Ảnh hưởng từ tỷ lệ sở hữu của nhà quản trị đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp sản xuất được niêm yết trên sàn hose 2010 2017 luận văn thạc sĩ tài chính ngân hàng

PHẦN MỞ ĐẦU

Tính cấp thiết của đề tài

Trong gần 20 năm phát triển, thị trường chứng khoán Việt Nam đã vượt qua nhiều khó khăn để trở thành một trong những kênh huy động vốn quan trọng cho nền kinh tế Khởi đầu từ năm 2000 với quy mô chỉ 986 tỷ đồng và 2 công ty niêm yết, thị trường hiện có 695 công ty niêm yết trên HOSE và HNX, cùng hơn 400 công ty đăng ký trên UPCOM Quy mô vốn hóa thị trường chứng khoán đã tăng gấp 1500 lần, hiện chiếm 45% GDP, cho thấy sự phát triển mạnh mẽ và liên tục của thị trường này.

3000 tài khoản từ năm 2000, đến nay hiện có 1,7 triệu tài khoản của các nhà đầu tư trong và ngoài nước

Năm 2017, GDP của Việt Nam tăng trưởng 6,81%, đánh dấu giai đoạn mở rộng nhanh nhất trong một thập kỷ nhờ vào nhu cầu trong nước và toàn cầu gia tăng Thành công này đã thúc đẩy thị trường chứng khoán và thị trường hàng hóa liên tục đạt được những đỉnh cao mới.

Mặc dù các doanh nghiệp trong nước ở Việt Nam thu được nhiều lợi ích, họ cũng phải đối mặt với nhiều thách thức, đặc biệt trong ngành sản xuất Để cạnh tranh trên thị trường quốc tế, các doanh nghiệp cần có chiến lược cụ thể nhằm tạo ra sản phẩm chất lượng Do đó, quản trị doanh nghiệp trở nên thiết yếu, vì quản trị tốt có thể nâng cao hiệu suất làm việc Bên cạnh đó, các lý thuyết về vấn đề doanh nghiệp và sự tách biệt giữa quyền sở hữu và quản lý đang thu hút sự quan tâm của doanh nhân, nhà nghiên cứu và nhà đầu tư, với một trong những chủ đề nổi bật là vấn đề đại diện.

Vấn đề đại diện xảy ra khi có xung đột lợi ích giữa người quản lý và cổ đông trong một công ty Các nhà quản lý thường điều chỉnh hoạt động và hiệu suất của công ty để phục vụ lợi ích cá nhân, điều này có thể gây tổn hại đến quyền lợi của cổ đông (Jensen và Meckling, 1976) Hơn nữa, họ còn có khả năng lợi dụng thông tin nội bộ mà cổ đông bên ngoài không thể tiếp cận để thu lợi cho riêng mình.

Sự lợi dụng "thông tin bất cân xứng" để tìm kiếm lợi ích riêng đã được Scott (2006) nghiên cứu chi tiết Các vấn đề này tồn tại do đặc tính không hoàn hảo của thị trường, và Việt Nam là một ví dụ điển hình với sự hiện diện của thông tin bất đối xứng, dẫn đến việc trục lợi từ việc khai thác những thông tin này.

Để giảm thiểu các vấn đề trong doanh nghiệp, việc thiết lập cơ chế quản trị là cần thiết Nhiều doanh nghiệp áp dụng chiến lược quyền sở hữu để khuyến khích hành động của quản lý phù hợp với lợi ích của cổ đông, trong đó các nhà quản lý nhận cổ phiếu như một phần lương (Core và Larker, 2002) Theo Jensen và Meckling (1976), vấn đề doanh nghiệp sẽ giảm khi quản lý sở hữu nhiều vốn chủ sở hữu hơn, từ đó họ được khuyến khích làm việc chăm chỉ và đưa ra quyết định cẩn thận Sự liên kết quyền lợi giữa quản lý và cổ đông cũng giúp giảm nợ, vì các nhà quản lý tránh rủi ro phá sản.

Cấu trúc sở hữu không phải lúc nào cũng giảm bớt vấn đề của doanh nghiệp như Jensen và Meckling (1976) đã chỉ ra Có những cấp độ sở hữu mà quyền lợi của cổ đông có thể bị hy sinh vì lợi ích cá nhân của các nhà quản lý Khi các nhà quản lý nắm giữ một phần vốn, họ có quyền lực lớn hơn trong việc đưa ra quyết định Do đó, họ thường không muốn phát hành thêm vốn chủ sở hữu khi công ty gặp khó khăn tài chính, vì điều này sẽ làm giảm tỷ lệ sở hữu của họ Thay vào đó, họ ưu tiên sử dụng nợ để tránh pha loãng quyền lợi của mình, được gọi là hiệu ứng cố định (Fama và Jensen).

Mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu và tỷ lệ nợ trong cơ cấu vốn đã được nghiên cứu sâu rộng ở các nước phát triển như Mỹ và Anh, nhưng còn rất ít nghiên cứu về tác động của quyền sở hữu đối với mức nợ ở các nước đang phát triển, đặc biệt là tại Việt Nam Nghiên cứu này có giá trị quan trọng trong việc cải thiện cơ chế quản trị doanh nghiệp Mục tiêu của nghiên cứu là kiểm tra mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu và tỷ lệ nợ thông qua dữ liệu từ các công ty Việt Nam.

Chỉ có các doanh nghiệp sản xuất được nghiên cứu, vì ngành này đang phát triển mạnh mẽ và đóng góp đáng kể cho nền kinh tế Việt Nam sau nhiều hiệp định đã ký Trong năm 2017, chỉ số sản xuất công nghiệp tăng 9,4% so với năm 2016, với mức tăng lần lượt là 4% trong quý I, 8,2% trong quý II, 9,7% trong quý III và 14,4% trong quý IV, vượt qua mức tăng 7,4% của năm 2016.

Năm 2018, sự phát triển mạnh mẽ của ngành sản xuất đã thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Việt Nam lên hơn 9% Bài viết cung cấp cái nhìn tổng quan về lĩnh vực sản xuất tại Việt Nam, đồng thời nghiên cứu mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu và tỷ lệ nợ của các doanh nghiệp sản xuất.

Mục tiêu nghiên cứu

Khóa luận nghiên cứu về mối quan hệ giữa quyền sở hữu quản lý và tỷ lệ nợ trong các doanh nghiệp sản xuất

Khóa luận này nhằm mục đích làm rõ mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu quản trị và tỷ lệ nợ trên thị giá vốn

Khóa luận này cung cấp thêm nhiều bằng chứng thực nghiệm về tình hình hoạt động gần đây của các doanh nghiệp sản xuất niêm yết trên sàn HOSE

Khóa luận này phân tích mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu quản trị và mức nợ trên thị giá vốn của các doanh nghiệp sản xuất tại Việt Nam, dựa trên các lý thuyết và nghiên cứu trước đó.

Câu hỏi nghiên cứu

Các mục tiêu nghiên cứu có thể đạt được thông qua việc trả lời các câu hỏi sau:

Các nhà quản trị có xu hướng sử dụng nợ trong các công ty như thế nào khi có quyền sở hữu doanh nghiệp?

Có tồn tại mô hình chữ U trong tương quan giữa tỷ lệ sở hữu quản trị và tỷ lệ nợ trên thị giá vốn?

Đối tượng và phạm vi nghiên cứu

Khóa luận này nghiên cứu mối quan hệ giữa quyền sở hữu quản lý và mức nợ của doanh nghiệp sản xuất tại Việt Nam, đồng thời phân tích sự tách biệt giữa quyền sở hữu của giám đốc điều hành và giám đốc không điều hành Những thử nghiệm này nhằm làm rõ mối liên hệ giữa quyền sở hữu quản lý và mức nợ, cung cấp thêm thông tin chi tiết cho kết luận.

Về không gian, nghiên cứu được tiến hành một mẫu của 90 công ty sản xuất niêm yết trên sàn HOSE

Về thời gian, khóa luận nghiên cứu một khoảng thời gian trong giai đoạn từ năm 2010 đến năm 2017.

Phương pháp nghiên cứu

Khóa luận áp dụng phương pháp định lượng với thống kê mô tả để đánh giá tình trạng các doanh nghiệp sản xuất niêm yết trên sàn HOSE Nghiên cứu thu thập và so sánh dữ liệu, phân tích tương quan, kiểm tra sự phù hợp của mô hình, và thực hiện phân tích hồi quy tuyến tính nhằm tìm hiểu ảnh hưởng của các yếu tố đến mức nợ tại Việt Nam.

Mô hình hồi quy trong khóa luận được phát triển dựa trên dữ liệu thứ cấp từ báo cáo tài chính của các công ty và thông tin về các biến tài chính khác Mô hình này đã được áp dụng trong nhiều nghiên cứu trước đây, bao gồm các tác giả như Brailsford, Oliver và Pua (2002) cũng như Ruan, Tian và Ma (2011).

Hạn chế của đề tài

Có một số hạn chế của nghiên cứu này:

Nghiên cứu chỉ tập trung vào các công ty sản xuất, vì vậy kết luận của đề tài không thể áp dụng cho các lĩnh vực khác.

Nghiên cứu thu thập dữ liệu trong giai đoạn 2010 và 2017, do đó nó không trình bày các khoảng thời gian khác

Nghiên cứu chỉ bao gồm các doanh nghiệp sản xuất niêm yết trên sàn HOSE, do đó không có các công ty sản xuất chưa niêm yết khác.

Đóng góp của đề tài

Khóa luận đã hệ thống hóa các nội dung cơ bản liên quan đến ảnh hưởng của cấu trúc sở hữu đến tỷ lệ nợ của doanh nghiệp, dựa trên các lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm có liên quan.

Khóa luận đã giải quyết câu hỏi nghiên cứu bằng cách phân tích các biểu hiện và số liệu từ năm 2010 đến năm 2017.

Khóa luận hệ thống hóa các lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm, từ đó đề xuất những kiến nghị khả thi nhằm giúp các doanh nghiệp sản xuất cải thiện hiệu quả hoạt động và kết quả kinh doanh.

Kết cấu dự kiến của đề tài

Kết cấu nội dung khóa luận được chia làm năm chương:

Chương 1: PHẦN MỞ ĐẦU Ở chương thứ nhất này, khóa luận đã đưa được ra vấn đề, tầm quan trọng và sự cần thiết phải nghiên cứu của đề tài Qua đó, khóa luận cũng chỉ ra mục tiêu chung, mục tiêu cụ thể đi kèm với phương pháp tiếp cận, cũng như phương pháp nghiên cứu và nội dung của khóa luận.

CƠ SỞ LÝ THUYÊT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN VỀ TÁC ĐỘNG CỦA SỞ HỮU QUẢN TRỊ ĐẾN CẤU TRÚC VỐN CỦA DOANH NGHIỆP

Định nghĩa

2.1.1 Lý luận chung về Cấu trúc vốn

Cấu trúc vốn được định nghĩa bởi nhiều nhà nghiên cứu tài chính, trong đó P.Chandra (2011) cho rằng nó là cách mà công ty phân chia dòng tiền thành hai phần: một phần cố định để đáp ứng nghĩa vụ với vốn vay và phần còn lại thuộc về vốn chủ sở hữu của cổ đông Hampton (2011) cũng giải thích rằng cấu trúc vốn là sự kết hợp giữa nợ vay và vốn chủ sở hữu để tài trợ cho tài sản của công ty.

Cơ cấu vốn là yếu tố quan trọng trong tài chính doanh nghiệp, liên quan đến việc tài trợ cho hoạt động và quỹ thông qua việc tăng nợ hoặc vốn chủ sở hữu Tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu và tỷ lệ nợ trên vốn sẽ được công ty xem xét để quyết định giữa việc tăng nợ hay vốn chủ sở hữu Quá trình này giúp xác định sự cân bằng giữa hai nguồn tài chính nhằm đạt được cơ cấu vốn tối ưu, từ đó giảm chi phí vốn trung bình (WACC) và tối đa hóa giá trị doanh nghiệp Nghiên cứu này tập trung vào việc đo lường tỷ lệ nợ so với quy mô vốn hóa của doanh nghiệp.

2.1.2 Lý luận chung về Sở hữu quản trị

Theo Holderness (2003), sở hữu quản trị được định nghĩa là tỷ lệ phần trăm vốn chủ sở hữu của các cá nhân trong nội bộ công ty, bao gồm viên chức và giám đốc Quyền sở hữu này được hiểu là "Phần cổ phần, không bao gồm các quyền, được giữ bởi các cán bộ và giám đốc của hội đồng quản trị" (Cho, 1998) McConnell và Servaes (1990) cũng nhấn mạnh rằng sở hữu quản trị là “Tỷ lệ phần trăm cổ phần của các giám đốc và các thành viên trong hội đồng quản trị của công ty”.

2.1.3 Lý luận chung về Quyền quản trị

Nghiên cứu này giả thuyết về mối quan hệ giữa quyền sở hữu của quản trị và mức nợ, dựa trên lý thuyết hiệu quả quản lý của Fama và Jensen (1983) Quản lý cố thủ được định nghĩa là tình trạng mà các nhà quản lý nắm giữ quyền lực lớn, dẫn đến việc họ có thể sử dụng công ty để phục vụ lợi ích cá nhân thay vì lợi ích của cổ đông, như Michael Weisbach đã chỉ ra (1988) Hành động này thường dẫn đến xung đột lợi ích giữa quản trị và cổ đông, điều này có thể được phản ánh qua sự tương quan giữa hệ số nợ và quyền sở hữu quản trị.

Cơ sở lý thuyết

2.2.1 Lý thuyết đại diện (Agency Theory)

Stephen Ross và Barry Mitnick được coi là cha đẻ của Lý thuyết đại diện, khi họ đồng thời công bố nghiên cứu vào năm 1973 Ross tập trung vào các vấn đề đại diện trong lĩnh vực kinh tế, trong khi Mitnick nghiên cứu các vấn đề đại diện của các tổ chức nói chung Mặc dù hai tác giả có cách tiếp cận khác nhau, nhưng tư tưởng cơ bản của họ rất tương đồng Sự ảnh hưởng mạnh mẽ đến giới học thuật còn đến từ nghiên cứu của Jensen và Meckling vào năm 1976.

“Theory of the firm: Managerial Behaviour, Agency Costs and Ownership Structure” –

Lý thuyết công ty, đặc biệt là lý thuyết đại diện, được cho là do Jensen và Meckling khởi xướng, tập trung vào hành vi của nhà quản lý, chi phí đại diện và cấu trúc sở hữu Điều này đã thu hút sự quan tâm của nhiều nhà nghiên cứu trong lĩnh vực kinh tế và quản trị hiện nay.

Lý thuyết đại diện phân chia rủi ro giữa người ủy quyền (chủ sở hữu) và người đại diện (nhà quản lý) xuất phát từ sự khác biệt về mục tiêu và phân công lao động Người ủy quyền ủy thác nhiệm vụ điều hành cho người đại diện thông qua hợp đồng, nhưng khi lợi ích của họ không đồng nhất và thông tin không hoàn hảo, sẽ dẫn đến hành vi cơ hội của người đại diện, gây thiệt hại cho người ủy quyền Để hạn chế hành vi này, hợp đồng phát sinh chi phí đại diện, bao gồm: chi phí kiểm soát và động viên khen thưởng (Monitoring costs), chi phí giao kèo (Bonding Costs) mà người đại diện gánh chịu nếu gây thiệt hại, và tổn thất lợi ích (Residual loss) do sự khác biệt trong quyết định của các nhà quản lý Theo lý thuyết của Jensen và Meckling (1976), chi phí đại diện cho một tổ chức sẽ bao gồm các thành phần này khi có xung đột lợi ích hoặc thông tin bất đối xứng.

Chi phí đại diện = Chi phí kiểm soát + Chi phí giao kèo + Tổn thất lợi ích

Mối quan hệ đại diện là hợp đồng giữa bên khởi xướng (principal) và bên đại diện (agent) để thực hiện nghĩa vụ ra quyết định trong tổ chức Vấn đề đại diện phát sinh từ sự tách biệt giữa tỷ lệ sở hữu và quyền quản lý Đôi khi, các nhà quản lý có thể đưa ra quyết định đầu tư nhằm tối đa hóa lợi ích cá nhân, dẫn đến xung đột lợi ích với cổ đông.

Lý thuyết đại diện nghiên cứu cấu trúc hoạt động của doanh nghiệp, đặc biệt là các công ty cổ phần, nhằm nhận diện mâu thuẫn lợi ích giữa người ủy quyền và người đại diện Nghiên cứu của Jensen và Meckling (1976) chỉ ra rằng khi sở hữu của người đại diện trong công ty tăng lên, hành vi cơ hội của họ giảm xuống Kết quả này thường được trích dẫn trong các nghiên cứu về cấu trúc sở hữu và hiệu quả hoạt động của công ty.

Sở hữu của nhà quản trị có thể làm giảm sự tách biệt giữa bên đại diện và bên ủy quyền, ảnh hưởng đến cấu trúc vốn và mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính trong doanh nghiệp Tuy nhiên, có hai luồng ý kiến trái chiều về mối quan hệ này: một bên cho rằng tỷ lệ sở hữu cao của nhà quản trị sẽ dẫn đến mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính lớn hơn, trong khi bên còn lại cho rằng điều ngược lại cũng có thể xảy ra Harris và Raviv (1988) cùng Stulz (1988) ủng hộ quan điểm rằng quyền lực của nhà quản lý có thể khuyến khích họ tăng mức nợ để duy trì quyền biểu quyết trong công ty Khi nhà quản lý sở hữu cổ phần, họ có quyền quyết định quan trọng hơn và có thể thao túng tỷ lệ nợ bằng cách tăng đòn bẩy để tránh sự pha loãng quyền sở hữu Điều này dẫn đến việc họ có thể sẵn lòng chấp nhận rủi ro tài chính để phát hành nợ thay vì cổ phiếu, nhằm bảo vệ lợi ích của mình trong công ty.

Nghiên cứu của Jensen và Meckling (1976), Grossman và Hart (1980), cùng với các tác giả khác như Chen và Steiner (1999), Hermalin và Weisbach (1991) đã chỉ ra rằng khi tỷ lệ sở hữu của nhà quản trị vượt quá 20%, sẽ xuất hiện mối quan hệ nghịch chiều giữa tỷ lệ nợ và sở hữu Brailsford, Oliver và Pua (2002) cho thấy mối quan hệ tích cực giữa quyền sở hữu và nợ có thể bị đảo ngược khi nhà quản trị nắm giữ hơn 49% cổ phần, trong khi Ruan, Tian và Ma (2011) xác định điểm đảo chiều là 46% Điều này cho thấy khi nhà quản trị sở hữu nhiều cổ phiếu, lợi ích của họ gắn liền với lợi ích của cổ đông, dẫn đến việc giảm tỷ lệ nợ nhằm hạn chế rủi ro phá sản Các nhà quản trị với tỷ lệ sở hữu cao có xu hướng chịu rủi ro lớn hơn so với cổ đông thông thường, và khi công ty có mức nợ cao, họ sẽ tìm cách giảm thiểu rủi ro mất việc làm và tài sản cá nhân bằng cách giảm đòn bẩy nợ vay Tóm lại, mối quan hệ tiêu cực giữa tỷ lệ sở hữu của nhà quản trị và cấu trúc vốn xuất phát từ mục tiêu tối đa hóa lợi ích cổ đông và nâng cao hiệu quả hoạt động doanh nghiệp thông qua việc sử dụng ít nợ hơn để giảm thiểu rủi ro tài chính (Berger et al, 1997).

2.2.2 Lý thuyết trật tự phân hạng (Pecking Order Theory)

Lý thuyết trật tự phân hạng được phát triển bởi Stewart Myers và Nicolas Majluf

Trong tác phẩm "1984," tác giả đã phân tích sâu sắc về các quyết định đầu tư và tài trợ của doanh nghiệp dựa trên thông tin bất cân xứng Điều này xảy ra bởi vì các nhà quản trị có sự hiểu biết sâu hơn so với các nhà đầu tư bên ngoài về tình hình kinh doanh của công ty cũng như lợi suất kỳ vọng từ các dự án trong tương lai.

Nhà quản trị nên ưu tiên sử dụng lợi nhuận giữ lại để tài trợ cho các dự án có triển vọng và lợi nhuận cao Nếu nguồn này không đủ, họ có thể chọn vay vốn với lãi suất cố định thấp hơn tỷ suất sinh lời của dự án, nhằm tránh chia sẻ lợi nhuận với cổ đông mới Việc sử dụng nguồn tài trợ từ vốn cổ phần chỉ được xem xét khi cổ phiếu công ty có giá trị cao hơn giá trị thực Theo lý thuyết trật tự phân hạng, không có cấu trúc vốn tối ưu nào được xác định rõ ràng, và tỷ lệ nợ của doanh nghiệp phản ánh nhu cầu tài trợ từ bên ngoài Điều này dẫn đến một mối quan hệ nghịch chiều giữa tỷ lệ nợ vay và lợi nhuận của doanh nghiệp.

MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Mô hình nghiên cứu

3.1.1 Mô hình hồi quy Đầu tiên, để kiểm định mối quan hệ U-shape giữa tỷ lệ sở hữu quản trị và tỷ lệ nợ Biến đo lường tỷ lệ sở hữu quản trị và bình phương của biến tỷ lệ sở hữu quản trị được đưa vào mô hình cùng với các biến kiểm soát độc lập khác:

DEit = α0 + β0MAN it + β1(MAN) 2 it + β2 SIZE + β3 GRO + β4 PROF + it (1)

Mô hình (1) được phát triển dựa trên nghiên cứu hồi quy của các tác giả như Brailsford, Oliver và Pua (2002), Ruan et al (2011), Morck et al (1988), và Migeul et al (2004) Điểm khác biệt của mô hình này là tác giả chỉ lựa chọn ba biến kiểm soát, nhằm đảm bảo sự giải thích chặt chẽ và dễ hiểu dựa trên các lý thuyết đã được trình bày trong chương hai.

Biến sở hữu quản trị sẽ được chia thành hai phần riêng biệt: quyền sở hữu của giám đốc điều hành và quyền sở hữu của giám đốc không điều hành Điều này nhằm kiểm tra riêng lẻ ảnh hưởng của từng nhóm đối với tỷ lệ đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp.

Các mô hình hồi quy được trình bày nhằm làm rõ khoảng trống trong nhiều nghiên cứu trước đây tại Việt Nam và trên thế giới, tập trung vào mối quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu quản trị của ban giám đốc điều hành (EDM) và tỷ lệ đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp Mô hình thứ hai kiểm định mối quan hệ này thông qua việc xem xét tỷ lệ sở hữu quản trị của ban giám đốc điều hành, bình phương tỷ lệ sở hữu này và tỷ lệ nợ trên quy mô vốn hóa doanh nghiệp, kèm theo các biến kiểm soát khác.

D/Eit = 0 + 0EDMit + 1(EDM) 2 it + 2SIZEit + 3 GROWTHit + 4 PROFit + it (2)

Mối quan hệ giữa sở hữu quản lý của ban giám đốc không điều hành (NDM) và tỷ lệ nợ trên quy mô vốn hóa của doanh nghiệp sẽ được kiểm định trong mô hình (3), cùng với các biến kiểm soát khác.

DEit = 0 + 0NDMit + 1(NDM) 2 it + 2SIZEit + 3 GROWTHit + 4 PROFit + it (3)

3.1.2 Đo lường các biến trong mô hình

DE = Tổng nợ phải trả/ Thị giá vốn (Quy mô vốn hóa của doanh nghiệp)

Tỷ lệ nợ trên quy mô vốn hóa của doanh nghiệp (D/E) được nghiên cứu nhằm làm rõ mối tương quan giữa tỷ lệ sở hữu quản trị và tỷ lệ đòn bẩy tài chính Dựa trên các nghiên cứu trước, tỷ lệ D/E trong khóa luận này được sử dụng để thể hiện cơ cấu vốn, được tính bằng giá trị sổ sách của nợ chia cho giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu.

Việc áp dụng giá trị thị trường hoặc giá trị sổ sách để ước lượng nợ và vốn chủ sở hữu đã gây ra nhiều tranh cãi Các mô hình lý thuyết về cấu trúc vốn khuyến nghị sử dụng giá trị thị trường cho cả nợ và vốn chủ sở hữu nhằm đo lường tỷ lệ nợ một cách chính xác.

Giá trị thị trường của nợ không phải lúc nào cũng có sẵn, vì vậy nó thường được thay thế bằng giá trị sổ sách của tổng nợ phải trả (D) để đảm bảo dữ liệu phân tích đầy đủ trong nghiên cứu Trong khi đó, giá trị thị trường của vốn được xác định qua quy mô vốn hóa của doanh nghiệp Theo nghiên cứu của Bradley và cộng sự (1984), giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu được sử dụng để tính toán tỷ lệ nợ trên quy mô vốn hóa doanh nghiệp Do đó, biến D/E được tính bằng tổng nợ phải trả chia cho quy mô vốn hóa doanh nghiệp vào cuối năm quan sát.

Quyền sở hữu quản trị được định nghĩa khác nhau trong các nghiên cứu, ví dụ, Morck, Shleifer & Vishny (1988) đo lường nó dựa trên tổng tỷ lệ phần trăm cổ phần thuộc sở hữu của ban quản trị và gia đình họ, trong khi nghiên cứu của Berger, Ofek & Yermack (1997) lại định nghĩa nó là tỷ lệ phần trăm cổ phần thuộc sở hữu của ban quản trị công ty.

Trong nghiên cứu này, tác giả dựa theo nghiên cứu của Berger, Ofek & Yermack

Theo nghiên cứu năm 1997, biến sở hữu quản trị (MAN) được xác định bằng tổng tỷ lệ sở hữu của giám đốc điều hành (EDM) và giám đốc không điều hành (NDM) Phương pháp này đã được áp dụng trong nhiều nghiên cứu trước đây, bao gồm các công trình của Brailsford, Oliver & Pua (2002); Ruan, Tian & Ma (2011); và Thy Phuong Vy Le (2015).

Nghiên cứu áp dụng phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất (OLS) để phân tích mối quan hệ giữa sở hữu quản trị (MAN) và tỷ lệ đòn bẩy tài chính trong doanh nghiệp Ngoài ra, mối quan hệ U-shape giữa sở hữu quản trị và tỷ lệ nợ trên quy mô vốn hóa cũng được xem xét thông qua biến MAN bình phương Khóa luận giả định rằng tỷ lệ sở hữu quản trị sẽ có mối quan hệ cùng chiều với tỷ lệ nợ trên quy mô vốn hóa cho đến khi quyền sở hữu đạt điểm cực đại, tại đó mối tương quan sẽ thay đổi.

Trong nghiên cứu này, tác giả sẽ tiến hành phân tích sâu về biến sở hữu quản trị của doanh nghiệp bằng cách chia nó thành hai thành phần riêng biệt Sở hữu quản trị (MAN) sẽ được xác định bao gồm hai phần: Sở hữu quản trị của ban Giám đốc điều hành (EDM) và Sở hữu quản trị không điều hành (NDM).

EDM là tỷ lệ phần trăm sở hữu quản trị của tất cả các giám đốc điều hành trong doanh nghiệp, trong khi NDM phản ánh tỷ lệ sở hữu của các giám đốc không điều hành tại thời điểm quan sát.

EDM và NDM là các thành phần của quyền sở hữu quản trị (MAN), do đó, các mối quan hệ cùng chiều giữa EDM và NDM trong hồi quy (2) và (3) được mong đợi, trong khi các mối quan hệ ngược chiều của (EDM) 2 và (NDM) 2 sẽ được quan sát Dấu hiệu dự đoán của ba hồi quy này được tóm tắt trong Bảng 1.

Dựa trên cơ sở thực nghiệm từ các nghiên cứu trước, trong khóa luận, tác giả đưa ra các giả thuyết sau cho mô hình hồi quy:

H1: Biến quan hệ sở hữu sẽ cho tác động cùng chiều với biến tỷ lệ vốn vay trên quy mô vốn hóa của doanh nghiệp

H2: Biến bình phương quan hệ sở hữu sẽ tác động ngược chiều với biến tỷ lệ vốn vay trên quy mô vốn hóa của doanh nghiệp

SIZE = Logarit tự nhiên tổng tài sản

Biến SIZE được xác định bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản Mặc dù Myers (1984) cho rằng mối liên hệ giữa quy mô doanh nghiệp và đa dạng hóa không nhất quán, nhưng có bằng chứng cho thấy các công ty nhỏ hơn có chi phí phá sản cao hơn so với các ngân hàng lớn hơn (Warner, 1977; Ang et al., 1982) Các công ty lớn thường có khả năng đa dạng hóa tốt hơn và dễ dàng tiếp cận các thị trường tín dụng hơn (Friend và Lang, 1988) Do đó, các công ty quy mô lớn được xem là ít rủi ro phá sản hơn và có khả năng duy trì đòn bẩy cao hơn Từ những nghiên cứu thực nghiệm của Scott và Martin (1975), Friend và Lang (1988), Agrawal và Nagarajan (1990), Firth (1995), và Berger và cộng sự (1997), có thể kết luận rằng quy mô doanh nghiệp thường có hệ số dương.

H3: Biến Quy mô của doanh nghiệp sẽ tác động cùng chiều với biến tỷ lệ vốn vay trên quy mô vốn hóa của doanh nghiệp

GRO = (Doanh thu năm n – Doanh thu năm n-1)/Doanh thu năm n-1

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN

Thống kê mô tả dữ liệu nghiên cứu

Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến số trong mô hình nghiên cứu

(Dữ liệu kết xuất từ Eviews 8.1)

Kết quả thống kê mô tả cho thấy biến phụ thuộc DE có giá trị trung bình cao hơn giá trị trung vị, với độ lệch chuẩn lớn lên đến 1.943, cho thấy sự phân hóa mạnh trong cấu trúc vốn vay của các doanh nghiệp sản xuất trên sàn HOSE giai đoạn 2010 – 2017 Biến động của DE dao động từ mức thấp nhất 0.031 tại doanh nghiệp Chiếu xạ An Phú (APC) năm 2017 đến mức cao nhất 14.023 tại Gỗ Trường Thành (TTF) năm 2011 Các biến sở hữu quản lý như sở hữu quản lý chung (MAN), sở hữu quản lý điều hành (EDM) và sở hữu quản lý không điều hành (NDM) cũng thể hiện độ biến thiên lớn, từ 0% đến 93.5%, với giá trị độ lệch chuẩn cao.

DE MAN MAN2 EDM EDM2 NDM NDM2 PROF GRO SIZE

Tổng số liệu là 1042.699, với các giá trị 90.607, 33.13805, 46.14597, 13.60319, 44.46125, 12.61084, 74.43087, 94.186 và 18725, cho thấy các biến này có sự chênh lệch đáng kể so với giá trị trung vị và trung bình Điều này cho thấy rằng các biến cấu trúc sở hữu trong mẫu dữ liệu nghiên cứu có độ phân tán lớn.

Biến kiểm soát quy mô của các doanh nghiệp (SIZE) cho thấy mức độ phân tán không đáng kể, với biên độ dao động hẹp từ 26 đến 31 Giá trị trung bình và giá trị trung vị gần như tương đương, trong khi khoảng biến thiên của biến cũng khá nhỏ Độ lệch chuẩn của biến này không đáng kể khi so sánh với các đại lượng trung bình đại diện cho biến.

Biến kiểm soát PROF và GRO (đơn vị tinh %) cho thấy sự biến thiên lớn, với độ lệch chuẩn của GRO (0.302) cao hơn nhiều so với PROF (0.112), cho thấy mức độ phân tán lớn hơn về tăng trưởng doanh thu và tỷ suất lợi nhuận trong giai đoạn 2010-2017 Giai đoạn này được đánh giá là phức tạp về mặt kinh tế, với sự biến động lớn trong tăng trưởng doanh thu và lợi nhuận của các doanh nghiệp sản xuất, đồng thời có sự khác biệt rõ rệt giữa các doanh nghiệp niêm yết trong bộ dữ liệu của tác giả.

BIỂU ĐỒ 4.1: Giá trị trung bình của Biến phụ thuộc Tỷ lệ nợ trên quy mô vốn hóa của doanh nghiệp

( Dựa theo tính toán của tác giả)

Biểu đồ tỷ lệ nợ trung bình của các doanh nghiệp sản xuất niêm yết trên sàn HOSE giai đoạn 2010-2017 cho thấy tỷ lệ đòn bẩy nợ vay đạt đỉnh vào năm 2011, sau đó giảm dần Năm 2011 là thời điểm Ngân hàng nhà nước thực hiện các chính sách siết chặt nhằm kiểm soát tăng trưởng không bền vững của ngành tài chính Đồng thời, căng thẳng lãi suất ngân hàng tăng cao, với mức cho vay sản xuất - kinh doanh khoảng 18-20%/năm, đã ảnh hưởng lớn đến hoạt động của hầu hết các doanh nghiệp trên thị trường.

BIỂU ĐỒ 4.2: Tương quan giữa các biến số sở hữu và biến Tỷ lệ nợ trên quy mô vốn hóa

Biểu đồ minh họa mối quan hệ giữa các biến số sở hữu như tỷ lệ sở hữu quản trị, sở hữu quản trị điều hành và sở hữu quản trị không điều hành với tỷ lệ nợ trên.

Trong giai đoạn nghiên cứu, tỷ lệ sở hữu trung bình của các doanh nghiệp sản xuất niêm yết trên HOSE không có biến động lớn Tuy nhiên, từ năm 2010-2011, tỷ lệ nợ trên quy mô vốn hóa tăng mạnh, đi kèm với sự gia tăng tỷ lệ sở hữu quản trị, chủ yếu là từ sở hữu quản trị không điều hành Từ năm 2011-2017, tỷ lệ nợ có xu hướng giảm, trong khi tỷ lệ sở hữu quản trị vẫn ổn định.

BIỂU ĐỒ 4.3 Tương quan giữa biến số quy mô doanh nghiệp và biến Tỷ lệ nợ trên quy mô vốn hóa

(Dựa theo tính toán của tác giả)

Biểu đồ minh họa quy mô trung bình của doanh nghiệp, được tính bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản trong giai đoạn 2010-2017 Giai đoạn này ghi nhận sự biến động đáng kể trong quy mô doanh nghiệp.

Sự tăng trưởng mạnh mẽ về quy mô của các doanh nghiệp sản xuất niêm yết phần lớn nhờ vào sự phục hồi của nền kinh tế Kinh tế vĩ mô ổn định cũng hỗ trợ các doanh nghiệp mở rộng hoạt động sản xuất kinh doanh, giúp họ tận dụng lợi thế quy mô để chiếm lĩnh thị phần và tạo ra lợi thế cạnh tranh.

Biểu đồ minh họa rõ ràng xu hướng tăng trưởng quy mô doanh nghiệp từ 2010 đến 2017, với mức tăng mạnh mẽ trong giai đoạn này Trong giai đoạn 2010-2011, sự tăng trưởng quy mô đi kèm với tỷ lệ đòn bẩy tài chính gia tăng Tuy nhiên, từ năm 2011 trở đi, mối quan hệ giữa tỷ lệ đòn bẩy và quy mô doanh nghiệp đã thay đổi, cho thấy hai yếu tố này có xu hướng tỷ lệ nghịch với nhau.

BIỂU ĐỒ 4.4 Tương quan giữa biến số tăng trưởng doanh thu và biến Tỷ lệ nợ trên quy mô vốn hóa

Average of D/E Average of GRO

Biểu đồ minh họa mối quan hệ giữa tăng trưởng doanh thu và tỷ lệ nợ, dựa trên mức trung bình của toàn bộ mẫu quan sát Giai đoạn từ năm 2010 cho thấy sự tương quan này có những biến động đáng chú ý.

Năm 2012, doanh thu của các doanh nghiệp sản xuất niêm yết ghi nhận sự sụt giảm đáng kể, với tỷ lệ tăng trưởng giảm từ 31.4% xuống 25.9% trong năm 2011 và chỉ đạt 1.8% - mức thấp kỷ lục trong năm 2012 Dù vậy, thống kê cho thấy vẫn chưa có mối liên hệ rõ ràng giữa tăng trưởng doanh thu và tỷ lệ nợ so với vốn hóa doanh nghiệp.

BIỂU ĐỒ 4.5 Tương quan giữa biến số tỷ suất sinh lợi và biến Tỷ lệ nợ trên quy mô vốn hóa

Biểu đồ thống kê mô tả cho thấy mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (EBIT/Tổng tài sản) và tỷ lệ nợ trên thị giá vốn của các doanh nghiệp sản xuất niêm yết trên HOSE Từ năm 2010 đến 2017, tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản trung bình của các doanh nghiệp sản xuất đã giảm từ 14.3% vào năm 2010 xuống còn 7.8% vào năm 2017, cho thấy xu hướng suy giảm rõ rệt.

Average of D/E Average of PROF

Phần kiểm định mô hình

4.2.1 Kiểm định đa cộng tuyến

Bảng 4.2 Kiểm định VIF - Mô hình hồi quy cho Sở hữu quản trị

Variable Coefficient Variance Uncentered VIF Centered VIF

(Dữ liệu kết xuất từ Eviews 8.1) Bảng 4.3 Kiểm định VIF - Mô hình hồi quy cho Sở hữu quản trị điều hành

(Dữ liệu kết xuất từ Eviews 8.1) Bảng 4.4 Kiểm định VIF - Mô hình hồi quy cho Sở hữu quản trị không điều hành

Kết quả thu thập từ Eviews 8.1 cho thấy tất cả các biến độc lập trong ba mô hình nghiên cứu đều không có hiện tượng đa cộng tuyến, với giá trị lớn nhất không vượt quá 10 Do đó, tất cả các biến độc lập được đưa vào mô hình hồi quy nhằm phân tích tác động của các biến sở hữu và biến kiểm soát đối với tỷ lệ đòn bẩy nợ vay trên quy mô vốn hóa của doanh nghiệp.

Bảng 4.5 Bảng kết quả ma trận hệ số tương quan các biến số trong mô hình Sở hữu quản trị

Correlation DE MAN MAN2 GRO PROF SIZE

Bảng 4.6 Bảng kết quả ma trận hệ số tương quan các biến số trong mô hình Sở hữu quản trị điều hành

Correlation DE EDM EDM2 GRO PROF SIZE

Bảng 4.7 Bảng kết quả hệ số tương quan các biến số trong mô hình Sở hữu quản trị không điều hành

Correlation DE NDM NDM2 GRO PROF SIZE

Dữ liệu từ Eviews 8.1 được sử dụng để kiểm định đa cộng tuyến giữa các biến số độc lập Phương pháp kiểm định dựa trên bảng hệ số tương quan, trong đó sự tương quan giữa từng cặp biến được phân tích qua hệ số tương quan của chúng Nếu tỷ lệ tương quan lớn hơn 80%, điều này cho thấy khả năng cao về sự tồn tại đa cộng tuyến mạnh mẽ giữa hai biến số.

Kết quả kiểm tra từ ba mô hình cho thấy hầu hết các biến không có mối tương quan với nhau, với các hệ số tương quan theo cặp đều dưới 30%, ngoại trừ trường hợp biến sở hữu và bình phương của chính biến sở hữu đó.

4.2.2 Kiểm định tồn tại sự không đồng nhất giữa các đơn vị chéo và thời gian (Pooling test)

Nghiên cứu sử dụng phần mềm Eviews 8 để kiểm định sự không đồng nhất giữa các đơn vị chéo và thời gian, nhằm xác định mô hình phù hợp hơn cho phân tích hồi quy, giữa Pool OLS, FEM và REM.

Cặp giả thuyết kiểm định như sau:

H0: Không có sự khác nhau giữa các đơn vị chéo và thời gian (Mô hình Pool OLS phù hợp hơn)

H1: Có sự khác nhau giữa các đơn vị chéo và thời gian (Mô hình FEM hoặc REM phù hợp hơn)

Bảng 4.8 Kết quả kiểm định F

Sở hữu quản trị - MAN Cross-section Chi-square P=0.0000 Period Chi-square P=0.0000

Sở hữu quản trị điều hành- EDM Cross-section Chi-square P=0.0000 Period Chi-square P=0.0000

Sở hữu quản trị không điều hành- NDM Cross-section Chi-square P=0.0000 Period Chi-square P=0.0000

Tất cả các giá trị P-value trong bảng đều nhỏ hơn 1%, cho thấy nghiên cứu chấp nhận giả thuyết H1 về sự khác biệt giữa các đơn vị chéo và thời gian Do đó, mô hình FEM hoặc REM sẽ được áp dụng để phân tích cơ sở dữ liệu trong các mô hình hồi quy.

4.2.3 Kiểm định Hausman lựa chọn mô hình hồi quy:

H0: các tác động không quan sát được không tương quan với biến giải thích H1: các tác động không quan sát được có tương quan với biến giải thích

Bảng 4.9 Kết quả kiểm định Hausman cho các mô hình sự tác động của sở hữu

Mô hình Chi-Sq Statistic Chi-Sq d.f P-value

Sở hữu quản trị - MAN 18.402270 5 0.0025

Sở hữu quản trị điều hành-

Sở hữu quản trị không điều hành- NDM 18.405287 5 0.0025

Kết quả kiểm định Hausman cho các mô hình hồi quy ảnh hưởng của biến sở hữu đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính cho thấy P-value < 0, dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết H0 Điều này chỉ ra rằng các tác động không quan sát được có mối tương quan với biến giải thích Do đó, mô hình FEM là lựa chọn phù hợp cho phân tích của tác giả về sự tác động của các biến sở hữu đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính.

4.2.4 Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi

Dùng phần mềm Eviews 8, thực hiện kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi trên các mô hình hồi quy

H0: Không có hiện tượng phương sai sai số thay đổi

H1: Có hiện tượng phương sai sai số thay đổi

Kết quả kiểm định Breusch – Pagan – Godfrey cho các mô hình hồi quy liên quan đến sở hữu quản trị, bao gồm sở hữu quản trị điều hành và sở hữu quản trị không điều hành, được trình bày trong Bảng 4.10.

Sở hữu quản trị - MAN F-statistic 16.00861 Prob F(5,665) 0.0000

Sở hữu quản trị điều hành- EDM F-statistic 20.86296 Prob F(5,665) 0.0000

Sở hữu quản trị không điều hành-

Tất cả các giá trị P-value ở cột cuối cùng trong bảng đều nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%, điều này cho thấy nghiên cứu đã chấp nhận giả thuyết H1 về hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong các mô hình phân tích Do đó, các mô hình (4.1), (4.2), (4.3) đều mắc lỗi về phương sai sai số thay đổi với mức ý nghĩa 1%.

4.2.5 Kiểm định hiện tượng tự tương quan của phần dư tại bậc trễ 1

Dùng phần mềm Eviews 8, thực hiện kiểm định hiện tượng phần dư bậc trễ 1 có hiện tượng tự tương quan trên các mô hình hồi quy.

H0: Phần dư không có hiện tượng tự tương quan tại bậc trễ 1

H1: Phần dư có hiện tượng tự tương quan tại bậc trễ 1

Bảng 4.11 Kết quả kiểm định tương quan phần dư bằng cách hồi quy theo biến phụ là phần dư tại bậc trễ 1

Tất cả các giá trị P-value trong cột cuối cùng của bảng đều nhỏ hơn 1%, cho thấy nghiên cứu chấp nhận giả thuyết H1 về sự tự tương quan phần dư tại bậc trễ 1 Điều này xác nhận rằng hiện tượng tự tương quan xuất hiện ở cả ba mô hình hồi quy phân tích.

Khắc phục các khuyết tật trong mô hình hồi quy

Kết quả kiểm định cho thấy các mô hình (4.1), (4.2) gặp phải vấn đề về phương sai sai số thay đổi và tự tương quan của sai số uit Để khắc phục tình trạng này, phương pháp hồi quy EGLS cho dữ liệu bảng với sai số sửa đổi (PCSE) là lựa chọn hiệu quả nhằm cải thiện các khuyết tật trong mô hình.

Bảng 4.12 Kết quả hồi quy bằng EGLS với sai số được hiệu chỉnh (PCSE) cho mô hình sở hữu quản trị

Theo kết quả hồi quy trong bảng,

Giá trị thống kê P-value thống kê F là 0.000000: Mô hình hồi quy phù hợp với mức ý nghĩa 1%

Giá trị R2 hiệu chỉnh được ghi nhận ở mức 0.65122: 65.12% sự biến động của biến D/E sẽ được giải thích bằng sự biến động của các biến độc lập trong mô hình

Hệ số chặn C=-16.2878 có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, trong khi các biến độc lập MAN, PROF và SIZE cũng cho thấy ý nghĩa thống kê với các mức 10%, 1% và 1% Điều này cho thấy rằng, khi các yếu tố khác được giữ nguyên, tỷ lệ D/E sẽ có sự biến động nhất định.

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

Tăng 3.830353 đơn vị nếu tỷ lệ sở hữu quản trị MAN tăng thêm 1 đơn vị(%)

Giảm 2.628431 đơn vi nếu bình phương tỷ lệ sở hữu quản trị MAN2 tăng thêm 1 đơn vị (%)

Giảm 2.36536 đơn vị nếu tỷ lệ lợi nhuận trước thuế và lãi vay trên tổng tài sản tăng thêm 1 đơn vị (%)

Tăng 0.011479 đơn vị nếu tăng trưởng doanh thu của doanh nghiệp tăng thêm 1 đơn vị (%)

Tăng 0.634797 đơn vị nếu quy mô tổng tài sản của doanh nghiệp tăng lên thêm 1 đơn vị

Bảng 4.13 Kết quả hồi quy bằng EGLS với sai số được hiệu chỉnh (PCSE) cho mô hình sở hữu quản trị điều hành

Hệ số chặn C=0.152794 không có ý nghĩa thống kê ở mức 10% Trong số các biến độc lập, EDM2, GRO và PROF đều có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% và 1% Điều này cho thấy, khi các yếu tố khác không đổi – ceteris paribus, tỷ lệ D/E sẽ có sự biến động đáng kể.

Giảm 0.921317 đơn vị nếu tỷ lệ sở hữu quản trị điều hành EDM tăng thêm 1 đơn vị(%)

Tăng 3.595247 đơn vi nếu bình phương tỷ lệ sở hữu quản trị điều hành EDM2 tăng thêm 1 đơn vị (%)

Tăng 0.05516 đơn vị nếu quy mô tổng tài sản của doanh nghiệp tăng lên thêm 1 đơn vị

Bảng 4.14 Kết quả hồi quy bằng EGLS với sai số được hiệu chỉnh (PCSE) cho mô hình sở hữu quản trị không điều hành

Hệ số chặn C=0.988908 không có ý nghĩa thống kê ở mức 10% Trong khi đó, các biến độc lập như MAN, PROF và SIZE đều có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa lần lượt là 10%, 1% và 1% Cụ thể, khi các yếu tố khác không đổi (ceteris paribus), tỷ lệ D/E sẽ có sự biến động.

Tăng 2.995809 đơn vị nếu tỷ lệ sở hữu quản trị không điều hành NDM tăng thêm 1 đơn vị(%)

Giảm 6.32557 đơn vi nếu bình phương tỷ lệ sở hữu quản trị NDM2 tăng thêm 1 đơn vị (o

Tăng 0.634797 đơn vị nếu quy mô tổng tài sản của doanh nghiệp tăng lên thêm 1 đơn vị.

Định dạng
Số trang	109
Dung lượng	2,05 MB