0

Phân tích ảnh hưởng của cấu trúc vốn đến hiệu quả tài chính của các công ty cổ phẩn tại việt nam

138 3 0
  • Phân tích ảnh hưởng của cấu trúc vốn đến hiệu quả tài chính của các công ty cổ phẩn tại việt nam

Tài liệu hạn chế xem trước, để xem đầy đủ mời bạn chọn Tải xuống

Tài liệu liên quan

Thông tin tài liệu

Ngày đăng: 23/06/2022, 14:04

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC QUY NHƠN TRẦN TỐ MAI PHÂN TÍCH ẢNH HƢỞNG CỦA CẤU TRÚC VỐN ĐẾN HIỆU QUẢ TÀI CHÍNH CỦA CÁC CƠNG TY CỔ PHẦN TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Kế toán Mã số: 8.34.03.01 Ngƣời hƣớng dẫn: TS Lê Trần Hạnh Phƣơng LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan đề tài “Phân tích ảnh hưởng cấu trúc vốn đến hiệu tài cơng ty cổ phần Việt Nam” nghiên cứu riêng Các kết mơ hình nghiên cứu trình bày trung thực chưa công bố cơng trình trước Các liệu phân tích luận văn tác giả tổng hợp từ nguồn thơng tin đáng tin cậy Bình Định, tháng 04 năm 2022 Tác giả luận văn Trần Tố Mai LỜI CẢM ƠN Lời đầu tiên, xin chân thành cảm ơn Quý Thầy Cô thuộc Trƣờng Đại học Quy Nhơn nói chung thầy Khoa Kinh tế Kế tốn nói riêng tận tình giảng dạy hƣớng dẫn tơi hồn thành tốt nội dung chƣơng trình đào tạo Những kiến thức chun mơn đƣợc học tập trao đổi suốt trình học tập giúp tơi hồn thành luận văn Đặc biệt, xin chân thành biết ơn cô TS Lê Trần Hạnh Phƣơng nhiệt tình hƣớng dẫn, góp ý cho tơi suốt q trình làm luận văn Mặc dù tơi phải hồn thành luận bối cảnh dịch bệnh diễn biến phức tạp, gặp nhiều khó khăn việc gặp mặt trực tiếp để hƣớng dẫn Tuy nhiên, tận tình bảo tạo điều kiện thuận lợi cho học viên việc thực luận văn Cuối cùng, tơi xin cảm ơn gia đình quan tâm tạo điều kiện cho tơi hồn thành tốt luận văn Tác giả luận văn Trần Tố Mai MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN LỜI CẢM ƠN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC BẢNG, SƠ ĐỒ MỞ ĐẦU 1 Tính cấp thiết đề tài Tổng quan nghiên cứu Xác định khoảng trống nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu Đối tƣợng phạm vi nghiên cứu Phƣơng pháp nghiên cứu Ý nghĩa khoa học đề tài Kết cấu luận văn 10 CHƢƠNG 1: CƠ SỞ LÝ THUYẾT 11 1.1 Tổng quan cấu trúc vốn 11 1.1.1 Khái niệm cấu trúc vốn 11 1.1.2 Các tiêu dùng để đo lƣờng cấu trúc vốn 14 1.2 Tổng quan hiệu tài 16 1.2.1 Khái niệm hiệu tài 16 1.2.2 Các tiêu đo lƣờng hiệu tài 17 1.3 Lý thuyết 18 1.3.1 Lý thuyết Modigliani Miller M M 19 1.3.2 Lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn 20 1.3.3 Lý thuyết trật tự phân hạng 21 1.4 Ảnh hƣởng cấu trúc vốn đến hiệu tài 22 1.5 Xây dựng giả thuyết nghiên cứu 28 KẾT LUẬN CHƢƠNG 31 CHƢƠNG 2: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 32 2.1 Quy trình nghiên cứu 32 2.2 Mơ hình nghiên cứu 33 2.2.1 Xây dựng mơ hình nghiên cứu 33 2.2.2 Xác định biến thang đo 34 2.2.3 Chọn mẫu khảo sát 40 2.2.4 Thu thập liệu 40 2.3 Quy trình phân tích liệu định lƣợng 41 2.3.1 Phân tích thống kê mô tả 41 2.3.2 Phân tích tƣơng quan biến 42 2.3.3 Phân tích hồi quy kiểm định lựa chọn mơ hình 42 2.3.4 Xem xét khuyết tật mơ hình 43 KẾT LUẬN CHƢƠNG 45 CHƢƠNG 3: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 46 3.1 Bối cảnh công ty cổ phần Việt Nam 46 3.1.1 Khái quát chung công ty cổ phần 46 3.1.2 Cơ hội thách thức công ty cổ phần 48 3.2 Phân tích thống kê mơ tả 53 3.3 Phân tích tƣơng quan 55 3.4 Phân tích hồi quy 57 3.4.1 Phân tích hồi quy mơ hình M1 57 3.4.2 Phân tích hồi quy mơ hình M2 61 3.5 Phân tích kết ƣớc lƣợng mơ hình 65 3.5.1 Phân tích kết ƣớc lƣợng mơ hình M1 65 3.5.2 Phân tích kết ƣớc lƣợng mơ hình M2 65 3.6 Thảo luận kết nghiên cứu 66 KẾT LUẬN CHƢƠNG 69 CHƢƠNG 4: HÀM Ý CHÍNH SÁCH 70 4.1 Kết luận 70 4.2 Hàm ý sách 71 4.2.1 Hàm ý sách công ty cổ phần 71 4.2.2 Hàm ý sách quan quản lý Nhà nƣớc 73 4.2.3 Hàm ý sách khác 74 4.3 Hạn chế đề tài hƣớng nghiên cứu 75 4.3.1 Hạn chế đề tài 75 4.3.2 Hƣớng nghiên cứu 75 KẾT LUẬN CHƢƠNG 77 KẾT LUẬN 78 DANH MỤC CƠNG TRÌNH CƠNG BỐ CỦA TÁC GIẢ DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC QUYẾT ĐỊNH GIAO ĐỀ TÀI LUẬN VĂN THẠC SĨ DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT Từ viết tắt BCTC Nghĩa đầy đủ Báo cáo tài BTC Bộ Tài CTCP Cơng ty cổ phần CTNY Công ty niêm yết CTV Cấu trúc vốn DN Doanh nghiệp DNNVV Doanh nghiệp nhỏ vừa ĐBTC Địn bẩy tài FEM Fixed Effects Model Mơ hình hồi quy ảnh hƣởng cố định HQTC Hiệu tài HQKD Hiệu kinh doanh HQHĐ Hiệu hoạt động NDH Nợ dài hạn OLS Ordinary Least Square Phƣơng pháp hồi quy bình phƣơng nhỏ NNH Nợ ngắn hạn QM Quy mô CTCP REM Random Effects Model Mơ hình hồi quy ảnh hƣởng ngẫu nhiên ROA Sức sinh lời tài sản ROE Sức sinh lời vốn chủ sở hữu SGDCK SXKD Sở giao dịch chứng khoán Sản xuất kinh doanh Từ viết tắt TLN Nghĩa đầy đủ Tỷ lệ nợ TLNNH Tỷ lệ nợ ngắn hạn TLNDH Tỷ lệ nợ dài hạn TNDN Thu nhập doanh nghiệp TS TSCĐ TT VCSH VIF Tài sản Tài sản cố định Tốc độ tăng trƣởng Vốn chủ sở hữu Variance inflation factor Hệ số phóng đại phƣơng sai WACC Chi phí sử dụng vốn bình qn DANH MỤC CÁC BẢNG Bảng 1.1 Tổng quan nghiên cứu 24 Bảng 1.2 Xây dựng giả thuyết nghiên cứu 30 Bảng 2.1 Bảng đo lƣờng biến 38 Bảng 3.1: Thống kê mơ tả biến mơ hình 53 Bảng 3.2 Ma trận hệ số tƣơng quan biến mô hình 56 Bảng 3.3 Kết hồi quy tác động biến độc lập TLN đến biến phụ thuộc ROA 57 Bảng 3.4 Kết VIF STATA mơ hình M1 theo ROA 58 Bảng 3.5 Kết hồi quy tác động biến độc lập TLN đến ROE 59 Bảng 3.6 Kết VIF STATA mơ hình M1 theo ROE 60 Bảng 3.7 Kết hồi quy tác động biến độc lập TLNNH TLNDH đến biến phụ thuộc ROA 61 Bảng 3.8 Kết VIF STATA mơ hình M2 theo ROA 62 Bảng 3.9 Kết hồi quy tác động biến độc lập TLNNH TLNDH đến biến phụ thuộc ROE 63 Bảng 3.10 Kết VIF STATA mơ hình M2 theo biến phụ thuộc ROE 65 Bảng 3.11 Kết phân tích thực nghiệm 66 DANH MỤC CÁC SƠ ĐỒ Sơ đồ 2.1 Quy trình nghiên cứu 32 Sơ đồ 2.2 Mơ hình nghiên cứu đề nghị 34 Sơ đồ 4.1 Kết nghiên cứu ảnh hƣởng CTV đến HQTC CTCP Việt Nam 71 PL-28 Prob > chibar2 = 0.0000 * sig >5%:chon ols, chi2 = 0.0136 * P-value(Hausman)0.05 chon REM *********************************************** mo hinh ols regress ROE TLN QM TT CT ,beta Source | SS df MS Number of obs = -+ -Model | 2.59091955 647729887 Prob > F Residual | 49.1668536 787 062473766 -+ 792 F( 4, 787) = 10.37 = 0.0000 R-squared = 0.0501 Adj R-squared = 0.0452 Total | 51.7577731 791 065433341 Root MSE = 24995 -ROE | Coef Std Err t P>|t| Beta -+ -TLN | -.2284268 0436536 QM | 0142263 0052794 TT | -.031695 011434 CT | -.1149892 0437002 _cons | -.1509536 1380654 -5.23 0.000 2.69 0.007 -2.77 0.006 -2.63 0.009 -1.09 0.275 -.1897832 0991209 -.0963714 -.0932996 - * VIF vif PL-33 Variable | VIF 1/VIF -+ -QM | TLN | 1.12 0.892093 1.09 0.917614 CT | 1.04 0.960083 TT | 1.00 0.998650 -+ -Mean VIF | 1.06 *********************************************** mo hinh FEM xtreg ROE TLN QM TT CT, fe Fixed-effects (within) regression Number of obs Group variable: FIRM_CODE = 792 Number of groups = R-sq: within = 0.0158 Obs per group: = between = 0.0935 avg = overall = 0.0379 corr(u_i, Xb) = -0.2458 = 6.0 max = F(4,656) 132 2.63 Prob > F = 0.0336 -ROE | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -TLN | -.3143511 1146914 QM | 0365422 0367243 -2.74 0.006 -.5395577 -.0891445 1.00 0.320 -.0355691 1086536 TT | -.0056676 0123339 -0.46 0.646 -.0298862 018551 CT | -.2153955 1420653 -1.52 0.130 063562 _cons | -.6985542 9930921 -.4943531 -0.70 0.482 -2.648577 1.251468 -+ -sigma_u | 14098217 sigma_e | 2313725 rho | 27075584 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(131, 656) = 2.00 Prob > F = 0.0000 * xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (132) = 8.7e+06 Prob>chi2 = 0.0000 *p5%: good, phuong sai khong thay doi xtserial ROE TLN QM TT CT PL-34 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 131) = 25.191 Prob > F = 0.0000 **p>5% good, khong co tuong quan chuoi ;;p F Residual | 3.32155637 786 004225899 -+ = 0.0000 R-squared = 0.2008 Adj R-squared = 0.1957 Total | 4.15615448 791 005254304 Root MSE = 06501 -ROA | Coef Std Err t P>|t| Beta -+ -TLNNH | -.1412187 0122468 -11.53 0.000 TLNDH | -.2104522 0219932 QM | 0073206 0014169 -.3959907 -9.57 0.000 -.3662456 5.17 0.000 1799964 TT | 0055658 0029838 1.87 0.063 0597206 CT | 0094069 0128238 0.73 0.463 0269347 _cons | -.0684685 0376017 -1.82 0.069 - estimates store ols xtreg ROA TLNNH TLNDH QM TT CT, fe Fixed-effects (within) regression Number of obs Group variable: FIRM_CODE = 792 Number of groups = R-sq: within = 0.1187 Obs per group: = between = 0.1161 avg = overall = 0.1029 F(5,655) = 6.0 max = corr(u_i, Xb) = -0.5041 132 17.65 Prob > F = 0.0000 -ROA | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -TLNNH | -.1906051 0234255 -8.14 0.000 TLNDH | -.1856161 0306363 -6.06 0.000 QM | 0285348 0067313 4.24 0.000 -.2366032 -.1446069 -.2457734 -.1254588 0153172 0417524 PL-35 TT | 0042573 0022615 1.88 0.060 -.0001833 CT | 0109062 0261717 0.42 0.677 -.0404843 0622967 _cons | -.6286582 1819707 008698 -3.45 0.001 -.9859744 -.271342 -+ -sigma_u | 06596085 sigma_e | 04240411 rho | 70757435 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(131, 655) = 9.10 Prob > F = 0.0000 estimates store fixed * sig F>5%:chon ols, chi2 = 0.0000 -ROA | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -TLNNH | -.1590093 0172043 -9.24 0.000 -.1927292 -.1252894 TLNDH | -.1866842 0258669 -7.22 0.000 -.2373823 QM | 0095421 0025276 TT | 0048816 0022199 CT | -.0062616 017903 _cons | -.1203455 0675907 3.78 0.000 2.20 0.028 -.135986 0045881 0144961 0005306 0092326 -0.35 0.727 -.0413508 0288276 -1.78 0.075 -.2528209 0121299 -+ -sigma_u | 04995086 sigma_e | 04240411 rho | 58117257 (fraction of variance due to u_i) - xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROA[FIRM_CODE,t] = Xb + u[FIRM_CODE] + e[FIRM_CODE,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ ROA | 0052543 0724866 PL-36 e | 0017981 0424041 u | 0024951 0499509 Test: Var(u) = chibar2(01) = 631.22 Prob > chibar2 = 0.0000 * sig >5%:chon ols, chi2 = 0.0002 * P-value(Hausman)0.05 chon REM *********************************************** mo hinh ols regress ROE TLNNH TLNDH QM TT CT ,beta Source | SS df MS Number of obs = -+ -Model | 3.35439342 792 F( 5, 786) = 10.89 670878683 Residual | 48.4033797 786 061581908 Prob > F R-squared = 0.0000 = 0.0648 PL-41 -+ Adj R-squared = 0.0589 Total | 51.7577731 791 065433341 Root MSE = 24816 -ROE | Coef Std Err t P>|t| Beta -+ -TLNNH | -.1673921 0467507 -3.58 0.000 TLNDH | -.4810151 0839566 -5.73 0.000 -.1330104 -.2372115 QM | 0189154 005409 3.50 0.000 131792 TT | -.0284533 0113903 -2.50 0.013 -.0865147 CT | -.0354306 0489534 -0.72 0.469 -.0287476 _cons | -.2999241 1435406 -2.09 0.037 - * VIF vif Variable | VIF 1/VIF -+ -TLNDH | CT | QM | TLNNH | TT | 1.44 0.694087 1.33 0.754165 1.19 0.837726 1.16 0.862184 1.01 0.991958 -+ -Mean VIF | 1.23 *********************************************** mo hinh FEM xtreg ROE TLNNH TLNDH QM TT CT, fe Fixed-effects (within) regression Number of obs Group variable: FIRM_CODE = 792 Number of groups = R-sq: within = 0.0204 Obs per group: = between = 0.0382 avg = overall = 0.0197 F(5,655) = 6.0 max = corr(u_i, Xb) = -0.3968 132 2.72 Prob > F = 0.0191 -ROE | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -TLNNH | -.4136073 1276173 -3.24 0.001 -.6641957 -.1630189 TLNDH | -.1103317 1669004 -0.66 0.509 -.438056 QM | 0387331 0366709 1.06 0.291 -.0332736 2173926 1107398 TT | -.0063298 0123201 -0.51 0.608 -.0305215 017862 CT | -.2394805 1425778 -1.68 0.094 -.5194451 0404841 _cons | -.730821 9913379 -0.74 0.461 -2.677405 1.215763 -+ PL-42 sigma_u | 15437817 sigma_e | 23100868 rho | 30872219 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(131, 655) = 1.92 Prob > F = 0.0000 * xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (132) = 2.9e+07 Prob>chi2 = 0.0000 *p5%: good, phuong sai khong thay doi xtserial ROE TLNNH TLNDH QM TT CT Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 131) = 24.928 Prob > F = 0.0000 **p>5% good, khong co tuong quan chuoi ;;p
- Xem thêm -

Xem thêm: Phân tích ảnh hưởng của cấu trúc vốn đến hiệu quả tài chính của các công ty cổ phẩn tại việt nam ,