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