GIỚI THIỆU
Lý do chọn đề tài
Cấu trúc vốn tối ưu là tỷ lệ lý tưởng giữa nợ dài hạn và tổng vốn dài hạn, giúp doanh nghiệp tối đa hóa giá trị thu nhập trên mỗi cổ phần (EPS) với chi phí sử dụng vốn thấp nhất Mặc dù lợi ích của cấu trúc vốn tối ưu là rõ ràng, việc xác định nó lại rất khó khăn, và doanh nghiệp còn gặp nhiều thách thức trong việc biết khi nào nên điều chỉnh về cấu trúc vốn tối ưu (đòn bẩy mục tiêu).
Dòng tiền của doanh nghiệp có ảnh hưởng lớn đến việc điều chỉnh đòn bẩy mục tiêu, đặc biệt khi doanh nghiệp chú trọng đến vấn đề này Khi dòng tiền vượt qua độ lệch giữa đòn bẩy thực tế và mục tiêu, doanh nghiệp có khả năng xóa bỏ độ lệch và đạt được đòn bẩy mục tiêu một cách dễ dàng Dòng tiền thực có thể tạo ra cơ hội điều chỉnh đòn bẩy với chi phí tương đối thấp Nhiều nghiên cứu trước đây đã xem xét tác động của các biến chi phí điều chỉnh đến đòn bẩy mục tiêu, như các nghiên cứu của Hovakimian, Opler và Titman (2001), Korajczyk và Levy (2003), và Leary và Roberts (2005) Tác giả sẽ dựa vào các nghiên cứu của Michael Faulkender, Mark J Flannery, Kristine Watson Hankins và Jason M Smith.
Năm 2012, nghiên cứu đã chỉ ra cách đo lường tốc độ điều chỉnh ảnh hưởng đến dòng tiền, từ đó đánh giá tác động của chi phí giao dịch và nhu cầu dòng tiền đối với việc điều chỉnh đòn bẩy mục tiêu của các doanh nghiệp.
Tác giả nghiên cứu tác động của hạn chế tài chính và định thời điểm thị trường đối với tốc độ điều chỉnh đòn bẩy của doanh nghiệp Các doanh nghiệp gặp khó khăn tài chính có thể phải chịu chi phí cao hoặc không thể phát hành chứng khoán để đạt được đòn bẩy mục tiêu Bên cạnh đó, việc lựa chọn thời điểm phát hành hoặc mua lại chứng khoán cũng ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh này.
Mục tiêu nghiên cứu
Xác định đòn bẩy mục tiêu của 642 doanh nghiệp phi tài chính
Kiểm định tốc độ điều chỉnh từ đòn bẩy đầu kỳ đến đòn bẩy mục tiêu chủ động là cần thiết để xác định xem doanh nghiệp có thể điều chỉnh đòn bẩy một cách nhanh chóng hơn bình thường hay không.
Kiểm định tốc độ điều chỉnh sẽ cho thấy sự bất đối xứng hoặc đối xứng khi đòn bẩy tài chính lệch khỏi mục tiêu, với doanh nghiệp sử dụng nợ quá mức điều chỉnh nhanh hơn hoặc bằng doanh nghiệp sử dụng nợ dưới mức.
Nghiên cứu này đóng góp quan trọng trong việc kiểm định ảnh hưởng của dòng tiền đến tốc độ điều chỉnh đòn bẩy, đồng thời xác định thời điểm và mức độ giảm bớt độ lệch đòn bẩy.
Nghiên cứu này kiểm định tốc độ điều chỉnh về đòn bẩy mục tiêu của các công ty khi đối mặt với hạn chế tài chính, cụ thể là chi phí tiếp cận thị trường vốn cao, so với các công ty không bị hạn chế tài chính Kết quả sẽ giúp hiểu rõ hơn về cách thức các công ty điều chỉnh cấu trúc vốn của mình trong bối cảnh tài chính khác nhau.
Xác định tốc độ điều chỉnh đòn bẩy có phản ứng với một số biến định thời điểm thị trường không.
Phạm vi nghiên cứu
Báo cáo tài chính của 642 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên hai sàn chứng khoán HOSE và HNX trong giai đoạn từ quý 1/2007 đến quý 1/2015 cung cấp dữ liệu quan trọng cho việc phân tích và đánh giá tình hình tài chính của các doanh nghiệp này.
Phương pháp nghiên cứu
Luận văn áp dụng phương pháp nghiên cứu định lượng, sử dụng biến công cụ và thực hiện hồi quy OLS với sai số chuẩn bootstrapped trong phần mềm Stata 13.
Tính mới của luận văn
Luận văn đã sử dụng phương pháp biến công cụ và hồi quy OLS với sai số chuẩn bootstrapped để xác định vai trò của dòng tiền trong việc điều chỉnh đòn bẩy Kết quả cho thấy doanh nghiệp chủ động điều chỉnh đòn bẩy khi nhận thấy lợi ích từ đòn bẩy mục tiêu.
Ý nghĩa của đề tài
Kết quả thực nghiệm của đề tài đã xác nhận lý thuyết về đánh đổi cấu trúc vốn, cho thấy rằng các doanh nghiệp hướng tới cấu trúc vốn mục tiêu với chi phí điều chỉnh tối thiểu.
Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng lợi ích và chi phí của việc điều chỉnh cấu trúc vốn phụ thuộc vào mức chênh lệch đòn bẩy của từng doanh nghiệp, dòng tiền, cơ hội đầu tư, khả năng tiếp cận thị trường vốn và các yếu tố thị trường khác Những kết quả này không chỉ giúp giám đốc tài chính nhận thức rõ lợi ích của cấu trúc vốn mục tiêu mà còn hướng dẫn họ về thời điểm và mức độ cần thiết để thực hiện điều chỉnh.
Cấu trúc luận văn
Chương 1: Giới thiệu đề tài
Chương 2: Tổng quan các nghiên cứu trước đây
Chương 3: Phương pháp nghiên cứu
Chương 4: Nội dung và kết quả nghiên cứu
Chương 5: Kết luận. tot nghiep down load thyj uyi pl aluan van full moi nhat z z vbhtj mk gmail.com Luan van retey thac si cdeg jg hg
CF :Dòng tiền CPI : Chỉ số giá tiêu dùng
EBIT : Thu nhập trước thuế và lãi vay GDP :Tổng sản phẩm quốc nội
GTSS :Giá trị sổ sách
GTTT :Giá trị thị trường
HNX :Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội
HOSE :Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM
MB :Giá trị thị trường trên giá trị sổ sách OLS :Phương pháp bình phương bé nhất
TA :Tổng tài sản tot nghiep down load thyj uyi pl aluan van full moi nhat z z vbhtj mk gmail.com Luan van retey thac si cdeg jg hg
TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
Nhiều nghiên cứu trên thế giới đã xem xét các vấn đề liên quan đến đòn bẩy mục tiêu của doanh nghiệp, thời gian cần thiết để đạt được mục tiêu này, và các yếu tố ảnh hưởng đến việc điều chỉnh đòn bẩy mục tiêu Tuy nhiên, kết quả từ các nghiên cứu trước đây thường không đồng nhất Các nghiên cứu gần đây của Leary và Roberts (2005), Flannery và Rangan (2006), Huang và Ritter (2009), cùng với Frank và Goyal đã tiếp tục khai thác những vấn đề này.
Hầu hết các nghiên cứu về đòn bẩy mục tiêu của doanh nghiệp kết luận rằng tốc độ đạt được mục tiêu này là rất chậm, ngoại trừ nghiên cứu của Welch (2004) Điều này đã dẫn đến việc tìm kiếm các nguồn tài liệu liên quan đến chi phí điều chỉnh, một yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh Fisher, Heinkel và Zechner (1989) cho rằng doanh nghiệp chỉ điều chỉnh đòn bẩy khi lợi ích thu được vượt qua chi phí liên quan đến việc giảm độ lệch so với đòn bẩy mục tiêu.
Altinkilic và Hansen (2000) đã nghiên cứu ước lượng chi phí phát hành chứng khoán, trong khi các nhà nghiên cứu khác như Strebulaev (2007), Shivdasani và Stefanescu (2010), cùng Korajczyk và Levy (2003) đã mô hình hóa tác động của chi phí giao dịch lên việc điều chỉnh đòn bẩy Leary và Roberts (2005) phát hiện rằng việc điều chỉnh đòn bẩy đạt tối ưu khi các thành phần cấu thành chi phí giao dịch là cố định hoặc biến đổi.
Chi phí điều chỉnh đòn bẩy không chỉ phụ thuộc vào chi phí giao dịch mà còn vào động cơ của doanh nghiệp trong việc tiếp cận thị trường vốn Các cơ hội đầu tư có lợi nhuận khuyến khích doanh nghiệp huy động vốn từ bên ngoài, và đòn bẩy có thể được điều chỉnh thông qua việc phát hành vốn nợ hoặc vốn cổ phần Doanh nghiệp có dòng tiền vượt trội từ các cơ hội đầu tư có thể phân phối dòng tiền này cho các bên liên quan, ảnh hưởng đến quyết định trả nợ, mua lại cổ phiếu hoặc chi trả cổ tức Tóm lại, mọi cách tiếp cận thị trường vốn đều có thể được sử dụng để điều chỉnh đòn bẩy nếu doanh nghiệp nhận thấy lợi ích từ việc này Dòng tiền thực tế của doanh nghiệp có thể tác động lớn đến chi phí điều chỉnh, bất kể là phân phối hay huy động vốn Doanh nghiệp phải đối mặt với chi phí điều chỉnh cao hơn sẽ ít có khả năng giao dịch với thị trường vốn bên ngoài.
Doanh nghiệp có tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu không đổi và chi phí cao trong việc tiếp cận thị trường vốn bên ngoài sẽ bắt đầu với mức đòn bẩy thấp hơn mục tiêu và cố gắng thu hẹp chênh lệch này Trong năm đầu, dòng tiền thực gần như bằng không, và năm tiếp theo, dòng tiền giảm xuống thấp hơn mức cần thiết để tài trợ cho các cơ hội đầu tư Nếu chi phí giao dịch cao, doanh nghiệp có thể điều chỉnh đòn bẩy trong năm thứ hai, nhưng chi phí tiếp cận vẫn không thay đổi Ngược lại, doanh nghiệp A có chi phí tiếp cận thấp nhưng hiếm khi sử dụng, trong khi doanh nghiệp B có chi phí cao hơn nhưng dòng tiền biến động mạnh Doanh nghiệp B có thể cần tài trợ từ bên ngoài trong những năm có cơ hội đầu tư tốt, và trong những năm khác, có dòng tiền dư thừa để phân phối cho cổ đông Nhờ vào chi phí biên tương đối thấp, doanh nghiệp B điều chỉnh đòn bẩy thường xuyên hơn doanh nghiệp A.
Dòng tiền của doanh nghiệp có thể ảnh hưởng đáng kể đến động lực ròng hằng năm để đạt được tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu, nếu doanh nghiệp thực sự quan tâm Nhiều nghiên cứu trước đây đã xem xét tác động của chi phí điều chỉnh đến đòn bẩy mục tiêu, như các nghiên cứu của Hovakimian, Opler và Titman (2001), Korajczyk và Levy (2003), và Leary và Roberts (2005) Tác giả sẽ dựa theo quan điểm của Michael Faulkender và Mark J.
Flannery, Kristine Watson Hankins và Jason M Smith (2012) đã nghiên cứu cách đo lường tốc độ điều chỉnh ảnh hưởng của dòng tiền, từ đó đánh giá tác động của chi phí giao dịch và nhu cầu dòng tiền đối với việc điều chỉnh đòn bẩy mục tiêu của các doanh nghiệp.
Tác giả đã loại bỏ sự điều chỉnh đối xứng giữa các doanh nghiệp sử dụng đòn bẩy dưới mức và quá mức so với đòn bẩy mục tiêu Trái ngược với giả định của các nhà nghiên cứu trước đây rằng tất cả các công ty điều chỉnh tỷ lệ đòn bẩy tương tự nhau, DeAngelo, H DeAngelo, và Whited (2011) là một ngoại lệ đáng chú ý Điều này cho thấy rằng sự điều chỉnh tối ưu có thể biến đổi không cân xứng giữa các công ty.
Dù chi phí điều chỉnh cho các công ty sử dụng đòn bẩy dưới mức và quá mức là như nhau, lợi ích có thể không đồng đều Các doanh nghiệp sử dụng đòn bẩy dưới mức thường ưu tiên lợi ích thuế từ việc sử dụng đòn bẩy mà không chú ý đến chi phí kiệt quệ tài chính Ngược lại, chi phí kiệt quệ tài chính lại là một vấn đề nghiêm trọng đối với các doanh nghiệp có đòn bẩy quá mức.
Korteweg (2010) cho rằng giá trị của doanh nghiệp sẽ tăng khi đòn bẩy tài chính dưới mức tối ưu và tăng thêm Ngược lại, nếu doanh nghiệp sử dụng đòn bẩy quá mức, giá trị của nó sẽ giảm đáng kể khi đòn bẩy tiếp tục tăng.
Một số nghiên cứu cho rằng khả năng tiếp cận thị trường vốn khác nhau giữa các công ty dẫn đến chi phí điều chỉnh đòn bẩy khác nhau, đặc biệt là giữa các công ty bị giới hạn và không bị giới hạn tài chính Các công ty bị giới hạn tài chính thường gặp khó khăn trong việc tiếp cận thị trường vốn, dẫn đến chi phí điều chỉnh đòn bẩy cao (Korajczyk và Levy, 2003) Tuy nhiên, một số công ty này có thể cải thiện khả năng tiếp cận thị trường vốn, từ đó giảm chi phí di chuyển về phía đòn bẩy mục tiêu (Faulkender và cộng sự, 2012) Mặc dù nhiều nghiên cứu đã chỉ ra rằng các rào cản tài chính và điều kiện thị trường ảnh hưởng đến quyết định phát hành chứng khoán của các công ty (Hovakimian, Opler và Titman, 2001; Korajczyk và Levy, 2003; Leary và Roberts, 2005), nhưng chưa có nghiên cứu nào kết hợp các yếu tố này vào ước tính tốc độ điều chỉnh Dựa trên các đặc điểm của thị trường tài chính và công ty, tác giả nghiên cứu tác động của hạn chế tài chính đối với tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về mục tiêu theo Michael Faulkender, Mark J Flannery, Kristine Watson Hankins và Jason M Smith (2012).
Nghiên cứu cho thấy định thời điểm thị trường ảnh hưởng đến sự lựa chọn loại chứng khoán, từ đó tác động đến cấu trúc vốn của công ty (Baker và Wurgler, 2002; Korajczyk và Levy, 2003; Huang và Ritter, 2009) Faulkender và cộng sự (2012) chỉ ra rằng định thời điểm thị trường ảnh hưởng đến động lực ngắn hạn của doanh nghiệp trong việc rút ngắn khoảng cách chênh lệch đòn bẩy Chẳng hạn, một công ty sử dụng vốn vay quá mức có thể thu hồi một phần nợ của mình.
Khuynh hướng điều chỉnh đòn bẩy mục tiêu của công ty có thể tiếp tục nếu lợi tức trái phiếu cao tạm thời, dẫn đến giá trái phiếu thấp Do đó, khi lợi suất trái phiếu tăng, công ty có khả năng thực hiện điều chỉnh lớn về đòn bẩy mục tiêu Một doanh nghiệp sử dụng đòn bẩy quá mức có thể phát hành cổ phiếu để điều chỉnh đòn bẩy, trong khi doanh nghiệp sử dụng đòn bẩy dưới mức có thể chọn mức đòn bẩy thấp hơn nếu chi phí phát hành cổ phiếu bị định giá sai vượt quá lợi ích của việc đạt được đòn bẩy mục tiêu Việc phát hành hoặc mua lại chứng khoán có thể ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh đòn bẩy mục tiêu của doanh nghiệp.
Tác giả giả thuyết rằng tốc độ điều chỉnh cấu trúc vốn sẽ phản ứng với các biến định thời điểm thị trường, từ đó nghiên cứu tác động của định thời điểm thị trường đến tốc độ điều chỉnh đòn bẩy.
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Dữ liệu nghiên cứu
Dữ liệu nghiên cứu bao gồm 642 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên sàn chứng khoán HOSE và HNX trong giai đoạn từ quý 1-2007 đến quý 1-2015 Thông tin được thu thập từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và nghị quyết đại hội đồng cổ đông của các công ty Tất cả số liệu được lấy từ trang web vietstock.vn, trong khi chỉ số lạm phát (CPI) và tốc độ tăng trưởng GDP được trích xuất từ imf.org và adb.org.
Bảng3.1.Phân phối doanh nghiệp Việt Nam theo 14 ngành
Nguồn: http://finance.vietstock.vn /ngành
Dữ liệu bảng được xây dựng từ quý 1-2007 đến quý 1-2015, bao gồm 33 kỳ và 642 doanh nghiệp, đảm bảo tính đầy đủ và gần như đại diện cho tổng thể Điều này giúp kết quả ước lượng đạt được tính khách quan, trung thực và có ý nghĩa kinh tế.
Mô hình và phương pháp nghiên cứu
Mô hình điều chỉnh cấu trúc vốn doanh nghiệp được ước tính hồi quy theo Flannery và Rangan(2006); Lemmon, Roberts và Zender (2008) dưới dạng:
Dư nợ của doanh nghiệp tại thời điểm t được ký hiệu là \$D_{i,t}\$, trong khi giá trị sổ sách tại thời điểm t là \$A_{i,t}\$ Đòn bẩy tại thời điểm đang xét được ký hiệu là \$L_{i,t}\$, và đòn bẩy được lấy trễ là \$L_{i,t-1}\$ Tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu dự kiến được ký hiệu là \$L^*\$, và tốc độ điều chỉnh tới mục tiêu của doanh nghiệp được ký hiệu là \$\lambda\$.
Mô hình (1) giả định rằng sự điều chỉnh của doanh nghiệp bắt đầu từ mức đòn bẩy của các kỳ báo cáo trước, L_{i,t-1} Khi doanh nghiệp không thực hiện điều chỉnh cấu trúc vốn chủ động, đòn bẩy vẫn có thể thay đổi do sự biến động thu nhập hàng năm trong tài khoản vốn chủ sở hữu Hoạt động điều chỉnh chủ động yêu cầu doanh nghiệp tiếp cận thị trường vốn, ngay cả khi chỉ là chi trả cổ tức Chỉ các điều chỉnh chủ động mới phát sinh chi phí giao dịch, do đó, để kiểm tra các mô hình điều chỉnh đòn bẩy mục tiêu, cần tập trung vào các điều chỉnh chủ động Tác giả đã điều chỉnh lại mô hình (1) để tách biệt thay đổi đòn bẩy bị động và mô hình điều chỉnh chủ động.
Đòn bẩy tài chính tại thời điểm t được xác định là L p i-t-1, trong khi NI i,t đại diện cho thu nhập ròng trong năm kết thúc tại thời điểm t Nếu doanh nghiệp không tham gia vào các hoạt động thị trường, vế trái của phương trình (2) sẽ phản ánh sự điều chỉnh chủ động của doanh nghiệp nhằm thay đổi cấu trúc vốn mục tiêu.
Mô hình hồi quy (1) và (2) đều dựa vào một đòn bẩy mục tiêu ước tính, L * i,t
Với β là hệ số vector ,
Vector \$X_{i,t-1}\$ chứa tất cả các biến ảnh hưởng đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính, bao gồm: tỷ lệ thu nhập trước thuế và chi phí lãi vay trên tổng tài sản (EBIT_TA), tỷ lệ dư nợ trên sổ sách và giá trị thị trường của cổ phiếu trên tổng tài sản (MB), tỷ lệ tăng trưởng tổng tài sản (g(TA)), tỷ lệ tăng trưởng doanh thu (g(S)), logarit tự nhiên của tổng tài sản (Lnta), logarit tự nhiên của doanh thu (Lns), tỷ lệ khấu hao tài sản trên tổng tài sản (DEP_TA), thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp (T(Tax)), tỷ lệ tài sản ròng, nhà máy và thiết bị trên tổng tài sản (FA_TA), tỷ lệ chi phí nghiên cứu và phát triển trên tổng tài sản (R&D_TA), tỷ lệ chi phí bán hàng và quản lý doanh nghiệp trên doanh thu (SG&A), tỷ lệ nợ trung bình ngành (Lev-ind), tỷ lệ sở hữu nhà nước (TLSHNN), và tỷ lệ thay đổi logarit chỉ số giá tiêu dùng (ChgLnCPI).
Source: http://data.imf.org/?skjc22ea7-e792-4687-b7f8-c2df114d9fdc&ss90030341854 o ChgLnGDP = (lnGDP i,t – lnGDP i,t-1 )/lnGDP i,t-1
I don't know!
Lựa chọn phương pháp IV hay GMM để ước lượng đòn bẩy mục tiêu trong mô hình (3)
Tác giả xác định sự tồn tại của hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình hồi quy có biến nội sinh để lựa chọn giữa phương pháp ước lượng IV và GMM.
Kiểm định này đã được đề xuất bởi Pagan và Hall (1983), và thực hiện trong stata bằng câu lệnh ivhettest
Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình hồi quy đòn bẩy mục tiêu theo giá trị thị trường cho thấy hệ số _cons là -0.3189317 với độ lệch chuẩn 0.036761, giá trị t là -8.68 và p-value là 0.000, cho thấy kết quả có ý nghĩa thống kê Các biến bao gồm D.Mlevind, D.SGA, D.RDta, D.DEPta, D.lns, D.chgLnCPI và D.chgLnGDP được sử dụng làm công cụ trong phân tích này.
LD.Mlev Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]
Residual SS = 780.0998144 Root MSE = 2021 Total (uncentered) SS = 879.5345537 Uncentered R2 = 0.1131 Total (centered) SS = 876.3990693 Centered R2 = 0.1099 Prob > F = 0.0000 F( 12, 19102) = 82.78 Number of obs = 19115
Statistics robust to heteroskedasticity Estimates efficient for homoskedasticity only
OLS estimation First-stage regression of LD.Mlev:
The analysis employs the orthogonalized dynamic model (D.MB) to robustly estimate the impact of various economic indicators on the dependent variable, D.Mlev The instrumental variable regression (ivreg2) is utilized, with D.L.Mlev as the endogenous variable, while controlling for factors such as Mlevind, SGA, RDta, DEPta, ln(chgLnCPI), and ln(chgLnGDP) Additionally, the model incorporates lagged effects of ebit and other relevant variables to ensure comprehensive insights into the economic dynamics at play.
Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình hồi quy đòn bẩy mục tiêu theo giá trị sổ sách
Pagan-Hall general test statistic : 17.698 Chi-sq(12) P-value = 0.1252 Ho: Disturbance is homoskedastic
IV heteroskedasticity test(s) using levels of IVs only ivhettest
Excluded instruments: D.MB t LD.ebit L2D.ebit tlSHNN Included instruments: D.Mlevind D.SGA D.RDta D.DEPta D.lns D.chgLnCPI D.chgLnGDP Instrumented: LD.Mlev
Chi-sq(1) P-val = 0.0000 Endogeneity test of endogenous regressors: 194.586
LD.ebit L2D.ebit L3D.ebit L4D.ebit L5D.tlSHNN D.MB Included instruments: D.SGA D.RDta D.DEPta D.fata D.chgLnCPI D.chgLnGDP t _cons -.0352898 031635 -1.12 0.265 -.0972976 0267179
LD.Blev Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]
Residual SS = 435.3263086 Root MSE = 1594 Total (uncentered) SS = 519.355475 Uncentered R2 = 0.1618 Total (centered) SS = 517.8958474 Centered R2 = 0.1594 Prob > F = 0.0000 F( 13, 17139) = 22.37 Number of obs = 17153
Statistics robust to heteroskedasticity Estimates efficient for homoskedasticity only
OLS estimation First-stage regression of LD.Blev:
The analysis employs robust methods to evaluate the impact of various economic indicators on the dependent variable, utilizing instrumental variable regression techniques Key variables include changes in CPI and GDP, as well as lagged values of ebit and total employment The study aims to provide insights into the relationships among these factors, contributing to a deeper understanding of economic dynamics.
Kết quả cho thấy p_value của mô hình hồi quy đòn bẩy mục tiêu theo giá trị sổ sách và thị trường đều lớn hơn 10%, cho thấy không có hiện tượng phương sai thay đổi trong cả hai mô hình Hơn nữa, ước lượng GMM sẽ không còn hiệu quả khi kích thước mẫu nhỏ.
Tác giả áp dụng phương pháp IV, sử dụng câu lệnh xtivreg2 trong Stata, để hồi quy đòn bẩy mục tiêu dựa trên giá trị sổ sách và thị trường trong mô hình (3).
(1) và (2) sau đó hồi quy OLS với bootstrapped standard errors
Pagan-Hall general test statistic : 3.064 Chi-sq(13) P-value = 0.9977 Ho: Disturbance is homoskedastic
IV heteroskedasticity test(s) using levels of IVs only ivhettest
LD.ebit L2D.ebit L3D.ebit L4D.ebit L5D.tlSHNN Included instruments: D.SGA D.RDta D.DEPta D.fata D.chgLnCPI D.chgLnGDP t Instrumented: LD.Blev
The endogeneity test for endogenous regressors yielded a Chi-squared value of 5.813, with a p-value of 0.0159, indicating statistical significance.
Các biến trong mô hình ước lượng tốc độ điều chỉnh
Mức điều chỉnh đòn bẩy theo giá trị sổ sách (thị trường) là:
Đòn bẩy thị trường được tính bằng công thức ∆Book lev (Market lev) = L i,t - L i,t-1 Tuy nhiên, tốc độ điều chỉnh đòn bẩy này thường thấp, vì vậy Michael Faulkender và các cộng sự (2012) đã giới thiệu khái niệm đòn bẩy chủ động để đo lường mức điều chỉnh đòn bẩy cao hơn.
Mức điều chỉnh đòn bẩy chủ động là:
Khoảng cách giữa đòn bẩy mục tiêu và đòn bẩy đầu kỳ:
Khoảng cách giữa đòn bẩy mục tiêu và đòn bẩy đầu kỳ chủ động:
Dòng tiền và cách xác định ảnh hưởng của nó đến tốc độ điều chỉnh
Dòng tiền của doanh nghiệp ảnh hưởng đến chi phí điều chỉnh đòn bẩy, với hai tác động chính Thứ nhất, dòng tiền cung cấp cơ hội sử dụng chi phí thấp để điều chỉnh đòn bẩy Khi cần huy động vốn bên ngoài, công ty có thể lựa chọn giữa phát hành trái phiếu hoặc cổ phiếu, dẫn đến sự thay đổi trong đòn bẩy Lợi ích từ việc điều chỉnh đòn bẩy sẽ bù đắp cho chi phí tiếp cận thị trường vốn của doanh nghiệp.
Một công ty có dòng tiền dương cao thường có xu hướng phân phối lợi nhuận cho nhà đầu tư, nhưng điều này có thể ảnh hưởng đến đòn bẩy do lựa chọn trả bớt nợ hoặc vốn chủ sở hữu Dấu của dòng tiền không quan trọng, mà giá trị của nó mới là điều cần quan tâm Nếu doanh nghiệp phải đối mặt với chi phí tiếp cận thị trường vốn cao, họ có xu hướng điều chỉnh đòn bẩy thường xuyên hơn so với các doanh nghiệp có chi phí thấp, vì một phần chi phí này được gánh chịu bởi dòng tiền của họ.
Dòng tiền CFi,t được xác định:
OBIDi,t là thu nhập hoạt động trước khấu hao
Ti,t là tổng số thuế
Inti,t là chi phí lãi vay
Ai,t-1 là giá trị tổng tài sản cho năm tài chính kết thúc tại t-1
Industry_CapExt là chi tiêu vốn trung bình năm theo ngành chia tài sản theo giá trị sổ sách giai đoạn trước
Michael Faulkender, Mark J Flannery, Kristine Watson Hankins và Jason M
Smith (2012) cho rằng các công ty có dòng tiền tuyệt đối cao sẽ có xu hướng điều chỉnh đòn bẩy nhiều hơn nếu đòn bẩy mục tiêu quan trọng với họ Đặc biệt, trong trường hợp một công ty có dòng tiền âm do các cơ hội đầu tư lớn, nếu giá trị ròng của các cơ hội này vượt quá chi phí tiếp cận thị trường tài chính, công ty sẽ huy động vốn từ bên ngoài mà không gặp phải chi phí cố định Ngay cả khi cơ hội đầu tư không đủ để đảm bảo việc tiếp cận thị trường vốn, sự kết hợp giữa lợi ích đầu tư và đòn bẩy vẫn có thể biện minh cho chi phí này Một công ty có dòng tiền dương lớn sẽ xem xét việc phân phối tiền dư thừa cho thị trường thông qua việc mua lại cổ phiếu hoặc nợ, tùy thuộc vào khoảng cách đòn bẩy của nó.
Có thể tìm hiểu chi phí điều chỉnh cấu trúc vốn bằng cách so sánh quy mô dòng tiền của công ty (CFi,t) với tỷ lệ độ lệch khỏi đòn bẩy mục tiêu.
Một công ty có thể tạo ra điều chỉnh đòn bẩy với chi phí thấp khi vượt quá khả năng của nó, nhờ vào việc chia sẻ chi phí tiếp cận thị trường giữa các lợi ích của cấu trúc vốn mục tiêu và phân phối dòng tiền thực Tuy nhiên, khoảng trống đòn bẩy sẽ chỉ được chấm dứt khi chi phí biên của các giao dịch thị trường vốn tăng thêm đủ thấp Nếu chi phí biến đổi không bằng không, Michael Faulkender và Mark J.
Flannery, Kristine Watson Hankins và Jason M Smith (2012) kỳ vọng tốc độ điều chỉnh hướng tới mục tiêu sẽ chậm hơn cho đến
Một công ty có nhu cầu vốn vượt quá có thể đạt được đòn bẩy mục tiêu bằng cách lựa chọn hợp lý giữa các giao dịch nợ và vốn Điều này cho phép công ty rút ngắn khoảng cách đòn bẩy và đáp ứng nhu cầu vốn của mình Michael Faulkender, Mark J Flannery, Kristine Watson Hankins và Jason M Smith (2012) dự đoán rằng các công ty có dòng tiền lớn sẽ thực hiện những điều chỉnh đáng kể để cải thiện tình hình tài chính.
Việc thảo luận ở trên đã chia CF và Dev thành 4 phần:
Biến đầu tiên phân tích độ lệch đòn bẩy thành phần, trong khi hai biến tiếp theo tập trung vào việc phân tích sự vượt quá độ lệch đòn bẩy Biến thứ tư, |ExcessCF|, được sử dụng để đo lường nhu cầu dòng tiền vượt quá mức cần thiết nhằm loại bỏ hoàn toàn độ lệch đòn bẩy.
Nếu các thành phần này bao gồm các chi phí khác nhau liên quan đến việc điều chỉnh tốt nghiệp, Michael Faulkender, Mark J Flannery, Kristine Watson Hankins và Jason M Smith (2012) đã tổng quát hóa mô hình (2) thành mô hình (6).
Trong mô hình này, giá trị của Sign được xác định là 1 nếu công ty sử dụng nợ quá mức và -1 nếu công ty sử dụng nợ dưới mức mục tiêu Mô hình (6) nhằm mục đích xác định sự điều chỉnh đòn bẩy với chi phí thấp Các tham số γ2 và γ3 phản ánh xu hướng điều chỉnh đòn bẩy của công ty, đặc biệt khi tình hình dòng tiền thuận lợi cho việc thực hiện các điều chỉnh này Nếu các công ty mong muốn đạt được tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu, thì giá trị của γ2 và γ3 cần phải ở mức cao.
Khi vượt quá , tất cả các có sẵn để điều chỉnh đòn bẩy về phía mục tiêu
Khi vượt quá , dòng tiền của công ty cho phép nó xóa bỏ và đạt được đòn bẩy mục tiêu dễ dàng
Không có chi phí giao dịch biên, nên γ1 bằng γ2 Khi phát sinh chi phí cố định để tiếp cận thị trường bên ngoài, γ1 sẽ nhỏ hơn γ2, vì các giao dịch chỉ nhằm mục đích triệt tiêu sẽ mang lại lợi ích ít hơn Hơn nữa, γ4 cũng cần phải nhỏ, vì công ty có dư thừa có thể đạt được đòn bẩy mục tiêu khi loại bỏ |Dev|, do đó các giao dịch tăng thêm không nên làm xáo trộn đòn bẩy Tóm lại, Michael Faulkender, Mark J Flannery, Kristine Watson Hankins và Jason M Smith (2012) đã đưa ra giả thuyết rằng γ3 gần bằng γ2, lớn hơn γ1 và nhỏ hơn γ4.
Các biến về hạn chế tài chính và định thời điểm thị trường
Trong mô hình này, giá trị mục tiêu được tính toán dựa trên mô hình (3), bao gồm cả các biến hạn chế tài chính và biến định thời điểm thị trường.
Rào cản tài chính ảnh hưởng đến chi phí và lợi ích khi điều chỉnh đòn bẩy của công ty Do đó, các công ty có mức độ hạn chế tài chính khác nhau sẽ có cách điều chỉnh cấu trúc vốn khác nhau, ngay cả khi có cùng một độ lệch từ đòn bẩy mục tiêu và việc chuyển hóa dòng tiền Tác giả sử dụng hai biến để đại diện cho hạn chế tài chính.
Div = 1 nếu doanh nghiệp trả cổ tức trong năm t -1, = 0 ngược lại
Theo nghiên cứu của Faulkender và Wang (2006) cùng Almeida, Campello, và Weisbach (2004), khả năng tiếp cận thị trường vốn của doanh nghiệp có sự thay đổi theo quy mô (ln (tài sản)) Cụ thể, với chi phí tiếp cận cố định, các công ty lớn thường thấy việc gánh chịu chi phí này có giá trị hơn so với các công ty nhỏ Hơn nữa, dòng tiền chi trả cổ tức được xem là có khả năng tiếp cận thị trường vốn tương đối không bị giới hạn; nếu không, các công ty sẽ giữ lại lợi nhuận thay vì chi trả cổ tức.
Biến định thời điểm thị trường đo lường các điều kiện tài chính có thể ảnh hưởng đến lợi ích của công ty trong việc tiếp cận thị trường vốn tại một thời điểm cụ thể Tác giả sử dụng hai biến để đại diện cho định thời điểm thị trường.
MBind = MB trung bình ngành
Các giả thiết nghiên cứu
Tốc độ điều chỉnh từ đòn bẩy đầu kỳ đến đòn bẩy mục tiêu sẽ nhanh hơn bình thường khi doanh nghiệp nhận thấy lợi ích từ việc đạt được đòn bẩy mục tiêu, dẫn đến việc họ chủ động điều chỉnh đòn bẩy của mình.
Tốc độ điều chỉnh trong doanh nghiệp sẽ không đồng đều khi có sự chênh lệch về đòn bẩy so với mục tiêu; cụ thể, các doanh nghiệp sử dụng nhiều nợ sẽ điều chỉnh nhanh hơn so với những doanh nghiệp có ít nợ.
Dòng tiền thực của công ty có ảnh hưởng lớn đến tốc độ điều chỉnh đòn bẩy, cho phép doanh nghiệp lựa chọn thời điểm và mức độ giảm nợ Nghiên cứu này đóng góp quan trọng trong việc hiểu rõ khi nào và mức độ nào các doanh nghiệp nên điều chỉnh về tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu.
Trong mô hình điều chỉnh có ảnh hưởng của dòng tiền, tốc độ điều chỉnh đòn bẩy về mục tiêu của các công ty bị hạn chế tài chính (do chi phí tiếp cận thị trường vốn cao) nhanh hơn so với các công ty không bị hạn chế tài chính.
Giả thiết 5 cho rằng tốc độ điều chỉnh đòn bẩy sẽ phản ứng với một số biến định thời điểm trên thị trường.
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU CỦA CÁC DOANH NGHIỆP TẠI VIỆT NAM
Thống kê dữ liệu
Bảng 4.1.A: Thống kê các biến dùng để ước lượng đòn bẩy mục tiêu
Bảng 4.1.A trình bày số liệu quan sát, giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất và lớn nhất cho các biến ước lượng đòn bẩy mục tiêu từ mẫu 642 doanh nghiệp phi tài chính trong giai đoạn từ quý 1/2007 đến quý 1/2015 Các biến bao gồm Blev (Mlev) là đòn bẩy sổ sách (thị trường) ở kỳ t-1, ebit là thu nhập trước thuế và lãi vay chia cho tổng tài sản, và MB là tổng nợ sổ sách và giá trị thị trường của cổ phiếu chia cho tổng tài sản Ngoài ra, lnta là logarit tự nhiên của tổng tài sản, gta là tốc độ tăng tổng tài sản, gs là tốc độ tăng doanh thu, DEPta là khấu hao tài sản chia cho tổng tài sản, và T là thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp Các biến khác bao gồm fata, RDta, SGA, BLevind (MLevind), tỷ lệ sở hữu nhà nước (TLSHNN), và sự thay đổi trong logarit tự nhiên của CPI và GDP (ChgLnCPI, ChgLnGDP) Các số liệu thống kê cho thấy sự biến động đáng kể trong các biến này, với giá trị trung bình và độ lệch chuẩn được ghi nhận cho từng biến.
The dataset includes various financial metrics such as MB, gS, gta, and ebit, with observations indicating significant values and variations The mean and standard deviation for leverage metrics, Blev and Mlev, are reported, highlighting their respective ranges Additionally, the summary statistics provide insights into the distribution of these variables, including minimum and maximum values This analysis is crucial for understanding the financial performance and leverage of the entities involved.
Sau khi xác định được đòn bẩy mục tiêu, tác giả so sánh nó với đòn bẩy thực tế để phân chia thành hai nhóm Nhóm đầu tiên bao gồm các doanh nghiệp sử dụng đòn bẩy dưới mức, trong khi nhóm thứ hai là các doanh nghiệp sử dụng đòn bẩy quá mức.
Bảng 4.1.B: Thống kê đòn bẩy mục tiêu và các biến ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh cho mẫu doanh nghiệp sử dụng đòn bẩy quá mức
Bảng 4.1.B trình bày số liệu quan sát, giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất và lớn nhất cho biến đòn bẩy mục tiêu cùng các yếu tố ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh Mẫu nghiên cứu bao gồm các doanh nghiệp phi tài chính với mức đòn bẩy vượt quá mức cho phép Đòn bẩy mục tiêu theo giá trị sổ sách (thị trường) được gọi là Book target (Market target) Khoảng cách giữa đòn bẩy đầu kỳ và đòn bẩy mục tiêu theo giá trị sổ sách (thị trường) được xác định là Book dev (Market dev) Book active dev là khoảng cách giữa đòn bẩy mục tiêu và đòn bẩy đầu kỳ chủ động Dòng tiền được biểu thị bằng Cash flow, trong khi thặng dư |Dev| được gọi là Excess Dev.
|Dev|>|CF| ExcessCF là là thặng dư |CF| khi |CF|>|Dev| Overlap,|Dev|>|CF| là |CF| khi
Trong bài viết này, chúng ta xem xét mối quan hệ giữa Dev và CF, với điều kiện |Dev|>|CF| Khi |CF|>|Dev|, điều này cho thấy Dev có thể được xác định khi CF lớn hơn Dev Chúng ta cũng tính toán MB trung bình ngành (Ind MB) và chênh lệch MB (MB Diff) bằng cách lấy MB trừ đi Ind MB Kích thước (Size) được tính bằng ln(Ai,t-1), và Div được gán giá trị 1 nếu doanh nghiệp trả cổ tức trong năm t-1.
Biến Obs Mean Std.Dev Min Max
Book target Book dev Book active dev Market target Market dev Cash flow ExcessDev Overlap,|Dev|>|CF|
MB Diff Ind MB Size Div
14732 38.51 144.3 0.0001 1004 tot nghiep down load thyj uyi pl aluan van full moi nhat z z vbhtj mk gmail.com Luan van retey thac si cdeg jg hg
Bảng 4.1.C: Thống kê đòn bẩy mục tiêu và các biến ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh cho mẫu doanh nghiệp sử dụng đòn bẩy dưới mức
Bảng 4.1.C trình bày số liệu quan sát, giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất và lớn nhất cho biến đòn bẩy mục tiêu cùng các yếu tố ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh Mẫu nghiên cứu bao gồm các doanh nghiệp phi tài chính với mức đòn bẩy dưới mức Đòn bẩy mục tiêu (Book target hoặc Market target) được xác định theo giá trị sổ sách hoặc thị trường Khoảng cách giữa đòn bẩy đầu kỳ và đòn bẩy mục tiêu được gọi là Book dev (Market dev) Book active dev thể hiện khoảng cách giữa đòn bẩy mục tiêu và đòn bẩy đầu kỳ chủ động Dòng tiền được biểu thị qua Cash flow, trong khi thặng dư được xác định qua Excess Dev |Dev|.
|Dev|>|CF| ExcessCF là là thặng dư |CF| khi |CF|>|Dev| Overlap,|Dev|>|CF| là |CF| khi
Trong bài viết này, chúng ta xem xét mối quan hệ giữa Dev và CF, với điều kiện |Dev|>|CF| Khi |CF|>|Dev|, ta có thể xác định rằng |Dev| là trường hợp khi |CF| lớn hơn |Dev| Chỉ số MB được tính bằng MB trung bình ngành (Ind MB), và MB Diff được xác định là MB trừ đi Ind MB Kích thước (Size) được tính bằng ln(Ai,t-1), trong khi chỉ số Div bằng 1 nếu doanh nghiệp đã trả cổ tức trong năm t-1.
Biến Obs Mean Std.Dev Min Max Book target
Book dev Book active dev Market target Market dev Cash flow ExcessDev Overlap,|Dev|>|CF Overlap,|CF|>|Dev ExcessCF
MB Diff Ind MB Size Div
6445 7.205 61.82 0.0001 960 tot nghiep down load thyj uyi pl aluan van full moi nhat z z vbhtj mk gmail.com Luan van retey thac si cdeg jg hg
Các doanh nghiệp Việt Nam đang phụ thuộc nhiều vào nợ, với tỷ lệ 38,9% tổng tài sản theo giá trị sổ sách và 40,19% theo giá trị thị trường, trong đó có doanh nghiệp sử dụng hơn 99% vốn vay Do phần lớn là doanh nghiệp vừa và nhỏ, họ gặp khó khăn trong việc tiếp cận nguồn vốn dài hạn như phát hành cổ phiếu hoặc trái phiếu, và việc vay ngân hàng cũng không dễ dàng.
Để tài trợ cho hoạt động sản xuất kinh doanh, các doanh nghiệp cần sử dụng nguồn vốn nội tại, trong đó dòng tiền (CF) đóng vai trò quan trọng Dòng tiền không chỉ là nguồn tài chính thiết yếu cho các hoạt động của doanh nghiệp mà còn tạo cơ hội sử dụng chi phí thấp để điều chỉnh đòn bẩy tài chính.
Kết quả ước lượng cấu trúc vốn mục tiêu
4.2.1.Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến cho mô hình hồi quy đòn bẩy mục tiêu theo giá trị sổ sách
Ta bỏ 4 biến t, lnta, fata và BLevind ra khỏi mô hình vì có VIF>10
Mean VIF 134.06 ebit 1.01 0.992074 SGA 1.03 0.971586 gta 1.04 0.965134 gS 1.04 0.957577 chgLnGDP 1.07 0.932965 chgLnCPI 1.08 0.927709 tlSHNN 1.32 0.756264 DEPta 1.91 0.524367
MB 3.60 0.277480 RDta 6.75 0.148195 Blevind 12.74 0.078497 fata 208.66 0.004792 lnta 351.45 0.002845 t 485.70 0.002059 intercept 932.54 0.001072 Variable VIF 1/VIF estat vif, uncentered
_cons -.8191618 0370107 -22.13 0.000 -.8917057 -.7466179 tlSHNN 0111966 0029898 3.74 0.000 0053364 0170568 chgLnGDP 0035893 0024904 1.44 0.150 -.0012922 0084708 chgLnCPI 0051058 0039527 1.29 0.196 -.0026418 0128533 Blevind 4321441 00805 53.68 0.000 4163656 4479227 SGA -1.73e-19 7.71e-19 -0.22 0.823 -1.68e-18 1.34e-18 RDta -1.40e-11 1.27e-11 -1.10 0.273 -3.89e-11 1.10e-11 fata 6.60e-10 2.30e-11 28.74 0.000 6.15e-10 7.05e-10 lnta 040877 0009427 43.36 0.000 0390292 0427247 DEPta 3.53e-13 7.44e-12 0.05 0.962 -1.42e-11 1.49e-11 t 1565075 1039882 1.51 0.132 -.0473177 3603327
MB -.0225646 0022015 -10.25 0.000 -.0268797 -.0182495 gS 6.74e-21 4.53e-20 0.15 0.882 -8.19e-20 9.54e-20 gta -1.83e-20 1.36e-20 -1.35 0.178 -4.50e-20 8.32e-21 ebit -3.50e-18 4.60e-18 -0.76 0.447 -1.25e-17 5.52e-18 Blev Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]
The regression analysis yielded a total sum of squares of 1766.18147 with a root mean square error (RMSE) of 0.17338 The adjusted R-squared value is 0.6517, indicating a good fit of the model, while the R-squared value stands at 0.6519 The residual sum of squares is 614.802809, and the model sum of squares is 1151.37866, with 14 degrees of freedom The F-statistic is 2735.70, with a probability greater than F of 0.0000, suggesting that the model is statistically significant The analysis was conducted on a sample size of 20,466 observations.
4.2.2.Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến cho mô hình hồi quy đòn bẩy mục tiêu theo giá trị thị trường
Ta bỏ 3 biến t, lnta và fata ra khỏi mô hình vì có VIF>10
Mean VIF 137.77 ebit 1.01 0.991820 SGA 1.03 0.971662 gta 1.04 0.965181 gS 1.04 0.957493 chgLnGDP 1.08 0.926162 chgLnCPI 1.08 0.922070 tlSHNN 1.32 0.756179 DEPta 1.91 0.523391
MB 3.71 0.269587 RDta 6.81 0.146881 Mlevind 9.29 0.107666 fata 206.92 0.004833 lnta 349.21 0.002864 t 511.19 0.001956 intercept 969.93 0.001031 Variable VIF 1/VIF estat vif, uncentered
_cons -.235674 0376435 -6.26 0.000 -.3094583 -.1618897 tlSHNN 0019428 0029819 0.65 0.515 -.0039019 0077876 chgLnGDP -.0147543 0024928 -5.92 0.000 -.0196405 -.0098682 chgLnCPI -.0029067 003954 -0.74 0.462 -.0106569 0048436 Mlevind 3429233 0064242 53.38 0.000 3303314 3555151 SGA -2.17e-18 7.69e-19 -2.82 0.005 -3.68e-18 -6.61e-19 RDta -1.42e-11 1.28e-11 -1.11 0.266 -3.92e-11 1.08e-11 fata 4.17e-10 2.28e-11 18.28 0.000 3.72e-10 4.61e-10 lnta 0331861 0009371 35.41 0.000 0313492 035023 DEPta -3.69e-11 7.43e-12 -4.97 0.000 -5.15e-11 -2.24e-11 t -.6948211 1063939 -6.53 0.000 -.9033617 -.4862805
MB -.1280541 0022275 -57.49 0.000 -.1324202 -.1236881 gS -8.07e-20 4.51e-20 -1.79 0.074 -1.69e-19 7.76e-21 gta -2.70e-20 1.36e-20 -1.99 0.047 -5.36e-20 -4.05e-22 ebit -6.33e-18 4.59e-18 -1.38 0.168 -1.53e-17 2.66e-18 Mlev Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]
The regression analysis yielded a total sum of squares of 1958.53209 with a root mean square error (RMSE) of 0.17292 The adjusted R-squared value is 0.6876, indicating a strong model fit, while the R-squared value stands at 0.6878 The residual sum of squares is 611.484859, and the model sum of squares is 1347.04724, with 14 degrees of freedom The F-statistic is 3217.98, with a probability greater than F of 0.0000, suggesting that the model is statistically significant The analysis was conducted on a dataset comprising 20,466 observations.
Bảng 4.2 : Tóm tắt kết quả hồi quy đòn bẩy mục tiêu
Bảng 4.2 trình bày kết quả hồi quy đòn bẩy mục tiêu dựa trên giá trị sổ sách (Book lev) và thị trường (Market lev) Các biến số bao gồm L.Lev, đòn bẩy ở kỳ t-1; Lnta, loragit tự nhiên của tổng tài sản; Lns, loragit tự nhiên của doanh thu; MLevind, tỷ lệ nợ thị trường trung bình ngành; SGA, tổng chi phí bán hàng và chi phí quản lý doanh nghiệp chia cho doanh thu; RDta, chi phí nghiên cứu và phát triển chia cho tổng tài sản; DEPta, khấu hao tài sản chia cho tổng tài sản; ChgLnCPI, thay đổi trong loragit tự nhiên của CPI; ChgLnGDP, thay đổi trong loragit tự nhiên của GDP; T, thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp; và L(1/4).ebit, thu nhập trước thuế và lãi vay chia cho tổng tài sản ở các kỳ t-1, t-2, t-3 và t-4 Cuối cùng, TLSHNN là tỷ lệ sở hữu nhà nước.
***, **, * tương ứng với các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%, trong dấu ngoặc đơn là p-value
Tác giả đã sử dụng phương pháp IV (câu lệnh xtivreg2 trong Stata) để hồi quy đòn bẩy mục tiêu theo giá trị sổ sách và thị trường Kết quả từ bảng 4.2 cho thấy cả hai mô hình đều ổn định (Prob>F=0.0000), với các biến công cụ có giá trị (P_value của Hansen J statistic và C statistic đều lớn hơn 10%) Kết quả cũng chỉ ra rằng biến nội sinh thực sự là nội sinh (P_value của Endogeneity test < 10%) Hầu hết các nhân tố đều có tác động đến mục tiêu theo giá trị sổ sách và thị trường, và chiều hướng tác động tương tự như các nghiên cứu trước đây.
Tác giả đã sử dụng đòn bẩy mục tiêu để so sánh với đòn bẩy thực tế, từ đó phân chia mẫu thành hai nhóm: một nhóm doanh nghiệp có đòn bẩy dưới mức và một nhóm doanh nghiệp có đòn bẩy quá mức, nhằm phục vụ cho việc ước lượng các mô hình tiếp theo.
Kết quả ước lượng tốc độ điều chỉnh đòn bẩy từ đầu kỳ về mục tiêu
Bảng 4.3: Kết quả ƣớc lƣợng tốc độ điều chỉnh đòn bẩy từ đầu kỳ về mục tiêu
Bảng 4.3 trình bày kết quả ước lượng tốc độ điều chỉnh đòn bẩy từ đầu kỳ về mục tiêu, với các biến phụ thuộc bao gồm mức điều chỉnh đòn bẩy sổ sách (∆Book lev) ở cột 1, mức điều chỉnh đòn bẩy thị trường (∆Market lev) ở cột 2, và mức điều chỉnh đòn bẩy chủ động (∆Active book lev) ở cột 3.
Hồi quy OLS với bootstrapped standard errors
***, **, * tương ứng với các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%, trong dấu ngoặc đơn là p-value
∆Book lev ∆Mkt lev ∆Active book lev
Hai cột đầu của Bảng 4.3 trình bày kết quả ước tính từ mô hình (1), tương ứng với đòn bẩy theo giá trị sổ sách và đòn bẩy theo giá trị thị trường.
Tốc độ điều chỉnh hàng kỳ của đòn bẩy giá trị sổ sách ( thị trường) là 25,7%
(18,9%) gần giống với các nghiên cứu trước đó Mark J Flannerya, Kasturi P
Rangan (2006) ước tính tốc độ điều chỉnh này là 34,5% (27,8%); Michael Faulkender, Mark J Flannery, Kristine Watson Hankins và Jason M Smith
Theo ước tính của Đỗ Thanh Cẩm Nhung (2014), tốc độ điều chỉnh hàng kỳ của đòn bẩy giá trị sổ sách là 17,5% Năm 2012, hai con số ước tính lần lượt là 21,9% và 22,3% Cột ba trong mô hình (2) ước tính tốc độ điều chỉnh đòn bẩy chủ động.
Tốc độ điều chỉnh chủ động đã giảm xuống 9,2%, thấp hơn so với mức điều chỉnh trước đó Điều này liên quan đến việc sử dụng đòn bẩy theo giá trị sổ sách, như được phân tích bởi Michael Faulkender và Mark J.
Flannery, Kristine Watson Hankins và Jason M Smith (2012) là 31,6% Kết quả này hoàn toàn ngược với kết quả của Michael Faulkender, Mark J Flannery, Kristine Watson Hankins và Jason M Smith (2012)
Bác bỏ giả thiết 1, tốc độ điều chỉnh từ đòn bẩy đầu kỳ đến đòn bẩy mục tiêu chủ động ở các doanh nghiệp Việt Nam chậm hơn bình thường Nguyên nhân là do Faulkender và cộng sự (2012) sử dụng dữ liệu từ Compusat của Mỹ, trong khi tác giả sử dụng dữ liệu của các doanh nghiệp Việt Nam Điều này cho thấy rằng các doanh nghiệp Việt Nam gặp khó khăn trong việc chủ động điều chỉnh đòn bẩy theo mong muốn, và sự thay đổi đòn bẩy chủ yếu phụ thuộc vào thu nhập ròng hàng năm hoặc nguồn vốn nội tại Kết quả này phản ánh đúng thực trạng rằng doanh nghiệp Việt Nam rất khó khăn trong việc tiếp cận thị trường vốn.
4.4 Kết quả ƣớc lƣợng tốc độ điều chỉnh chủ động cho hai mẫu doanh nghiệp sử dụng nợ dưới mức và sử dụng nợ quá mức
Bảng 4.4: Kết quả ƣớc lƣợng tốc độ điều chỉnh chủ động cho hai mẫu doanh nghiệp sử dụng nợ dưới mức và sử dụng nợ quá mức
Bảng 4.4 thể hiện kết quả hồi quy với biến phụ thuộc là mức điều chỉnh đòn bẩy chủ động (∆
Active book lev), mẫu doanh nghiệp sử dụng nợ dưới mức ở cột 1, mẫu doanh nghiệp sử dụng nợ quá mức ở cột 2
***, **, * tương ứng với các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%, trong dấu ngoặc đơn là p-value
Kết quả nghiên cứu mô hình (2) cho thấy sự khác biệt trong tốc độ điều chỉnh giữa hai mẫu doanh nghiệp: một mẫu sử dụng nợ dưới mức và một mẫu sử dụng nợ quá mức Cụ thể, doanh nghiệp sử dụng nợ nhiều có tốc độ điều chỉnh nhanh hơn (38,39%) so với doanh nghiệp sử dụng nợ ít (16,12%) Phát hiện này phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Michael Faulkender và cộng sự.
In their 2012 study, Michael Faulkender, Mark J Flannery, Kristine Watson Hankins, and Jason M Smith found that the adjustment speed for firms with under-leveraged debt was 29.8%, while it was 56.4% for those with over-leveraged debt.
Chấp nhận giả thuyết 2 cho thấy tốc độ điều chỉnh giữa hai mẫu doanh nghiệp là bất đối xứng, với doanh nghiệp sử dụng nhiều nợ điều chỉnh nhanh hơn doanh nghiệp sử dụng ít nợ Nguyên nhân chính là do chi phí điều chỉnh khác nhau; ngay cả khi chi phí điều chỉnh là bằng nhau cho các công ty sử dụng đòn bẩy dưới mức và quá mức, lợi ích có thể không cân xứng Doanh nghiệp sử dụng đòn bẩy dưới mức thường đặt lợi ích thuế lên hàng đầu, trong khi chi phí kiệt quệ tài chính lại là vấn đề lớn đối với các doanh nghiệp có đòn bẩy quá mức.
Kết quả ước lượng ảnh hưởng của dòng tiền đến tốc độ điều chỉnh
Bảng 4.5: Kết quả ước lượng ảnh hưởng của dòng tiền đến tốc độ điều chỉnh cho hai mẫu doanh nghiệp sử dụng nợ dưới mức và quá mức
Bảng 4.5 trình bày kết quả hồi quy về tác động của dòng tiền đến tốc độ điều chỉnh, với biến phụ thuộc là mức điều chỉnh đòn bẩy chủ động (∆ Active book lev) Mẫu doanh nghiệp sử dụng nợ dưới mức được thể hiện ở cột 1, trong khi mẫu doanh nghiệp sử dụng nợ quá mức được thể hiện ở cột 2.
***, **, * tương ứng với các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%, trong dấu ngoặc đơn là p-value
N 6445 14732 tot nghiep down load thyj uyi pl aluan van full moi nhat z z vbhtj mk gmail.com Luan van retey thac si cdeg jg hg
Kết quả ước lượng mô hình (6) được trình bày trong Bảng 4.5, phân chia theo công ty sử dụng đòn bẩy dưới mức và quá mức Các giả thuyết về thứ hạng điều chỉnh của các hệ số γ ước lượng được duy trì trong cả hai mẫu nhỏ, với thứ tự γ3 ≈ γ2 > γ1 > γ4.
Khi dòng tiền lớn (về giá trị tuyệt đối), những điều chỉnh đòn bẩy của
Sự chồng chéo giữa Dev và CF, cũng như giữa CF và Dev (γ2, γ3) là rất lớn Các công ty sử dụng đòn bẩy dưới mức điều chỉnh khoảng 79,7% để thu hẹp khoảng cách giữa thực tế và đòn bẩy mục tiêu, trong khi con số này chỉ là 30,1-30,6% đối với các công ty sử dụng nợ quá mức Việc điều chỉnh đòn bẩy cho ExcessDev là nhỏ hơn đáng kể, với tỷ lệ lần lượt là 6,6% và 3,1%, cho thấy rằng các giao dịch thị trường vốn liên quan đến ít nhất một số chi phí giao dịch không thể bằng không.
Hệ số γ4 của ExcessCF cho thấy rằng các công ty có dòng tiền dư thừa, sau khi đã loại bỏ độ lệch đòn bẩy, không có nhu cầu thay đổi đòn bẩy, dẫn đến tốc độ điều chỉnh rất thấp (-1.02e-16%).
Kết quả này giống với nghiên cứu trước đây (Michael Faulkender và cộng sự,
Nghiên cứu năm 2012 cho thấy rằng các hệ số γ của doanh nghiệp sử dụng nợ dưới mức tại Việt Nam cao hơn so với doanh nghiệp sử dụng nợ quá mức, từ đó chấp nhận giả thuyết 3 Dòng tiền có ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh đòn bẩy, cho phép công ty lựa chọn thời điểm và mức độ giảm bớt nợ Sự tác động của dòng tiền khiến tốc độ điều chỉnh của doanh nghiệp sử dụng nợ dưới mức nhanh hơn so với doanh nghiệp sử dụng nợ quá mức.
Kết quả ước lượng tính vững cho ảnh hưởng của dòng tiền đến tốc độ điều chỉnh
Điều chỉnh dòng tiền cho nhân tố cổ tức
Tác giả trừ dòng tiền thực cho cổ tức bằng tiền mặt đã thanh toán trong năm tài chính trước, với giả định rằng các công ty coi dòng cổ tức như một cam kết sử dụng tiền mặt, tương tự như việc trả lãi cho chủ nợ (Graham và Harvey, 2001).
Doanh nghiệp cần điều chỉnh dòng tiền để quản lý nợ vay ngắn hạn, đặc biệt khi có khoản nợ đáo hạn trong năm tài chính hiện tại Nếu dòng tiền hoạt động không đủ lớn, họ sẽ phải tái tài trợ cho khoản nợ này.
Khai thác thị trường vốn bên ngoài để tái tài trợ khoản nợ hiện tại sẽ giúp giảm chi phí cho công ty, đồng thời hỗ trợ việc đạt được đòn bẩy tài chính mục tiêu.
- Industry_CapExt tot nghiep down load thyj uyi pl aluan van full moi nhat z z vbhtj mk gmail.com Luan van retey thac si cdeg jg hg
Bảng 4.6: Kết quả ước lượng tính vững cho ảnh hưởng của dòng tiền đến tốc độ điều chỉnh
Bảng 4.6 trình bày kết quả ước lượng ảnh hưởng của dòng tiền đến tốc độ điều chỉnh cho hai mẫu doanh nghiệp sử dụng nợ dưới mức và quá mức Tốc độ điều chỉnh khi dòng tiền được điều chỉnh bởi nhân tố cổ tức (CF DIV) được thể hiện ở cột 1 và cột 3 Trong khi đó, cột 2 và cột 4 thể hiện tốc độ điều chỉnh khi dòng tiền được điều chỉnh bởi nhân tố nợ vay ngắn hạn (CF CA).
***, **, * tương ứng với các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%, trong dấu ngoặc đơn là p-value
CF DIV CF CA CF DIV CF CA
Kết quả từ bảng 4.6 nhấn mạnh tầm quan trọng của các thước đo thay thế dòng tiền Đầu tiên, tác giả đã trừ đi cổ tức bằng tiền mặt đã thanh toán trong năm tài chính trước, với giả định rằng các công ty coi dòng cổ tức như một cam kết sử dụng tiền mặt tương tự như việc trả lãi cho chủ nợ (Graham và Harvey, 2001) Thứ hai, nếu doanh nghiệp có nợ đáo hạn trong năm tài chính hiện tại, họ cần tái tài trợ khoản nợ đó trừ khi dòng tiền hoạt động của họ đủ lớn Việc khai thác thị trường vốn bên ngoài để tái tài trợ nợ hiện tại cũng giúp giảm chi phí mà công ty phải chịu khi hướng đến đòn bẩy mục tiêu.
Kết quả từ bảng 4.6 cho thấy sự mạnh mẽ và tính nhất quán với kết quả trước đó trong bảng 4.5 Tốc độ điều chỉnh với hai biến Overlap của các công ty sử dụng đòn bẩy quá mức lần lượt là 41,7% và 35,9%, trong khi cột 4 ghi nhận 22,7% và 41,5% Sự điều chỉnh nhanh chóng trên hai biến Overlap cho thấy rằng CF có khả năng giảm đáng kể chi phí điều chỉnh đòn bẩy.
Kết quả ước lượng ảnh hưởng của hạn chế tài chính đến tốc độ điều chỉnh
Bảng 4.7: Kết quả ước lượng ảnh hưởng của hạn chế tài chính đến tốc độ điều chỉnh
Bảng 4.7 trình bày kết quả ước lượng ảnh hưởng của hạn chế tài chính đến tốc độ điều chỉnh cho hai mẫu doanh nghiệp sử dụng nợ dưới mức và quá mức Cột Base thể hiện tốc độ điều chỉnh của công ty bị hạn chế tài chính, tương ứng với một công ty có Div = 0 và Size = 0, tức là không trả cổ tức và quy mô thấp hơn trung bình ngành Các biến hạn chế tài chính được định nghĩa rõ ràng trong nghiên cứu này.
Div=1 nếu công ty trả cổ tức ở kỳ t-1 và bằng 0 cho trường hợp ngược lại Size = ln(Ai,t-1)
***, **, * tương ứng với các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%, trong dấu ngoặc đơn là p-value
ExcessDev được tính bằng công thức \$ExcessDev ≡ (|Dev| - |CF|)*DevLarger\$ Khi |Dev| lớn hơn |CF|, ta có Overlap là \$Overlap, |Dev| > |CF| ≡ |CF|*DevLarger\$ Ngược lại, nếu |CF| lớn hơn |Dev|, Overlap được tính bằng \$Overlap, |CF| > |Dev| ≡ |Dev|*(1-DevLarger)\$ ExcessCF được xác định qua công thức \$ExcessCF ≡ (|CF| - |Dev|)*(1-DevLarger)\$ Giá trị của DevLarger bằng 1 nếu |Dev| lớn hơn |CF| và bằng 0 trong các trường hợp còn lại Cuối cùng, Sign bằng 1 nếu doanh nghiệp sử dụng nhiều nợ và bằng -1 trong các trường hợp khác.
Base Div Size Base Div Size
N 6445 6445 6445 4564 14732 14732 tot nghiep down load thyj uyi pl aluan van full moi nhat z z vbhtj mk gmail.com Luan van retey thac si cdeg jg hg
Các công ty sử dụng vốn vay dưới mức được mô tả trong 3 cột đầu tiên của bảng 4.7, trong khi các công ty sử dụng vốn vay quá mức nằm ở 3 cột cuối Các ước tính ở cột Base tương ứng với một công ty có Div = 0 và Size = 0, đại diện cho công ty bị hạn chế tài chính Tác giả nhận thấy rằng các doanh nghiệp không bị hạn chế tài chính điều chỉnh chậm hơn so với những doanh nghiệp bị hạn chế tài chính, mặc dù các nghiên cứu trước đây cho thấy doanh nghiệp không bị hạn chế tài chính ít nhạy cảm với chi phí giao dịch cố định và thường điều chỉnh nhanh hơn.
Tốc độ điều chỉnh của các doanh nghiệp bị hạn chế tài chính khi sử dụng đòn bẩy quá mức chỉ đạt 7,1% và 8,0%, trong khi các doanh nghiệp không bị hạn chế tài chính có tốc độ điều chỉnh lần lượt là 30,3% và 39,2% Kết quả cho thấy rằng các công ty sử dụng đòn bẩy dưới mức cũng cho thấy tốc độ điều chỉnh của doanh nghiệp bị hạn chế tài chính chậm hơn so với doanh nghiệp không bị hạn chế tài chính.
Các công ty bị hạn chế tài chính điều chỉnh đòn bẩy chậm hơn so với các công ty không bị hạn chế Tại Việt Nam, thị trường vốn chưa phát triển, khiến doanh nghiệp chủ yếu phải vay ngân hàng Tuy nhiên, ngân hàng chỉ cho vay những doanh nghiệp lớn có tài sản đảm bảo, dẫn đến khó khăn cho các công ty bị hạn chế tài chính trong việc tiếp cận thị trường vốn để điều chỉnh đòn bẩy.
Kết quả ước lượng ảnh hưởng của định thời điểm thị trường đến tốc độ điều chỉnh
Bảng 4.8: Kết quả ước lượng ảnh hưởng của định thời điểm thị trường đến tốc độ điều chỉnh
Bảng 4.8 trình bày kết quả ước lượng ảnh hưởng của định thời điểm thị trường đến tốc độ điều chỉnh cho hai mẫu doanh nghiệp sử dụng nợ dưới mức và quá mức Cột Base thể hiện tốc độ điều chỉnh của công ty có định thời điểm thị trường, với Base tương ứng là một công ty có chỉ số Ind MB.
Giá trị MB diff bằng 1 cho thấy MB ngành có giá trị cao hơn mức trung bình Các biến định thời điểm thị trường được định nghĩa như sau: Ind MB là MB trung bình của ngành, trong khi MB diff được tính bằng MB trừ đi Ind MB.
***, **, * tương ứng với các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%, trong dấu ngoặc đơn là p-value
ExcessDev được tính bằng công thức \$ExcessDev ≡ (|Dev| - |CF|)*DevLarger\$ Khi |Dev| lớn hơn |CF|, Overlap được xác định là \$Overlap, |Dev| > |CF| ≡ |CF|*DevLarger\$ Ngược lại, nếu |CF| lớn hơn |Dev|, Overlap sẽ là \$Overlap, |CF| > |Dev| ≡ |Dev|*(1-DevLarger)\$ ExcessCF được tính bằng \$ExcessCF ≡ (|CF| - |Dev|)*(1-DevLarger)\$ Giá trị của DevLarger bằng 1 nếu |Dev| lớn hơn |CF| và bằng 0 trong các trường hợp khác Cuối cùng, Sign sẽ là 1 nếu doanh nghiệp sử dụng nhiều nợ và -1 trong các trường hợp còn lại.
Base Ind MB MB diff Base Ind MB MB diff
N 279 6445 6445 3338 14732 14732 tot nghiep down load thyj uyi pl aluan van full moi nhat z z vbhtj mk gmail.com Luan van retey thac si cdeg jg hg
Giá trị MB ngành cao (định thời điểm thị trường) có ảnh hưởng đáng kể đến tốc độ điều chỉnh, như thể hiện qua hai biến Ind MB và MB diff trong bảng 4.8 của cả hai mẫu.
Nhìn vào biến Base cho cả hai mẫu, có thể thấy rằng ảnh hưởng của định thời điểm thị trường không còn mạnh mẽ khi xét từng biến Tốc độ điều chỉnh của các công ty định thời điểm thị trường sử dụng đòn bẩy quá mức là 11,8% và 13,9%, trong khi các công ty sử dụng đòn bẩy dưới mức có tốc độ điều chỉnh là 14,5% Doanh nghiệp phát hành nợ hoặc thu hồi vốn cổ phần để thu hẹp chênh lệch đòn bẩy với tốc độ điều chỉnh chậm và yếu Kết quả cho thấy định thời điểm thị trường ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh, nhưng tác động này còn yếu ở Việt Nam.
Kết quả các giả thiết nghiên cứu
Bảng 4.9: Kết quả các giả thiết nghiên cứu
Tốc độ điều chỉnh từ đòn bẩy đầu kỳ đến đòn bẩy mục tiêu sẽ nhanh hơn bình thường khi doanh nghiệp nhận thấy lợi ích từ việc áp dụng đòn bẩy mục tiêu và chủ động thực hiện điều chỉnh.
Tốc độ điều chỉnh của doanh nghiệp sẽ không đồng đều khi đòn bẩy tài chính lệch khỏi mục tiêu; các doanh nghiệp có mức nợ cao sẽ điều chỉnh nhanh hơn so với những doanh nghiệp có mức nợ thấp.
Dòng tiền thực của công ty ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh đòn bẩy, cho phép doanh nghiệp lựa chọn thời điểm và mức độ giảm nợ Nghiên cứu này đóng góp quan trọng trong việc hiểu rõ khi nào và mức độ nào các doanh nghiệp điều chỉnh về tỷ lệ đòn bẩy mục tiêu.
Trong mô hình điều chỉnh có ảnh hưởng của dòng tiền, các công ty bị hạn chế tài chính (với chi phí tiếp cận thị trường vốn cao) điều chỉnh đòn bẩy về mục tiêu nhanh hơn so với các công ty không bị hạn chế tài chính.
H5 Tốc độ điều chỉnh đòn bẩy có phản ứng với một số biến định thời điểm thị trường
Chấp nhận một phần tot nghiep down load thyj uyi pl aluan van full moi nhat z z vbhtj mk gmail.com Luan van retey thac si cdeg jg hg
