổng nợ phải trả so với tổng tài sản tính theo giá trị sổ sách. (ii) Tỷ số nợ (fdc) được tính bằng tổng nợ vay ngắn hạn cộng với nợ vay dài hạn chia cho tổng nợ vay ngắn hạn cộng nợ vay dài hạn cộng vốn chủ sở hữu. (iii) Cấu trúc vốn được đại diện bằng tỷ số nợ dài hạn (ltdc). Tỷ số này được tính bằng vay nợ dài hạn chia cho tổng nợ vay dài hạn cộng vốn chủ sở hữu (Keefe and Yaghoubi, 2016). 3.3.2. Biến độc lập quan tâm trong mô hình nghiên cứu – BĐDT Biến độc lập chính trong nghiên cứu này là biến động dòng tiền. Cho đến hiện nay, chưa có sự thống nhất trong việc đo lường biến động dòng tiền. Các bằng chứng thực nghiệm trước đây
11 thường đo lường bằng độ lệch chuẩn của lợi nhuận trước thuế và lãi vay trên tổng tài sản (Friend and Lang, 1988), trung bình trượt mẫu của dòng tiền hoạt động hay dòng tiền cơ sở (Keefe and Yaghoubi, 2016; Memon et al.,2018). Khác với các nghiên cứu trước đây, luận án ước lượng BĐDT dựa trên De Veirman and Levin (2011). Cụ thể như sau: Thứ nhất, nghiên cứu sử dụng dòng tiền từ hoạt động kinh doanh được cung cấp trong báo cáo lưu chuyển tiền tệ của doanh nghiệp để ước lượng dòng tiền theo Allayannis and Weston (2003), Memon et al. (2018) . Thứ hai, việc nắm giữ tiền mặt trong doanh nghiệp là một hàm của BĐDT (Pinkowitz and Williamson, 2007), khoản mục tiền mặt được loại ra khỏi tổng tài sản khi đo lường BĐDT. Nghiên cứu tiếp đến sẽ tính tốc độ tăng trưởng của dòng tiền hoạt động từ sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp như sau: ωi,t = (OCFi,t − OCFi,t−1 )/tổng tài sản ròng i,t−1 (3.5). Với: 𝜔 𝑖,𝑡 là tốc độ tăng trưởng dòng tiền tại năm t của doanh nghiệp thứ i. OCF là dòng tiền hoạt động sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp. Thứ ba, Đo lường sự biến động dòng tiền dựa trên phần dư của hồi quy hiệu ứng cố định theo công ty dưới đây: 𝜔 𝑖,𝑡 = 𝛼 + 𝛽1 𝑦𝑒𝑎𝑟 𝑡 + 𝛽2 𝐼𝑛𝑑 𝑖 + 𝛽3 𝑠𝑒 𝑖,𝑡 + 𝛽4 𝑦𝑒𝑎𝑟 𝑡 ∗ 𝐼𝑛𝑑 𝑖 + 𝛽4 𝑦𝑒𝑎𝑟 𝑡 ∗ 𝑠𝑒 𝑖,𝑡 + 𝜀 𝑖,𝑡 (6) Trong đó: 𝜔 𝑖,𝑡 là tốc độ tăng trưởng dòng tiền tại năm t của doanh nghiệp thứ i giữa năm t-1 và năm t và được tính như phương trình (3.5). 𝛼 là hằng số. 𝑦𝑒𝑎𝑟 𝑡 thể hiện các tác động của các yếu tố gộp chung lên tốc độ tăng trưởng của dòng tiền, được xác định bằng hiệu ứng cố định theo thời gian, và được đo lường bằng ma trận biến giả năm. 𝐼𝑛𝑑 𝑡 là hiệu ứng tác động của ngành doanh nghiệp hoạt động, được đại diện bằng ma trận biến giả ngành phân loại dựa trên chuẩn phân ngành ICB. 𝑠𝑒 𝑖,𝑡 là hiệu ứng tác động của quy mô doanh nghiệp, được đại diện bằng tỷ lệ mức tứ phân vị của tỷ số doanh thu trên GDP theo năm. 𝑦𝑒𝑎𝑟 𝑡 ∗ 𝐼𝑛𝑑 𝑖 biến tương tác giữa năm và ngành. 𝑦𝑒𝑎𝑟 𝑡 ∗ 𝑠𝑒 𝑖,𝑡 biến tương tác giữa ngành và quy mô doanh nghiệp thứ i, năm t. Phần dư 𝜀 𝑖,𝑡 đại diện cho sự chênh lệch giữa giá trị ước lượng và giá trị quan sát của dòng tiền hoạt động doanh nghiệp i năm t. Ước lượng mô hình (5) thu được phần dư. Dựa trên phần dư, nghiên cứu tính BĐDT có điều kiện như sau: ̂ = √𝜋/2 ∗ |𝜀 𝑖,𝑡 |. De Veirman and Levin (2011), O'Connor Keefe and Tate 𝜎 𝑖,𝑡 ̂ (2013) chỉ ra rằng BĐDT có điều kiện ̂ là một ước lượng không chệch của BĐDT trên thực tế. 𝜎 𝑖,𝑡 Vì vậy, nghiên cứu sử dụng ̂ đại diện cho sự BĐDT. 𝜎 𝑖,𝑡 Cuối cùng, để chuẩn hoá phân phối của BĐDT, nghiên cứu lấy logarit tự nhiên của tất cả các ước lượng về BĐDT (Keefe and Yaghoubi, 2016, Memon et al., 2018) 3.3.3 Các biến kiểm soát và các biến điều kiện trong mô hình 3.3.3.1 Các biến kiểm soát trong mô hình nghiên cứu 3.4 Phương pháp ước lượng mô hình nghiên cứu
12 Bảng 3.1: Các biến sử dụng trong mô hình nghiên cứu Yếu tố Đại diện Cách đo lường Các nghiên cứu trước Biến phụ thuộc (Keefe and Yaghoubi, 2016, Memon et Tỷ lệ tổng nợ Tổng nợ phải trả/tổng tài sản lata al., 2018, Rajan and Zingales, 1995, phải trả tính theo giá trị sổ sách Nguyen et al., 2014); (Welch, 2011) Tổng nợ vay ngắn hạn và nợ vay dài hạn/tổng nợ vay ngắn (Keefe and Yaghoubi, 2016, Memon et Tỷ lệ nợ vay fdc hạn, nợ vay dài hạn và vốn al., 2018, Nguyen et al., 2014, Welch, chủ sở hữu tính theo giá trị sổ 2011) sách Nợ vay dài hạn/tổng nợ vay (Keefe and Yaghoubi, 2016, Error! Tỷ lệ nợ dài hạn ltdc dài hạn và vốn chủ sở hữu tính Bookmark not defined. theo giá trị sổ sách Biến giải thích Phần dư hồi quy của dòng tiền (De Veirman and Levin, 2011, Memon BĐDT cfv hoạt động theo thời gian. et al., 2018) Biến tương tác so = 1: có tỷ lệ sở hữu nhà Sở hữu nhà (Le and Tannous, 2016, Nguyen et al., so nước, so = 0: trường hợp còn nước 2014, Memon et al., 2018) lại fo = 1: có tỷ lệ sở hữu nước Sở hữu nước fo ngoài, fo = 0: trường hợp còn (Le and Tannous, 2016) ngoài lại ceo = 1: CEO có kinh nghiệm CEO có kinh làm việc trong lình vực tài nghiệm làm việc ceo (Custódio and Metzger, 2014) chính, ceo = 0 trường hợp còn tài chính lại Dòng tiền hoạt Dòng tiền hoạt động/ tổng tài OCF/TA (Harris and Roark, 2019) động sản Biến kiểm soát Quy mô doanh Logarit tự nhiên của tổng tài size (Frank and Goyal, 2009) nghiệp sản Khả năng sinh Lợi nhuận hoạt động/ tổng tài profit (Frank and Goyal, 2009) lời sản Tài sản hữu hình tang Tài sản cố định/ tổng tài sản (Frank and Goyal, 2009) Tốc độ tăng growth Giá trị thị trường/ giá trị sổ (Frank and Goyal, 2009)
13 trưởng sách của vốn góp cổ phần thường Tính thanh Nguyen et al., 2014, Memon et al., liq Tài sản ngắn hạn/ nợ ngắn hạn khoản 2018) Khấu hao ndst Chi phí khấu hao/tổng tài sản (Le and Tannous, 2016) Đòn bẩy tài Trung bình ngành của nợ vay/ indlev (Frank and Goyal, 2009) chính ngành tổng nguồn vốn Tốc độ tăng Chênh lệch tổng sản phẩm (Frank and Goyal, 2009, Thach and gdp trưởng kinh tế quốc nội Oanh, 2018) crisis = 1 nếu là năm 2018, Khủng hoảng crisis 2019, 2020.crisis = 0 trong kinh tế trường hợp còn lại. (Nguồn: Tác giả tổng hợp) Tác giả ước lượng mô hình nghiên cứu thông qua phương pháp GMM hệ thống với mô hình bảng động theo Blundell and Bond (1998), để giải quyết vấn đề phát sinh do (i) những hiệu ứng cố định trong từng doanh nghiệp không quan sát được tác động đến tỷ lệ nợ và BĐDT (Roodman, 2009), (ii) mối quan hệ nhân quả đồng thời xảy ra giữa BĐDT và tỷ lệ nợ; (iii) sự thiên lệch của mô hình bảng động (Arellano and Bond, 1991, Bond, 2002); (iv) vấn đề nội sinh xuất hiện giữa các biến khác trong mô hình. Phương pháp GMM hệ thống có xem xét tính vững của BĐDT và cấu trúc vốn. Đồng thời, tác giả sử dụng phương pháp SGMM hai bước (với cú pháp two-step) hiệu quả hơn trong việc khắc phục vấn đề phương sai sai số thay đổi và tự tương quan so với ước lượng một bước (one-step) với lệnh xtabond2 trong phần mềm xử lý và thống kê dữ liệu Stata (Roodman, 2006). 3.5 Dữ liệu nghiên cứu Nghiên cứu tập trung vào các doanh nghiệp phi tài chính được niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán Hà Nội và sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh trong 11 năm (2008- 2019). Mẫu nghiên cứu loại trừ ngành tài chính, loại trừ các doanh nghiệp vi phạm về quy định về công bố thông tin hoặc thuộc diện kiểm soát đặc biệt của Uỷ Ban chứng khoán Nhà nước, hoặc thuộc diện buộc phải huỷ niêm yết, hay huỷ niêm yết tự nguyện đều được loại trừ. Nghiên cứu cũng loại trừ các doanh nghiệp thiếu dữ liệu về tài sản, dòng tiền hoạt động, giá trị thị trường trên giá trị sổ sách. Toàn bộ dữ liệu thô về các chỉ tiêu tài chính của các doanh nghiệp niêm yết để phục vụ cho việc tính toán đặc điểm doanh nghiệp được lấy từ nguồn dữ liệu của FiinPro. Dữ liệu về chỉ số kinh tế vĩ mô được lấy thông tin từ cổng thông tin điện tử của ngân hàng thế giới Worldbank (https://data.worldbank.org/). Dữ liệu về sở hữu nhà nước và sở hữu nước ngoài được thu thập bởi Vietstock. Dữ liệu về kinh nghiệm trong lĩnh vực tài chính của CEO không có sẵn dữ liệu tổng hợp từ các đơn vị cung cấp dữ liệu. Do đó, tác giả thu thập thủ công dựa trên báo cáo thường niên và báo cáo đại hội đồng cổ đông do các doanh nghiệp công bố hàng năm. Toàn bộ tài liệu này được
14 lấy từ trực tiếp website của các doanh nghiệp, website: https://finance.vietstock.vn/ và https://cafef.vn/. CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 4.1 Phân tích mô tả thống kê 4.2 Kết quả nghiên cứu 4.2.1 Mối quan hệ giữa BĐDT và cấu trúc vốn Ước lượng theo phương pháp GMM hệ thống được sử dụng để kiểm định tác động của BĐDT và cấu trúc vốn được thể hiện trong bảng 4.1. Bảng 4.1: Tác động BĐDT đến cấu trúc vốn toàn mẫu nghiên cứu (1) (2) (3) Biến phụ thuộc lata fdc ltdc lncfv -0,013*** -0,022* -0,025*** (0,004) (0,012) (0,008) size 0,017*** 0,023*** 0,013*** (0,003) (0,005) (0,004) tang -0,023 0,062*** 0,106*** (0,015) (0,02) (0,036) liq -0,004 -0,002 0 (0,003) (0,001) (0) profit -0,026 -0,214 -0,238 (0,088) (0,182) (0,148) growth -0,011 0,005 -0,001 (0,007) (0,008) (0,005) nsdt -0,256** -0,183 0,111 (0,13) (0,241) (0,193) gdp 0 -0,001 0,009** (0,003) (0,005) (0,004) induslev 0,044 0,005 -0,001 (0,031) (0,044) (0,029) L.lata 0,74*** (0,06) L.fdc 0,701*** (0,024) L.ltdc 0,733*** (0,087) Hệ số chặn -0,327*** -0,545*** -0,41*** (0,067) (0,132) (0,118) Số quan sát 4895 4895 4895 Kiểm định AR(1) 0,000 0,000 0,000 Kiểm định AR(2) 0,746 0,790 0,714 Kiểm định Hansen 0,232 0,103 0,559 Mức ý nghĩa thống kê: *** p
15 Các cột trong bảng 4.1 tương ứng với kết quả hồi quy với các cách đo lường đòn bẩy tài chính khác nhau. Kết quả ước lượng một phần ủng hộ cho giả thuyết H1 và lý thuyết đánh đổi trong điều kiện các yếu tố khác không đổi sự gia tăng biến động dòng tiền sẽ dẫn đến giảm nợ do tăng chi phí kiệt quệ tài chính. Kết quả này tương đồng với các nghiên cứu trước đây (Keefe and Yaghoubi, 2016, Memon et al., 2018). Bên cạnh đó, độ lớn của hệ số biến động dòng tiền tăng khi các khái niệm về nợ hẹp dần từ tỷ lệ tổng nợ phải trả, tỷ lệ nợ vay bên ngoài, tỷ lệ nợ vay dài hạn. Cụ thể, hệ số của biến động dòng tiền lần lượt là – 0,012; -0,022; -0,025 tương ứng với lata, fdc và ltdc. Khi có BĐDT cao, các doanh nghiệp niêm yết sẽ sử dụng nợ ngắn hạn và các khoản nợ hoạt động thay thế cho các khoản nợ vay dài hạn (Keefe and Yaghoubi, 2016). Tương tự, các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam có xu hướng giảm toàn bộ các hoạt động vay nợ bên ngoài, đồng thời sử dụng nợ hoạt động và nợ vay ngắn hạn quay vòng liên tục, thay vì các khoản vay nợ dài hạn khi có rủi ro về dòng tiền. Kiểm tra tính vững của mô hình nghiên cứu Để kiểm tra tính vững của các mô hình ở trên, nghiên cứu sử dụng các phương pháp đo lường khác nhau với biến độc lập và biến phụ thuộc, cụ thể biến động dòng tiền và cấu trúc vốn. Đồng thời, nghiên cứu sử dụng thêm phương pháp hồi quy khác để kiểm định lại kết quả mô hình. Mặc dù các cách đo lường khác nhau, phương pháp hồi quy khác được áp dụng, hầu hết kết quả tương đồng với kết quả mô hình chính. 4.2.2 Ảnh hưởng kinh nghiệm làm việc trong lĩnh vực tài chính của CEO đến mối quan hệ giữa BĐDT và cấu trúc vốn Bảng 4.8 trình bày kết quả kiểm định giả thuyết về tác động của BĐDT đến cấu trúc vốn dựa trên kinh nghiệm trong lĩnh vực tài chính của CEO. Phần A trong bảng 4.2, hệ số của biến tương tác dương và có ý nghĩa thống kê hàm ý rằng CEO có kinh nghiệm về tài chính tác động làm giảm đi tác động ngược chiều của BĐDT đến cấu trúc vốn trong trường hợp các yếu tố khác không đổi. Kết quả hồi quy hai mẫu phụ được trình bày trong phần B, và C của bảng 4.2. Kết quả này khá tương đồng với kết quả hồi quy với biến tương tác lncfv x ceo ở phần A của bảng 4.2. Cụ thể, CEO có kinh nghiệm về tài chính tăng sử dụng đòn bẩy tài chính khi BĐDT cao. Ngược lại, CEO không có kinh nghiệm về tài chính giảm sử dụng đòn bẩy tài chính khi BĐDT cao. Điều này có thể được giải thích bởi những lý do sau. Trước tiên, CEO có kinh nghiệm về tài chính thường sử dụng ít tiền mặt, và sử dụng nhiều đòn bẩy tài chính trong quá trình hoạt động sản xuất của doanh nghiệp (Custódio and Metzger, 2014). Đồng thời, CEO này có mối quan hệ rộng rãi trong lĩnh vực tài chính, có khả năng tiếp cận nguồn vốn từ bên ngoài dễ dàng hơn so với các CEO còn lại (Custódio and Metzger, 2014). Do đó, trong mọi hoàn cảnh các CEO có kinh nghiệm tài chính vẫn điều tiết nguồn vốn để doanh nghiệp duy trì hoặc đạt đến cấu trúc vốn mục tiêu.
16 Bảng 4.2: Tác động của BĐDT đến cấu trúc vốn với sự khác biệt về kinh nghiệm về tài chính của CEO Biến phụ thuộc (1) (2) (3) lata fdc ltdc Phần A: Hồi quy biến tương tác CEO có kinh nghiệm về tài chính lncfv -0,019*** -0,013*** -0,012* (0,003) (0,005) (0,0066) lncfv x ceo 0,018*** 0,027*** 0,043** (0,004) (0,012) (0,003) Số quan sát 4829 4829 4829 Kiểm định AR (1) 0,000 0,000 0,000 Kiểm định AR (2) 0,952 0,566 0,573 Kiểm định Hansen 0,323 0,437 0,786 Phần B: Hồi quy với mẫu con: CEO có kinh nghiệm về tài chính lncfv 0,0313*** 0,014*** 0,0016*** (0,0024) (0,0025) (0,003) Số quan sát 644 644 644 Kiểm định AR (1) 0,000 0,000 0,000 Kiểm định AR (2) 0,717 0,731 0,621 Kiểm định Hansen 0,797 0,940 0,999 Phần C: Hồi quy với mẫu con: CEO không có kinh nghiệm về tài chính lncfv -0,014*** -0,01*** -0,011*** (0,0047) (0,0038) (0,0028) Số quan sát 4069 4069 4069 Kiểm định AR (1) 0,000 0,000 0,000 Kiểm định AR (2) 0,818 0,779 0,447 Kiểm định Hansen 0,814 0,253 0,557 Mức ý nghĩa thống kê: *** p
17 rằng sở hữu nhà nước làm yếu đi sự tác động âm của BĐDT đến việc sử dụng nợ của doanh nghiệp. Bảng 4.3: Sở hữu nhà nước ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa BĐDT và cấu trúc vốn (1) (2) (3) Biến lata fdc ltdc Phần A: Hồi quy với biến tương tác sở hữu nhà nước lncfv -0,013*** -0,013*** -0,015*** (0,003) (0,002) (0,003) lncfv x so 0,06* 0,018*** 0,014*** (0,015) (0,003) (0,004) Số quan sát 4895 4895 4895 Kiểm định AR(1) 0,000 0,000 0,000 Kiểm định AR(2) 0,742 0,793 0,758 Kiểm định Hansen 0,262 0,106 0,370 Phần B: Hồi quy mẫu con các quan sát có sở hữu nhà nước lncfv -0,009*** -0,011*** 0,003** (0,003) (0,003) (0,001) Số quan sát 2720 2720 2720 Kiểm định AR(1) 0,000 0,000 0,000 Kiểm định AR(2) 0,444 0,627 0,962 Kiểm định Hansen 0,128 0,472 0,503 Phần C: Hồi quy mẫu con các quan sát không có sở hữu nhà nước lncfv -0,013*** -0,016*** -0,006*** (0,002) (0,004) (0,001) Số quan sát 1810 1810 1810 Kiểm định AR(1) 0,000 0,000 0,000 Kiểm định AR(2) 0,812 0,954 0,676 Kiểm định Hansen 0,228 0,657 0,185 Mức ý nghĩa thống kê: *** p