Nội dung

TẠP CHÍ KHOA HỌC KINH TẾ - SỐ 7(04) - 2019 ẢNH HƯỞNG CỦA THANH KHOẢN CỔ PHIẾU LÊN CẤU TRÚC VỐN CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM THE EFFECT OF STOCK LIQUIDITY ON CAPITAL STRUCTURE OF STOCKS LISTED IN THE VIETNAM STOCK EXCHANGE Ngày nhận bài: 30/09/2019 Ngày chấp nhận đăng: 09/10/2019 Võ Thị Thúy Anh, Phan Trần Minh Hưng TÓM TẮT Nghiên cứu này đánh giá sự tác động của thanh khoản cổ phiếu đến cấu trúc vốn. Sử dụng bộ dữ liệu các công ty niêm yết trên cả hai sàn giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh và Hà Nội từ năm 2006 đến 2017, nghiên cứu này chỉ ra mối tương quan nghịch giữa thanh khoản cổ phiếu và cấu trúc vốn. Ngoài ra, mối tương quan giữa thanh khoản cổ phiếu và cấu trúc vốn không chịu sự tác động của khủng hoảng tài chính toàn cầu. Kết quả nghiên cứu này hỗ trợ luận điểm của lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn, lý thuyết trật tự phân hạng cũng như vai trò của thanh khoản cổ phiếu trong giảm chi phí phát hành vốn chủ sở hữu. Từ khóa: Thanh khoản cổ phiếu, cấu trúc vốn, công ty niêm yết. ABSTRACT The purpose of this study is to investigate the impact of stock liquidity on capital structure in the context of Vietnam. We employ a comprehensive data set of stocks listed both Stock Exchanges in Vietnam to conclude that stock liquidity is negatively correlated with capital structure. Moreover, this relationship is not driven by the crisis. The results support the trade-off theory, the pecking order theory and the important role of liquidity in reducing the costs of issuance. Keywords: Stock liquidity, capital structure, listed firms. 1. Giới thiệu Mối quan hệ giữa thanh khoản cổ phiếu và cấu trúc vốn đã được kiểm chứng trong điều kiện thực tiễn Mỹ (Lipson và Mortal, 2009). Ngoài ra, mối quan hệ này cũng được quan tâm tại quốc gia đang phát triển như Thái Lan (Udomsirikul và cộng sự, 2011) cũng như trong bối cảnh đa quốc gia (Dang và cộng sự, 2019). Nhìn chung, các nghiên cứu này chỉ ra rằng bất chấp sự khác biệt thể chế, môi trường thông tin, hệ thống tài chính, sự tác động ngược chiều của thanh khoản cổ phiếu đến cấu trúc vốn được ghi nhận. Cơ bản, thanh khoản cổ phiếu cao tạo động lực cho các công ty huy động vốn chủ sở hữu dễ dàng với chi phí thấp. Vì lẽ đó, các công ty ưa thích phát hành cổ phiếu tạo ra cấu trúc vốn nghiên về vốn chủ sở hữu. Tại Việt Nam, không thiếu các nghiên cứu về sự tác động của các nhân tố đến cấu trúc vốn (Võ Thị Thúy Anh và cộng sự, 2014; Nguyễn Tiến Dũng và Phạm Tiến Minh, 2015). Tuy nhiên, các nghiên cứu về tác động của thanh khoản cổ phiếu đến cấu trúc vốn xuất hiện với tần xuất hạn chế hơn. Ngoài ra, các bằng chứng thực nghiệm không đạt được sự đồng thuận cao. Cụ thể, Võ Xuân Vinh và Trần Thị Yến Duyên (2015) chứng minh mối quan hệ cùng chiều giữa thanh khoản cổ phiếu và cấu trúc vốn. Ở chiều hướng ngược lại, Trương Đông Lộc và cộng sự (2015) chỉ ra mối tương quan ngược chiều giữa thanh khoản cổ phiếu và cấu trúc Võ Thị Thúy Anh, Phan Trần Minh Hưng, Trường Đại học Kinh tế, Đại học Đà Nẵng 85 TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG vốn. Được tạo động lực bởi các bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam, nghiên cứu này được thực hiện nhằm một lần nữa cung cấp bằng chứng thực nghiệm liệu sự tác của thanh khoản cổ phiếu đến cấu trúc vốn là tác động cùng chiều hay ngược chiều trong điều kiện thực tiễn Việt Nam. 2. Tổng thuật tài liệu và giả thuyết nghiên cứu Mối tương quan nghịch giữa thanh khoản cổ phiếu và cấu trúc vốn được hình thành trên nền tảng lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn, lý thuyết trật tự phân hạng và vai trò của thanh khoản cổ phiếu trong chi phí phát hành vốn chủ sở hữu. Trước tiên, thanh khoản cổ phiếu được xem như nhân tố quan trọng quyết định chi phí phát hành vốn chủ sở hữu (Butler và cộng sự, 2005). Theo đó, những công ty với cổ phiếu thanh khoản thấp chọn phát hành thêm cổ phiếu chịu chi phí phát hành lớn hơn bởi tạo lập thị trường cho đảm bảo phát hành khó khăn hơn, rủi ro hàng tồn kho cao hơn, chi phí lựa chọn ngược liên quan thông tin bất cân xứng cao hơn khi các ngân hàng đầu tư giữ vị thế ròng chứng khoán. Hay nói cách khác, chi phí phát hành vốn chủ sở hữu có mối tương quan ngược chiều với thanh khoản cổ phiếu. Cả lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn động và tĩnh đều chỉ ra rằng cấu trúc vốn tối ưu nhằm tối đa hóa giá trị công ty được xác định bằng cách cân bằng chi phí thuần của vốn chủ sở hữu và chi phí thuần của nợ (Kraus và Litzenberger, 1973; Fischer và cộng sự, 1989). Theo logic này, nếu giả định các nhân tố khác không thay đổi, bất kỳ yếu tố nào có khả năng làm giảm chi phí phát hành vốn chủ sở hữu như thanh khoản cổ phiếu cao sẽ khiến vốn chủ sở hữu hấp dẫn hơn nợ và dẫn đến cấu phần vốn chủ sở hữu gia tăng trong cấu trúc vốn. Lý thuyết trật tự phân hạng (Donaldson, 1961; Myers, 1984) cung cấp trật tự tài trợ trong điều kiện tồn tại chi phí lựa chọn ngược 86 liên quan đến thông tin bất cân xứng. Theo đó, lợi nhuận giữ lại được ưu tiên sử dụng để tài trợ hoạt động công ty. Khi nguồn vốn nội bộ không đủ để đáp ứng nhu cầu tài trợ và thanh khoản, công ty được khuyến khích phát hành nợ an toàn bởi chi phí lựa chọn ngược liên quan đến thông tin bất cân xứng thấp khi so sánh với phát hành vốn chủ sở hữu. Hiển nhiên, nguồn vốn cuối cùng được quan tâm tới là vốn chủ sở hữu. Những điều kiện dẫn đến lựa chọn ngược liên quan đến thông tin bất cân xứng để hình thành cấp bậc tài trợ được phản ánh trong chi phí giao dịch. Theo logic này, mức độ cao của thanh khoản cổ phiếu tương ứng mức độ thấp của thông tin bất cân xứng và hướng đến đến sử dụng nhiều vốn chủ sở hữu hơn trong cấu trúc vốn. Frieder và Martell (2006), Lipson và Mortal (2009) chỉ ra rằng thanh khoản cổ phiếu có mối tương quan ngược chiều với chi phí vốn chủ sở hữu và công ty ưa thích phát hành vốn chủ sở hữu hơn nợ khi thanh khoản cổ phiếu cao trong bối cảnh thị trường chứng khoán Mỹ. Hay nói cách khác, công ty với thanh khoản cổ phiếu cao hướng đến đạt cấu phần nợ thấp trong cấu trúc vốn. Bên cạnh đó, trong điều kiện thực tiễn tại Úc, các công ty với thanh khoản cổ phiếu cao có cấu trúc vốn1 thấp (Sivathaasan và cộng sự, 2016). Udomsirikul và cộng sự (2011) đạt cùng kết luận như Lipson và Mortal (2009) khi xem xét mối tương quan giữa thanh khoản cổ phiếu và cấu trúc vốn trong điều kiện thực tiễn tại một quốc gia đang phát triển như Thái Lan. Theo đó, một cấu trúc vốn nghiên về vốn chủ sở hữu là kết quả của mối tương quan ngược chiều giữa thanh khoản cổ phiếu và cấu trúc vốn. Mối tương quan giữa thanh khoản cổ phiếu và cấu trúc vốn còn được tiếp cận ở góc độ đa quốc gia (Dang và cộng sự, 2019). Nghiên cứu này chứng minh vai trò Cấu trúc vốn, đòn bẩy nợ, tỷ lệ nợ, hệ số nợ có thể được sử dụng thay thế lẫn nhau. 1 TẠP CHÍ KHOA HỌC KINH TẾ - SỐ 7(04) - 2019 quan trọng của thanh khoản cổ phiếu trong giảm chi phí huy động vốn cổ phần và công ty với thanh khoản cổ phiếu cao hơn hướng đến cấu trúc vốn thấp hơn. Ngoài ra, khung phân tích này chỉ ra rằng những quốc gia với môi trường thể chế mạnh nhiều khả năng có mối quan hệ yếu giữa thanh khoản cổ phiếu và cấu trúc vốn. Tại Việt Nam, các bằng chứng thực nghiệm không đạt được sự đồng thuận cao. Cụ thể, Võ Xuân Vinh và Trần Thị Yến Duyên (2015) chứng minh mối quan hệ cùng chiều giữa thanh khoản cổ phiếu và cấu trúc vốn. Ở chiều hướng ngược lại, Trương Đông Lộc và cộng sự (2015) chỉ ra mối tương quan ngược chiều giữa thanh khoản cổ phiếu và cấu trúc vốn. Dựa trên nền tảng lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn, lý thuyết trật tự phân và những Trong đó, i, t lần lượt là đại diện cho công ty và thời gian. Leverage là tỷ lệ nợ. là véc tơ biến thanh khoản cổ phiếu. là véc tơ hệ số đứng trước các đại diện thanh khoản cổ phiếu. Controls là biến kiểm soát. và lần lượt là ảnh hưởng cố định công ty không quan sát được, không thay đổi theo thời gian và ảnh hưởng đặc thù ngành công nghiệp. và lần lượt là ảnh hưởng cố định theo thời gian và sai số thay đổi theo thời gian. Để loại trừ vấn đề nội sinh xuất phát từ sự xuất hiện của tác động đồng thời giữa biến phụ thuộc và biến độc lập, tất cả các biến độc lập được sử dụng trong mô hình là các biến trễ. Hay nói cách khác, nghiên cứu này phần nào loại trừ tác động ngược chiều của tỷ lệ nợ đến biến giải thích và chỉ quan tâm đến tác động của các biến giải thích trễ đến cấu trúc vốn (Harford và cộng sự, 2009). Hơn nữa, một giải thích khác cho sự xuất hiện biến giải thích trễ là các bằng chứng thực nghiệm về mối tương quan giữa thanh khoản cổ phiếu và cấu trúc vốn. Giả thuyết được hình thành như sau: thanh khoản cổ phiếu tác động ngược chiều đến cấu trúc vốn (H1). 3. Phương pháp và dữ liệu nghiên cứu 3.1. Mô hình thực nghiệm Theo giả thuyết H1, nghiên cứu này kiểm tra liệu cấu trúc vốn có bị tác động bởi thanh khoản cổ phiếu trong điều kiện thực tiễn Việt Nam. Trên nền tảng mô hình nghiên cứu đã được ứng dụng bởi Lipson và Mortal (2009) và Udomsirikul và cộng sự (2011), sự tác động của thanh khoản cổ phiếu đến cấu trúc vốn trong điều kiện thực tiễn Việt Nam được mô hình hóa như sau: quyết định tài chính trong tương lại phần lớn dựa vào các thông tin trong quá khứ. 3.2. Xây dựng biến 3.2.1. Biến thanh khoản cổ phiếu Các bằng chứng thực nghiệm gần đây đã sử dụng nhiều thang đo khác nhau để đo lường thanh khoản cổ phiếu như khối lượng giao dịch (Datar, 2001; Hovakimian và Hutton, 2010; Võ Xuân Vinh và Trần Thị Yến Duyên, 2015); chênh lệch giữa giá hỏi mua và giá chào bán tương đối và hiệu lực (Lipson và Mortal, 2009, Chung và cộng sự, 2010; Trần Thị Hải Lý, 2015), tỷ lệ kém thanh khoản Amihud (Lesmond, 2005; Fang và cộng sự, 2009; Lipson và Mortal, 2009; Đặng Tùng Lâm và Nguyễn Thị Minh Huệ, 2017); tỷ lệ ngày giao dịch lợi nhuận bằng không (Wei L-X và cộng sự, 2012). Tuy nhiên, các thước đo thanh khoản này gây ra những tranh luận về độ chính xác. Theo đó, không có bất kỳ thước đo nào có khả năng 87 TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG bao quát các khía cạnh của thanh khoản cổ phiếu (Korajczyk và Sadka, 2008). Thước đo kém thanh khoản Amihud có mối quan hệ thân thiết nhất với tác động giá so với các thang đo kém thanh khoản dựa vào dữ liệu ngày (Hasbrouck, 2009). Ngoài ra, không yêu cầu dữ liệu cấu trúc vi mô tạo điều kiện để thang đo kém thanh khoản Amihud có thể trở thành thang đo tốt khi so sánh với các thang đo liên quan đến khối lượng giao dịch và chi phí giao dịch trong các nghiên cứu đa quốc gia (Fong và cộng sự, 2016) và thang đó Amihud còn có thể được sử dụng chủ yếu tại các quốc gia có thị trường chứng khoán kém phát triển. Cuối cùng, thang đo kém thanh khoản Amihud còn được xem như thước đo tốt để phản ánh thanh khoản cổ phiếu khi so sánh với các thước đo khác (Goyenko và cộng sự, 2009). Vì vậy, nghiên cứu này sử dụng thước đo kém thanh khoản Amihud như đo lường chính cho thanh khoản cổ phiếu nhằm phản ánh thanh khoản cổ phiếu liên quan đến tác động giá. Tuy nhiên, để đạt được nhiều hơn các khía cạnh của thanh khoản cổ phiếu hay để đạt bức tranh toàn diện hơn về tác động của thanh khoản cổ phiếu đến cấu trúc vốn, nghiên cứu này còn quan tâm đến ba đo lường thanh khoản cổ phiếu khác là chênh lệch giá tương đối, chênh lệch giá hiệu lực và khối lượng giao dịch nhằm phản ánh thanh khoản cổ phiếu liên quan đến chi phí giao dịch. Nhìn chung, các thang đo sử dụng trong khung phân tích này thể hiện được khía cạnh tác động giá cũng như chi phí giao dịch. Các thước đo được chi tiết trong bảng 1. 3.2.2. Biến cấu trúc vốn Các nghiên cứu thực nghiệm về cấu trúc vốn sử dụng các thang đo khác nhau để đo lường cấu trúc vốn. Cụ thể, Colak và cộng sự (2018) chỉ sử dụng giá trị sổ sách để xem 88 xét cấu trúc vốn. Trong khi đó, sử dụng duy nhất giá trị thị trường để đo lường cấu trúc vốn không nhiều sự xuất hiện, tiêu biểu cho xu hướng này là Chang và cộng sự (2014). Cuối cùng, hầu hết các nghiên cứu thực nghiệm về cấu trúc vốn có xu hướng chọn cả hai cách tiếp cận giá trị thị trường và giá trị sổ sách để đánh giá cấu trúc vốn như: Fama và French (2002); Dang và cộng sự (2019). Tương tự, tại Việt Nam, phần lớn các bằng chứng thực nghiệm liên quan cấu trúc vốn có xu hướng chọn cấu trúc vốn giá trị sổ sách như biến phụ thuộc (Trần Hùng Sơn, 2013; Lưu Chí Cường và cộng sự, 2016, Nguyễn Thu Hiền và cộng sự, 2016). Tuy nhiên, không thiếu các bằng chứng sử dụng cả giá trị sổ sách và giá trị thị trường của cấu trúc vốn như biến được giải thích (Lê Thị Lanh và cộng sự, 2016). Trong khi đó, sử dụng mỗi giá trị thị trường của cấu trúc vốn hầu như không tồn tại. Dựa vào nghiên cứu của Fama and French (2002), Dang và cộng sự (2019), khung phân tích này sử dụng cả giá trị sổ sách và giá trị thị trường của cấu trúc vốn. Các biến cấu trúc vốn được chi tiết trong bảng 1. 3.2.3. Biến kiểm soát Sự vắng mặt của biến kiểm soát có thể ảnh hưởng đáng kể đến khả năng giải thích của các nhân tố đến cấu trúc vốn mục tiêu. Vì vậy, nghiên cứu này sử dụng những biến kiểm soát thường xuyên được sử dụng trong các nghiên cứu các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn (Fama và French, 2002; Antoniou và cộng sự, 2008) như: suất sinh lời trên tổng tài sản, giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của nợ, lá chắn thuế phi nợ, cơ hội phát triển, quy mô công ty, tài sản hữu hình. Các biến kiểm soát được sử dụng trong các nghiên cứu này được chi tiết trong bảng 1. TẠP CHÍ KHOA HỌC KINH TẾ - SỐ 7(04) - 2019 Bảng 1: Các biến được sử dụng trong mô hình nghiên cứu Biến Viết tắt A. Biến đặc thù công ty A.1. Cấu trúc vốn Gía trị sổ sách BLEV Giá trị thị trường MLEV A.2. Thanh khoản Chỉ số Amihud AMI Chênh lệch giá hiệu lực PES Chênh lệch giá tương đối PRS Khối lượng giao dịch TURN A.3. Biến đặc thù công ty khác Quy mô công ty TA Cơ hội phát triển MB Khả năng sinh lời ROA Tài sản hữu hình PPE Tấm chắn thuế DEP phi nợ B. Biến tương tác Kém thanh khoản AMICRI Amihud và khủng hoảng Chênh lệch giá hiệu lực và khủng hoảng Chênh lệch giá tương đối và khủng hoảng Khối lượng giao dịch và khủng hoảng Mô tả Giá trị sổ sách tổng nợ/giá trị sổ sách tổng tài sản Giá trị sổ sách tổng nợ/(giá trị sổ sách tổng nợ + giá trị thị trường vốn chủ sở hữu) Logarithm tự nhiên của trung bình Amihud’s (2002) theo ngày, được tính toán như giá trị tuyệt đối của tỷ suất sinh lời chia khối lượng giao dịch. Logarithm tự nhiên của chênh lệch giá hiệu lực theo ngày. Chênh lệch giá hiệu lực được xác định như hai lần chênh lệch giá giữa giá giao dịch và giá mua bán trung bình được điều chỉnh bởi giá mua bán trung bình. Logarithm tự nhiên của chênh lệch giá tương đối theo ngày. Chênh lệch giá tương đối được xác định như chênh lệch giá giữa giá mua và giá bán và được hiểu chỉnh bởi trung bình giá mua bán. Logarithm tự nhiên của khối lượng cổ phiếu giao dịch trong ngày được hiểu chỉnh bởi khối lượng cổ phiếu đang lưu hành. Logarithm tự nhiên của tổng tài sản Logarithm tự nhiên của giá thị thị trường/giá trị sổ sách. Lợi nhuận trước thuế trên tổng tài sản. Tỷ lệ tài sản cố định hữu hình trên tổng tài sản Khấu hao tài sản cố định trên giá trị sổ sách tổng tài sản. PESCRI Tương tác giữa kém thanh khoản Amihdu và khủng hoảng. Biến giả khủng hoảng nhận giá trị 1 nếu năm quan sát nằm trong giai đoạn 2008-2009 và ngược lại nhận giá trị 02 Tương tác giữa chênh lệch giá hiệu lực và khủng hoảng PRSCRI Tương tác giữa chênh lệch giá tương đối và khủng hoảng TURNCRI Tương tác giữa khối lượng giao dịch và khủng hoảng Nghiên cứu này dựa vào thảo luận của Samarakoon (2011) để xác định giai đoạn khủng hoảng xảy ra từ năm 2008 và kết thúc vào năm 2009. 2 89 TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG 3.3. Phương pháp ước lượng Phương pháp ước lượng bình phương bé nhất (POLS) được xem là phương pháp cơ bản nhất đối với dữ liệu bảng. Tuy nhiên, phương pháp này dựa trên quá nhiều giả định. Vì vậy, POLS chỉ thật sự hữu ích trong trường hợp dữ liệu thỏa mãn các giả định đưa ra. Tuy nhiên, dữ liệu tài chính thường không phù hợp với các giả định của POLS. Phương pháp này xem xét tất cả các quan sát trong mẫu như một thực thể. Hay nói cách khác, ảnh hưởng đặc thù công ty không được quan tâm đến hay các đặc thù công ty không quan sát được không thay đổi theo thời gian mặc định không có tác động đến biến phụ thuộc. Tuy nhiên, điều này không thực tế khi mà mỗi công ty sở hữu đặc thù riêng không thể quan sát được như: thương hiệu, chính sách quản trị, “khẩu vị rủi ro” mà những nhân tố này có nhiều khả năng tác động đến biến phụ thuộc. Cụ thể, Lemmon và cộng sự (2008) chứng minh rằng các nhân tố đặc thù công ty không quan sát được và không thay đổi theo thời gian là nhân tố giải thích lớn nhất cho sự biến động của cấu trúc vốn. Vì vậy, POLS có thể bị chệch bởi sự tồn tại của đặc thù công ty không quan sát được và không thay đổi theo thời gian. Ngoài ra, ước lượng đáp ứng yêu cầu dữ liệu tài chính phải giải quyết vấn đề không đồng nhất đến từ đặc thù công ty không quan sát được. Vì vậy, phương pháp ước lượng ảnh hưởng cố định (FEM) có lẽ là phương pháp phù hợp bởi vì phương pháp này quan tâm đến cả đặc thù công ty quan sát được và không quan sát được. 3.4. Dữ liệu và xử lý dữ liệu nghiên cứu Số liệu ban đầu dùng để hồi quy được cung cấp bởi Stoxplus3 trong thời gian 12 năm từ năm 2006 đến năm 2017 liên quan đến các công ty niêm yết trên cả hai sàn giao 3 Công ty chuyên cung cấp dữ liệu nhằm phục vụ nghiên cứu. 90 dịch chứng khoán tại Việt Nam. Do một số công ty không đủ số liệu theo thời gian từ năm 2006 đến năm 2017 với nhiều lý do khác nhau như: mới niêm yết, hủy niêm yết…nên dữ liệu nghiên cứu còn lại là bộ dữ liệu không cân bằng. Các trường hợp sau sẽ được loại khỏi mẫu nghiên cứu, cụ thể: i) những công ty hoạt động trong lĩnh vực tài chính, ngân hàng, dịch vụ, bảo hiểm, quỹ đầu tư và bất động sản; ii) những công ty thiếu bất kỳ quan sát năm liên quan đến thanh khoản cổ phiếu, cấu trúc vốn và biến kiểm soát; iii) những công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán nhỏ hơn 2 năm. Cuối cùng, bộ dữ liệu dùng để hồi quy là dữ liệu bảng động không cân bằng với 550 công ty và 4.029 quan sát năm. Ngoài ra, để hạn chế tình trạng tác động ngoại lai làm ảnh hưởng đến kết quả nghiên cứu, kỹ thuật biến đổi winsor phân vị ở mức 1% và 99% cho tất cả các biến được sử dụng. Nghiên cứu này còn sử dụng dữ liệu giao dịch chứng khoán ngày để đo lường thanh khoản cổ phiếu. Tuy nhiên, thanh khoản cổ phiếu lại được đo lường trên cơ sở năm nên chúng được tính dựa theo nguyên tắc trung bình giản đơn của các ngày giao dịch trong năm. Nghiên cứu này tiến hành lọc dữ liệu như sau: i) thứ nhất, chênh lệch giá âm do giá chào bán nhỏ hơn giá hỏi mua sẽ bị bỏ qua khi đo lường thanh khoản cổ phiếu vì nó không thể hiện được bản chất của thanh khoản cổ phiếu khuyến khích giao dịch cổ phiếu; ii) thứ hai, khi tính chênh lệch giá tương đối, chênh lệch giá mua bán lớn hơn một nữa giá mua bán trung bình sẽ được loại bỏ khỏi mẫu; iii) thứ ba, những ngày giao dịch có tổng khối lượng giao dịch lớn hơn số lượng cổ phiếu đang lưu hình sẽ được loại bỏ khi tính thang đo khối lượng giao dịch; iv) cuối cùng, những chứng khoán giao dịch nhỏ hơn 2/3 năm sẽ bị loại bỏ khỏi mẫu nghiên cứu vì nó không thể hiện hết được bản chất thanh khoản cổ phiếu trong kỳ. TẠP CHÍ KHOA HỌC KINH TẾ - SỐ 7(04) - 2019 4. Kết quả và thảo luận kết quả nghiên cứu 4.1. Thống kê mô tả và ma trận tương quan Bảng 2: Thống kê mô tả Biến Số quan sát Giá trị thấp nhất Giá trị cao nhất Giá trị trung bình Giá trị trung vị Độ lệch chuẩn BLEVt+1 4,026 0.044 0.907 0.504 0.533 0.226 MLEVt+1 4,028 0.036 0.963 0.541 0.563 0.266 AMI 4,025 -9.432 2.422 -2.222 -1.511 2.908 PES 2,556 -5.233 -2.269 -3.438 -3.281 0.704 PRS 2,556 -5.262 -1.987 -3.393 -3.274 0.812 TURN 4,028 0 0.576 0.076 0.03 0.11 TA 4,028 -3.954 3.032 -0.849 -0.93 1.417 MB 4,028 -1.899 1.598 -0.198 -0.174 0.727 ROA 4,028 -0.163 0.327 0.062 0.048 0.073 PPE 4,026 0.003 1.713 0.469 0.371 0.378 DEP 4,026 0 1.088 0.186 0.107 0.218 BLEV 4,028 0.049 0.904 0.505 0.532 0.223 MLEV 4,028 0.038 0.961 0.543 0.565 0.265 Nguồn: tính toán của tác giả Bảng 2 cung cấp thống kê mô tả cho toàn bộ mẫu. Giá trị sổ sách của tỷ lệ nợ dao động từ 0,044 đến 0,907 với trung bình và trung vị lần lượt là 0,504 và 0,533. Trong khi đó, giá trị trung bình (trung vị) của tỷ lệ nợ thị trường là 0,541 (0,563) với giá trị nhỏ nhất và lớn nhất lần lượt là 0,026 và 0,962. Ngoài ra, độ lệch chuẩn của giá trị sổ sách của tỷ lệ nợ (0,226) thấp hơn độ lệch chuẩn giá trị thị trường của tỷ lệ nợ (0,266) ngụ ý rằng tỷ lệ nợ thị trường biến động nhiều hơn tỷ lệ nợ sổ sách. Liên quan đến các thước đo kém thanh khoản, giá trị trung bình của chêch lệch giá hiệu lực là -3,438. Trong khi đó, chêch lệch giá tương đối trung bình là -3,393. Điều này phù hợp với những tranh luận chênh lệch giá tương đối lớn hơn chênh lệch giá hiệu lực mặc dầu sự khác biệt không đáng kể. Thang đo kém thanh khoản Amihud có giá trị trung bình -2,222, giá trị trung vị -3,281 và biến động trong đoạn [-9,432, 2,422]. Nhìn chung, thang đo kém thanh khoản Amihud biến động lớn hơn so với các thang đo kém thanh khoản cổ phiếu khác. Tiếp theo, thước đo thanh khoản khối lượng giao dịch có giá trị thấp nhất và cao nhất lần lượt là 0 và 0,576 và là thang đo có sự biến động thấp nhất với 0,11. Trong mẫu nghiên cứu, một công ty trung bình có tỷ suất sinh lời trên tài sản là 6,2%, giá trị thị trường trên giá trị sổ sách là -0,198. Trong khi đó, giá trị trung bình và trung vị của tổng tài sản lần lượt là 0,076 và 0,03. Cuối cùng giá trị tài sản hữu hình dao động trong đoạn [0,003, 1,713] với độ lệch chuẩn 0,378. Trong khi đó, giá trị cao nhất và thấp nhất của tấm chắn thuế phi nợ lần lượt là 1.088 và 0. Mối quan hệ giữa các cặp biến được trình bày trong bảng 2. Theo đó, cả ba đại diện cho kém thanh khoản, bao gồm: chêch lệch giá hiệu lực, chêch lệch giá tương đối và kém thanh khoản Amihud có mối tương quan dương với giá trị sổ sách của cấu trúc vốn. Tuy nhiên, chỉ duy nhất mối quan hệ giữa 91 TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG thước đo kém thanh khoản Amihud và cấu trúc vốn có ý nghĩa thống kê. Trong khi đó, cả chêch lệch giá hiệu lực, chêch lệch giá tương đối không có ý nghĩa thống kê trong mối tương quan với tỷ lệ nợ. Ngoài ra, thang đo giá trị giao dịch có mối tương quan âm và có ý nghĩa thống kê với cấu trúc vốn sổ sách. Trong trường hợp, tỷ lệ nợ được sử dụng là giá trị thị trường, mối tương quan dương giữa kém thanh khoản Amihud và cấu trúc vốn tiếp tục được khẳng định. Trong khi đó, cả mối quan hệ giữa chêch lệch giá hiệu lực, chêch lệch giá tương đối và cấu trúc vốn một lần nữa không đạt được ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, cả hai mối tương quan này đổi chiều từ dương sang âm. Cuối cùng, khối lượng giao dịch tiếp tục duy trì ý nghĩa thống kê nhưng ý nghĩa kinh tế đã thay đổi từ ngược chiều sang cùng chiều. 0.045* 1.000 PES 0.017 -0.002 0.802* 1.000 PRS 0.010 -0.015 0.866* 0.898* 1.000 TURN -0.078* 0.070* -0.496* -0.449* -0.506* 1.000 TA 0.338* 0.237* -0.512* -0.499* -0.492* 0.007 1.000 MB -0.142* -0.553* -0.061* -0.020 -0.007 -0.249* 0.098* 1.000 ROA -0.412* -0.509* -0.183* -0.125* -0.159* -0.064* -0.050* 0.409* 1.000 PPE -0.018 -0.029* -0.032* -0.056* -0.091* -0.050* -0.002 0.047* 0.117* 1.000 DEP -0.052* -0.082* 0.051* 0.035* 0.001 -0.085* -0.143* 0.085* 0.171* 0.798* MB DEP 0.050* PPE AMI ROA 1.000 TA 0.862* TURN MLEVt+1 PRS 1.000 PES BLEVt+1 AMI Biến BLEVt+1 MLEVt+1 Bảng 3: Ma trận tương quan 1.000 Nguồn: tính toán của tác giả Ghi chú: * thể hiện mức ý nghĩa tương ứng với 10% Mặc dù vẫn tồn tại một vài mối tương quan không phù hợp, tuy nhiên kết quả từ ma trận tương quan nhìn chung hỗ trợ cho luận điểm cấu trúc vốn chịu sự tác động ngược chiều từ thanh khoản cổ phiếu. Ngoài ra, tất cả các mối tương quan giữa các cặp biến trong bảng 2 đều nhỏ hơn 0.8. Theo quy tắc ngón tay cái (the rule of thumb) của Klein, nghiên cứu này kết luận rằng không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình nghiên cứu. Hơn thế nữa, nghiên cứu này cũng sử dụng hệ số VIF (Variance Inflation Factor) để xác định hiện tượng đa cộng tuyến. Tuy nhiên, những chỉ số trong kiểm tra này đều nhỏ hơn 5, chứng tỏ rằng ít 92 có khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các cặp biến trong mô hình nghiên cứu4 4.2. Kết quả và thảo luận kết quả nghiên cứu Ảnh hưởng đặc thù công ty, ảnh hưởng năm và ngành công nghiệp được xem như nguyên nhân chính có khả năng gây ra chệch và không đồng nhất trong mối tương quan giữa thanh khoản và cấu trúc vốn. Do đó, Các suy luận từ hệ số VIF và tương quan Pearson đều dựa trên quy tắc ngón tay cái (the rule of thumb). Vì vậy, chỉ một trong hai hệ số trên đủ khả năng để kiểm tra liệu có sự tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến hay không. Để tiết kiệm khoảng trống, hệ số VIF không được báo cáo ở đây. 4 TẠP CHÍ KHOA HỌC KINH TẾ - SỐ 7(04) - 2019 khung phân tích này kiểm soát các yếu tố này đến cấu trúc vốn. Trong nghiên cứu này, hệ ngay từ ban đầu. Bảng 4 báo cáo kết quả ước số đứng trước đại diện thanh khoản cổ phiếu lượng sự tác động của thanh khoản cổ phiếu được quan tâm hơn cả. Bảng 4: Kết quả ước lượng từ FEM Mô hình Biến AMI (1) (2) 0.008*** (0.001) 0.007*** (0.001) PES (3) (4) 0.038*** (0.006) 0.035*** (0.006) PRS (5) (6) 0.042*** (0.007) 0.039*** (0.006) TURN TA MB ROA PPE DEP Hằng số Số quan sát Ý nghĩa mô hình Số công ty 0.090*** (0.011) 0.036*** (0.008) -0.255*** (0.053) 0.032* (0.019) -0.026 (0.028) 0.696*** (0.049) 4,023 0.115 550 0.092*** (0.011) -0.080*** (0.008) -0.158*** (0.053) 0.046*** (0.016) -0.023 (0.025) 0.977*** (0.035) 4,025 0.164 550 0.137*** (0.016) 0.052*** (0.009) -0.447*** (0.061) 0.024 (0.018) -0.019 (0.030) 0.949*** (0.043) 2,553 0.274 417 0.132*** (0.016) -0.125*** (0.008) -0.396*** (0.056) 0.031 (0.020) -0.021 (0.031) 0.925*** (0.043) 2,555 0.377 417 0.139*** (0.016) 0.052*** (0.009) -0.434*** (0.060) 0.021 (0.018) -0.016 (0.030) 1.001*** (0.046) 2,553 0.278 417 0.135*** (0.016) -0.125*** (0.008) -0.385*** (0.055) 0.028 (0.020) -0.018 (0.032) 0.971*** (0.044) 2,555 0.379 417 (7) (8) -0.138*** (0.025) 0.080*** (0.010) 0.036*** (0.008) -0.279*** (0.054) 0.032* (0.019) -0.026 (0.028) 0.655*** (0.047) 4,024 0.110 550 -0.128*** (0.030) 0.084*** (0.010) -0.080*** (0.008) -0.177*** (0.053) 0.046*** (0.016) -0.023 (0.025) 0.943*** (0.032) 4,026 0.162 550 Nguồn: tính toán của tác giả Ghi chú: ***, ** và * thể hiện mức ý nghĩa tương ứng với 1%, 5% và 10% Sai số chuẩn được báo cáo trong ngoặc đơn Kết quả ước lượng đối với biến phụ thuộc là giá trị sổ sách được báo cáo trong mô hình (1), (3), (5) và (7). Hệ số đứng trước đo lường kém thanh khoản Amihud là 0,008 và có ý nghĩa thống kê cao tại mức ý nghĩa 1%. Tương tự, hệ số đứng trước hai đo lường kém thanh khoản cổ phiếu còn lại cũng mang giá trị dương và có ý nghĩa thống kê 1%. Cụ thể, hệ số đứng trước chênh lệch giá hiệu lực và chênh lệch giá tương đối lần lượt là 0,038 và 0,042. Trong khi đó, kết quả từ mô hình (7) cho thấy hệ số đứng trước khối lượng giao dịch là -0,138 và có ý nghĩa thống kê cao tại mức thông lệ 1%. Nhìn chung, mặc dầu hệ số đứng trước các đại diện cho thanh khoản cổ phiếu mang dấu hiệu âm, dương khác nhau (âm đối với đại diện thanh khoản cổ phiếu và dương cho đại diện kém thanh khoản cổ phiếu), tuy nhiên kết quả này chỉ cung cấp một nội hàm duy nhất đó là thanh khoản cổ phiếu chiếm vai trò quan trọng trong giảm chi phí huy động vốn chủ sở hữu và hướng đến sự ưu thích vốn chủ sở hữu hơn nợ khi lựa chọn hình thức huy động vốn. Hay nói cách khác, khi các nhân tố khác không thay đổi, thanh khoản cổ phiếu cao kèm theo chi phí phát hành cổ phiếu thấp hướng các công ty sử dụng nhiều vốn chủ sở hữu hơn. Để đạt bức tranh toàn diện hơn về mối quan hệ giữa thanh khoản cổ phiếu và cấu trúc vốn. Mô hình (2), (4), (6) và (8) chi tiết sự tác động của thanh khoản cổ phiếu đến 93 TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG cấu trúc vốn thị trường. Nghiên cứu này tìm thấy rằng, trong các mô hình (2), (4), (6) tất cả các hệ số đứng trước đo lường kém thanh khoản cổ phiếu tiếp tục dương và có ý nghĩa thống kê. Cụ thể, hệ số đứng trước biến Amihud 0,007. Trong khi đó, hệ số mang ý nghĩa thống kê đứng trước hai đo lường kém thanh khoản cổ phiếu còn lại, chênh lệch giá hiệu lực và chênh lệch giá tương đối lần lượt là 0,035 và 0,039. Trong khi đó, hệ số đứng trước hệ số đứng trước khối lượng giao dịch là -0,128 và có ý nghĩa thống kê tại mức 1%. Kết quả này chỉ ra sự tác động ngược chiều của thanh khoản cổ phiếu đến cấu trúc vốn thị trường. quan hệ thân thiết với người cho vay. Cơ bản, sự hình thành và phát triển không ngừng của thị trường chứng khoán Việt Nam đã góp phần đáng kể để công ty có thể huy động vốn dễ dàng hơn với khối lượng vốn lớn thông qua thị trường chứng khoán. Các công ty niêm yết thường có xu hướng phát hành cổ phiếu khi thanh khoản cổ phiếu cao nhằm tận dụng những cơ hội tốt để huy động nguồn vốn với chi phí thấp. Tóm lại, khi sử dụng cả giá trị thị trường và giá trị sổ sách của cấu trúc vốn như những biến phụ thuộc, kết quả hồi quy chỉ cung cấp một nội hàm duy nhất là mối quan hệ ngược chiều giữa thanh khoản cổ phiếu và cấu trúc vốn hỗ trợ cho luận điểm thanh khoản cổ phiếu cao đóng góp đáng kể đến việc giảm chi phí phát hành cổ phiếu và vì vậy gia tăng cấu phần vốn chủ sở hữu trong cấu trúc vốn. Ngoài ra, công ty được khuyến khích để huy động vốn trên thị trường chứng khoán nhằm đảm bảo đầu tư và thanh khoản công ty, khi thanh khoản chứng khoán cao là kết quả của sự tham gia của nhiều công ty trên thị trường chứng khoán. Một lượng lớn chứng khoán được phát hành có nhiều khả năng đến từ sự đóng góp của các nhà đầu tư. Vì vậy, sự tồn tại nhiều nhà đầu tư, chứng khoán đa dạng, khối lượng giao dịch khác biệt là nền tảng để gia tăng thanh khoản cổ phiếu. Những tìm kiếm mới này phù hợp với cả dự đoán lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa thanh khoản cổ phiếu và cấu trúc vốn (Frieder và Martell, 2006; Lipson và Mortal, 2009; Udomsirikul và cộng sự, 2011; Dang và cộng sự, 2019). Mô hình (1) bao gồm ảnh hưởng cố định ngành, ảnh hưởng đặc thù công ty cũng như ảnh hưởng cố định năm nhằm kiểm soát ảnh hưởng chi phối của đặc thù ngành, đặc thù công ty cũng như đặc thù năm đến sự biến động cấu trúc vốn. Tuy nhiên, trong dữ liệu tài chính thường xuất hiện hiện tượng tự tương quan chuỗi bắt nguồn từ sự tương tác của phần dư và tương quan chéo dẫn đến sai số chuẩn có thể bị chệch và giá trị thống kê t rất lớn (Petersen, 2009). Vì vậy, để giải quyết vấn đề tương quan chuỗi và tương quan chéo trong sai số, nghiên cứu này tiếp cận sai số chuẩn theo nhóm công ty để điều chỉnh sai số chuẩn. Hơn thế nữa, khung phân tích này cũng giải quyết vấn đề phương sai thay đổi bằng cách sử dụng sai số chuẩn robust (robust standard errors). Thật vậy, các công ty hướng đến tận dụng lợi ích từ giao dịch chứng khoán khi cổ phiếu thanh khoản cao hơn là quan tâm đến mối 94 5. Kiểm định tính bền vững kết quả nghiên cứu 5.1. Kiểm định tính bền vững kết quả nghiên cứu dựa trên FEM Bảng 5 báo cáo kết quả kiểm định tính bền vững của kết quả nghiên cứu khi khung phân tích này kiểm soát yếu tố ngành công nghiệp, yếu tố năm cũng như xử lý hiện tượng phương sai sai số không đồng nhất. Kết quả ước lượng cho thấy các hệ số đứng trước đo lường kém thanh khoản cổ phiếu mang dấu dương và hệ số đứng trước đo lường thanh khoản cổ phiếu mang dấu âm bất chấp biến phụ thuộc là giá trị sổ sách hay giá trị thị trường của cấu trúc vốn. Nhìn chung,