GIỚI THIỆU
Lý do chọn đề tài
Nghiên cứu cấu trúc vốn của doanh nghiệp là một chủ đề quan trọng trong tài chính doanh nghiệp, ảnh hưởng trực tiếp đến khả năng tối đa hóa giá trị doanh nghiệp Để đạt được mục tiêu này, doanh nghiệp cần xác định một cấu trúc vốn phù hợp, vì quyết định này có thể tác động lớn đến tình hình tài chính và hoạt động kinh doanh Việc lựa chọn cấu trúc vốn không chỉ giúp gia tăng giá trị mà còn có thể dẫn đến rủi ro phá sản Nhằm hỗ trợ doanh nghiệp trong việc xác định cấu trúc vốn hiệu quả, tác giả đã chọn nghiên cứu “Các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam”.
Nghiên cứu này không chỉ xem xét các yếu tố đã được nghiên cứu trước đây ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp, mà còn đưa ra yếu tố sở hữu nhà nước nhằm xác định tác động của sở hữu đến quyết định cấu trúc vốn của doanh nghiệp tại Việt Nam.
Tính cấp thiết của đề tài
Việc xác định các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp tại Việt Nam hiện nay là vô cùng cần thiết, đặc biệt trong bối cảnh kinh tế bất ổn và yêu cầu tái cấu trúc nền kinh tế Tái cấu trúc doanh nghiệp, đặc biệt là các doanh nghiệp Nhà nước, cần phải diễn ra nhanh chóng và kịp thời, trong đó việc nhận diện các yếu tố tác động đến quyết định cấu trúc vốn là rất quan trọng Thêm vào đó, tình trạng doanh nghiệp phá sản và ngưng hoạt động ngày càng gia tăng, với nhiều doanh nghiệp từng là hàng đầu trong lĩnh vực của mình, cho thấy rằng một trong những nguyên nhân chính là do lựa chọn cấu trúc vốn không phù hợp Do đó, việc xác định các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn trong giai đoạn biến động vừa qua là cần thiết để giúp doanh nghiệp có quyết định đúng đắn về cấu trúc vốn của mình.
Mục tiêu của đề tài:
Nghiên cứu này tập trung vào việc phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội trong giai đoạn 2007-2011, một thời kỳ nhiều biến động Bài viết sẽ xem xét từng yếu tố tác động đến cấu trúc vốn và so sánh những ảnh hưởng này với các lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm trước đây ở cả Việt Nam và trên thế giới Mục tiêu nghiên cứu nhằm cung cấp cái nhìn sâu sắc về các yếu tố quyết định cấu trúc vốn trong bối cảnh kinh tế Việt Nam.
Nghiên cứu trên 277 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam ( HSX và HNX) trong giai đoạn từ 2007-2011
Mối quan hệ giữa các yếu tố như cơ hội tăng trưởng, tài sản hữu hình, quy mô doanh nghiệp, khả năng sinh lợi, khả năng thanh khoản và yếu tố sở hữu Nhà nước có ảnh hưởng đáng kể đến cấu trúc vốn của 277 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2007 Các yếu tố này không chỉ định hình cách thức huy động vốn mà còn ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động và khả năng cạnh tranh của doanh nghiệp.
Trong bài luận, tác giả áp dụng phương pháp nghiên cứu kinh tế lượng thông qua mô hình hồi quy dữ liệu bảng, theo hướng dẫn của Dougherty (2011) Cụ thể, tác giả xác định mô hình hồi quy phù hợp bằng cách sử dụng hai kỹ thuật hồi quy: Mô hình ảnh hưởng cố định (FEM) và Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) Để kiểm tra tính chính xác của mô hình, tác giả thực hiện Kiểm định Hausman với sự hỗ trợ của phần mềm EVIEWS 6.0.
Trong luận văn, tác giả đã sử dụng số liệu thống kê từ báo cáo tài chính kiểm toán công bố hàng năm của 277 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn 2007-2011 Các dữ liệu này được thu thập từ trang thông tin trực tuyến của Công ty CP Chứng Khoán FPT (FPTS) và Công ty CP Truyền thông Việt Nam (Cafef) Nghiên cứu này mang lại ý nghĩa khoa học quan trọng trong việc phân tích và đánh giá tình hình tài chính của các doanh nghiệp.
Đề tài luận văn “Các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam” sẽ đóng góp vào nghiên cứu thực nghiệm về các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp niêm yết phi tài chính trong giai đoạn biến động 2007-2011 Nghiên cứu cũng sẽ xem xét ảnh hưởng của yếu tố sở hữu Nhà nước đến cấu trúc vốn, từ đó mở ra hướng nghiên cứu mới cho các công trình tiếp theo về cấu trúc vốn tại Việt Nam.
Bố cục của luận văn
Ngoài phần Tóm tắt, Mục lục, Phụ lục của luận văn, luận văn được chia làm
Chương 2: Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây về cấu trúc vốn
Chương 3 : Phương pháp nghiên cứu
Chương 4: Nội dung và các kết quả nghiên cứu
TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY VỀ CẤU TRÚC VỐN
Lý thuyết đánh đổi
Lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn nhấn mạnh rằng doanh nghiệp cần cân nhắc giữa nợ và vốn để đạt được sự cân bằng giữa chi phí và lợi ích Việc sử dụng nợ mang lại lợi ích từ tấm chắn thuế, nhưng cũng đi kèm với chi phí kiệt quệ như chi phí phá sản và áp lực từ cổ đông Lợi ích biên từ nợ giảm dần trong khi chi phí biên lại tăng lên khi nợ gia tăng Do đó, để tối ưu hóa giá trị, doanh nghiệp cần lựa chọn cấu trúc vốn phù hợp dựa trên nhu cầu tài chính của mình.
Nghiên cứu thực nghiệm về lý thuyết đánh đổi cho thấy rằng tiết kiệm thuế mang lại lợi ích lớn hơn so với chi phí phá sản, do đó, doanh nghiệp nên gia tăng đòn bẩy trong nguồn vốn hoạt động Frank và Goyal (2003) nhấn mạnh tầm quan trọng của việc tối ưu hóa cấu trúc vốn, trong khi Weclch (2002) chỉ ra rằng doanh nghiệp không nên cố gắng tác động đến giá cổ phiếu, mà nên dựa vào lý thuyết đánh đổi, vì sự biến động giá tài sản chủ yếu xuất phát từ thay đổi trong cấu trúc vốn của họ.
Lý thuyết đánh đổi đã được mở rộng bởi các nhà nghiên cứu như Titman và Wessels (1988), cho thấy mối tương quan âm có ý nghĩa giữa lợi nhuận và tỷ số nợ Tuy nhiên, nghiên cứu này không phát hiện mối quan hệ giữa tỷ số nợ và các yếu tố như tăng trưởng doanh nghiệp, tấm chắn thuế, độ biến động, hay giá trị tài sản.
Bất cân xứng thông tin
Nhà quản lý doanh nghiệp và nhân viên nội bộ thường sở hữu thông tin độc quyền về thu nhập và cơ hội đầu tư của doanh nghiệp Trong bối cảnh bất cân xứng thông tin, có nhiều cách tiếp cận khác nhau để cấu trúc vốn doanh nghiệp Một nhánh quan trọng của lý thuyết này tập trung vào việc thiết kế cấu trúc vốn nhằm giảm thiểu sự không hiệu quả trong quyết định đầu tư, điển hình là nghiên cứu của Myers và Majluf.
Nghiên cứu của (1984) và Myers (1984) chỉ ra rằng việc lựa chọn cấu trúc vốn của doanh nghiệp phản ánh thông tin nội bộ mà những người bên ngoài có thể nhận biết Bên cạnh đó, còn tồn tại nhiều hướng tiếp cận khác nhau, trong đó lý thuyết trật tự phân hạng là một ví dụ tiêu biểu.
2.2.1 Lý thuyết trật tự phân hạng
Myers và Majuf (1984) chỉ ra rằng khi nhà đầu tư thiếu thông tin so với những người trong doanh nghiệp, họ sẽ định giá cổ phần thấp hơn, dẫn đến việc doanh nghiệp có thể bị định giá sai trên thị trường Để tránh tình trạng đầu tư dưới mức (underinvestment), doanh nghiệp nên phát hành cổ phần mà không bị định giá thấp Myers (1984) nhấn mạnh rằng trong bối cảnh bất cân xứng thông tin, doanh nghiệp ưu tiên sử dụng vốn nội bộ hơn nợ Lý thuyết trật tự phân hạng cho thấy doanh nghiệp duy trì thứ tự ưu tiên trong việc sử dụng nguồn tài chính, ưu tiên nguồn tài chính bên trong, và nếu cần huy động vốn từ bên ngoài, doanh nghiệp sẽ ưu tiên sử dụng nợ thay vì phát hành thêm cổ phần.
Lý thuyết trật tự phân hạng nhằm giảm chi phí từ bất cân xứng thông tin, trong đó doanh nghiệp ưu tiên sử dụng nợ nội bộ trước, sau đó mới đến nợ phát hành ra bên ngoài, và cuối cùng là phát hành cổ phần khi không còn khả năng phát hành nợ Những lựa chọn về vốn và nợ của doanh nghiệp sẽ gửi tín hiệu đến các nhà đầu tư bên ngoài Theo Myers (1984), doanh nghiệp thường không chọn phát hành cổ phần mới để tăng vốn, vì khi nhà quản lý, những người nắm rõ tình hình doanh nghiệp, quyết định phát hành cổ phần, nhà đầu tư sẽ nghi ngờ và cho rằng cổ phần đang bị định giá cao, dẫn đến việc giá cổ phần mới phát hành sẽ thấp hơn Nhiều nghiên cứu thực nghiệm về lý thuyết này, như nghiên cứu của Myers và Majluf (1984), chỉ ra rằng nợ tư nhân yêu cầu nhiều thông tin hơn so với nợ phát hành rộng rãi, và các doanh nghiệp gặp khó khăn tài chính thường ưa chuộng phát hành nợ hơn.
Nghiên cứu về Lý thuyết trật tự phân hạng chưa chứng minh được tính ưu việt trong quyết định cấu trúc vốn của doanh nghiệp Tuy nhiên, một số nhà nghiên cứu đã đưa ra những kết luận tích cực về lý thuyết này Fama và French (2002) chỉ ra rằng dữ liệu của họ giải thích tốt hơn theo Lý thuyết trật tự phân hạng so với Lý thuyết đánh đổi Frank và Goyal (2000) cho rằng Lý thuyết trật tự phân hạng là phù hợp và nên được áp dụng cho các doanh nghiệp nhỏ, nơi mà bất cân xứng thông tin trở thành vấn đề nghiêm trọng.
Lý thuyết chi phí đại diện
Nhà quản lý doanh nghiệp đại diện cho cổ đông, tuy nhiên, sự phân biệt giữa quản lý và sở hữu có thể dẫn đến vấn đề chi phí đại diện Điều này xảy ra khi nhà quản lý và cổ đông theo đuổi lợi ích riêng, khiến cho quyết định của nhà quản lý không nhất thiết phải hướng đến việc tối đa hóa giá trị doanh nghiệp và giá trị cổ đông.
Lý thuyết chi phí đại diện phân tích mối quan hệ giữa cổ đông và quản lý doanh nghiệp, trong đó việc chi trả tiền mặt cho cổ đông gây ra tranh chấp, bởi vì nó làm giảm quyền lực của nhà quản lý Điều này dẫn đến sự giám sát từ thị trường vốn, đặc biệt khi doanh nghiệp thu hút nhiều vốn mới.
Nhà quản lý nhận được phần thưởng khi doanh nghiệp đạt quy mô tối ưu, điều này đồng nghĩa với việc quyền lực của họ tăng lên cùng với sự gia tăng các nguồn lực mà họ quản lý Sự phát triển doanh thu không chỉ mang lại lợi ích cho doanh nghiệp mà còn kèm theo những phúc lợi hấp dẫn cho nhà quản lý.
Lý thuyết vốn trên phạm vi khu vực và nhóm các quốc gia
Phần này sẽ tổng hợp và thảo luận các nghiên cứu thực nghiệm gần đây liên quan đến lý thuyết cấu trúc vốn, tập trung vào các khu vực và nhóm quốc gia tương đồng.
2.4.1 Cấu trúc vốn trên thế giới: Vai trò của doanh nghiệp và quốc gia riêng biệt lên cấu trúc vốn của doanh nghiệp:nghiên cứu của Dejong (2008)
Nghiên cứu của Dejong (2008) phân tích các yếu tố quan trọng trong lựa chọn đòn bẩy doanh nghiệp tại 42 quốc gia từ 1997-2001 Kết quả cho thấy quyết định cấu trúc vốn khác nhau giữa các doanh nghiệp ở các quốc gia, trái ngược với giả thuyết trước đây cho rằng ảnh hưởng là đồng nhất Hơn nữa, nghiên cứu chỉ ra rằng mặc dù các yếu tố quốc gia tác động trực tiếp đến cấu trúc vốn, nhưng không có ảnh hưởng trực tiếp nào, vì các yếu tố quốc gia ảnh hưởng đến vai trò của các yếu tố doanh nghiệp trong quyết định cấu trúc vốn.
Những nhân tố riêng biệt ảnh hưởng đến đòn bẩy doanh nghiệp bao gồm Quy mô doanh nghiệp, Tài sản hữu hình, Lợi nhuận và Cơ hội tăng trưởng Bên cạnh đó, các yếu tố quốc gia như Hệ thống luật pháp, Bảo vệ quyền sở hữu của cổ đông và Trái chủ cũng được xem xét Ngoài ra, Hệ thống thị trường tài chính, Mức độ phát triển của thị trường trái phiếu/cổ phiếu và Tốc độ tăng trưởng GDP của quốc gia cũng đóng vai trò quan trọng Tỷ lệ đòn bẩy, được tính bằng giá trị sổ sách của nợ dài hạn trên giá trị thị trường của tổng tài sản, được sử dụng để đại diện cho cấu trúc vốn doanh nghiệp Nghiên cứu áp dụng phương pháp hồi quy tối thiểu hai giai đoạn để phân tích dữ liệu.
2.4.2 Quyết định cấu trúc doanh nghiệp: Bằng chứng từ khu vực Châu Á Thái bình dương: nghiên cứu của Deesomsak (2004)
Nghiên cứu này phân tích quyết định cấu trúc vốn của doanh nghiệp tại bốn quốc gia Thái Lan, Malaysia, Singapore và Úc trong khu vực Châu Á Thái Bình Dương, với sự khác biệt về luật pháp và môi trường tài chính Kết quả cho thấy quyết định cấu trúc vốn bị ảnh hưởng bởi môi trường doanh nghiệp và các yếu tố riêng biệt như tài sản hữu hình, lợi nhuận, quy mô doanh nghiệp, cơ hội tăng trưởng, giá trị lá chắn thuế, thanh khoản, biến động thu nhập và thay đổi giá Khủng hoảng tài chính năm 1997 đã tác động khác nhau đến quyết định cấu trúc vốn tại các vùng khác nhau Nghiên cứu sử dụng tỷ số tổng nợ trên tổng tài sản làm tỷ số đòn bẩy và các yếu tố riêng biệt quốc gia như mức độ hoạt động của thị trường chứng khoán, mức lãi suất, bảo vệ quyền của chủ nợ, sở hữu nhà nước và biến giả quốc gia Phương pháp hồi quy bảng dữ liệu cố định và bình phương bé nhất được áp dụng để phân tích mối quan hệ giữa các biến và đòn bẩy.
2.4.3 Quyết định cấu trúc vốn bằng chứng từ các quốc gia G7: nghiên cứu của Aggarwal và Jamdee (2003)
Nghiên cứu này thực hiện dựa trên nghiên cứu của Rajan và Zingales
Nghiên cứu về quyết định cấu trúc vốn quốc tế năm 1995 đã được mở rộng với dữ liệu mới, sử dụng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng để phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn tại bảy quốc gia phát triển, bao gồm Mỹ, Anh, Đức, Pháp, Ý, Canada và Nhật Bản Kết quả cho thấy rằng đòn bẩy tổng thể năm 2001 thấp hơn so với năm 1991, và cấu trúc vốn truyền thống chủ yếu được áp dụng tại Mỹ Nghiên cứu chỉ ra rằng tỷ lệ nợ trung bình có mối tương quan dương với tài sản hữu hình, quy mô doanh nghiệp, chi phí nghiên cứu và phát triển, cũng như khả năng bảo vệ quyền lợi của chủ nợ, trong khi có mối tương quan âm với giá trị thị trường trên giá trị sổ sách, lợi nhuận, khả năng phá sản và khả năng tham gia thị trường Những phát hiện này mang lại lợi ích cho nhà quản lý, nhà đầu tư và nhà hoạch định chính sách Nghiên cứu cũng xem xét mối quan hệ giữa đòn bẩy theo giá trị sổ sách và giá trị thị trường, cùng với các yếu tố như cơ hội đầu tư, quy mô doanh nghiệp, lợi nhuận, khả năng tiếp cận thị trường vốn, mức độ bảo vệ nhà đầu tư và quyền kiểm soát của cổ đông.
2.4.4 Cấu trúc vốn tại các quốc gia đang phát triển: Nghiên cứu của Booth và đồng sự (2001)
Nghiên cứu phân tích cấu trúc vốn của các doanh nghiệp lớn nhất tại mười quốc gia đang phát triển, bao gồm Ấn Độ, Pakistan, Thái Lan, Malaysia, Thổ Nhĩ Kỳ, Mêhicô, Brazil, Jordan, Hàn Quốc và Zimbabwe trong giai đoạn 1980-1990 Tỷ lệ nợ được sử dụng làm biến phụ thuộc trong nghiên cứu này.
Tỷ lệ nợ tổng = Tổng nợ phải trả/ Tổng tài sản
Tỷ lệ nợ dài hạn ( giá trị sổ sách)= ( Tổng nợ - Nợ ngắn hạn) / ( Tổng nợ -
Nợ ngắn hạn + Vốn chủ sở hữu)
Tỷ lệ nợ dài hạn ( giá thị trường) = ( Tổng nợ - Nợ ngắn hạn)/ ( Tổng nợ -
Nợ ngắn hạn + Vốn hóa thị trường)
Trong nghiên cứu này, chúng tôi sử dụng các biến vĩ mô như vốn hóa thị trường trên tổng sản phẩm quốc nội (GDP), tỷ lệ nợ so với GDP, tốc độ tăng trưởng GDP thực, tỷ lệ lạm phát và thuế Bên cạnh đó, các yếu tố ảnh hưởng riêng biệt đến từng doanh nghiệp bao gồm mức thuế, rủi ro kinh doanh, tài sản hữu hình, thu nhập trên tổng tài sản, quy mô doanh nghiệp và giá thị trường trên giá trị sổ sách Phương pháp nghiên cứu áp dụng mô hình hồi quy dữ liệu với Simple pooling và mô hình ảnh hưởng cố định để phân tích các yếu tố này.
Nghiên cứu này chỉ ra rằng các yếu tố giải thích có thể làm rõ cấu trúc vốn của doanh nghiệp ở các quốc gia đang phát triển tương tự như ở Mỹ và Châu Âu, bất chấp sự khác biệt về tổ chức giữa các quốc gia này Việc tìm hiểu các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn tại các quốc gia đang phát triển không chỉ giúp nâng cao hiểu biết mà còn dự đoán được các quyết định tài chính ở nhiều quốc gia khác nhau Nghiên cứu của oot và cộng sự phù hợp với Lý thuyết trật tự phân hạng và hỗ trợ cho lý thuyết về bất cân xứng thông tin.
2.5 Quyết định cấu trúc vốn : Các nghiên cứu về Việt Nam
Nghiên cứu thực nghiệm về cấu trúc vốn tại Việt Nam đã được thực hiện rộng rãi và phân tích từ nhiều góc độ khác nhau, với một số nghiên cứu nổi bật đáng chú ý.
Nghiên cứu của Dzung Nguyễn và các đồng sự (2011) áp dụng phương pháp ước lượng GMM để phân tích cấu trúc tài chính của 116 công ty phi tài chính niêm yết tại thị trường chứng khoán Việt Nam Nghiên cứu sử dụng ba biến phụ thuộc là Tổng đòn bẩy, Đòn bẩy ngắn hạn và Đòn bẩy dài hạn, cùng với sáu yếu tố ảnh hưởng, bao gồm Quy mô, Tài sản hữu hình, Tăng trưởng, Khả năng thanh toán, Lợi nhuận doanh nghiệp và biến giả Sở hữu nhà nước Kết quả cho thấy Lợi nhuận có mối quan hệ tương quan mạnh với cấu trúc tài chính, trong khi Tài sản hữu hình và Quy mô có mối tương quan một phần Đáng chú ý, Tăng trưởng, Khả năng thanh toán và biến Sở hữu nhà nước có mối tương quan hoàn toàn với cấu trúc tài chính.
Nghiên cứu của Nguyên và Ramachandran (2006) phân tích các nhân tố quyết định cấu trúc vốn của 558 doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam, bao gồm 176 doanh nghiệp nhà nước và 382 doanh nghiệp tư nhân Tác giả đưa ra giả thuyết rằng các yếu tố như tăng trưởng, quy mô, rủi ro doanh nghiệp, mối quan hệ với ngân hàng, tài sản hữu hình, lợi nhuận, sở hữu nhà nước và mối quan hệ liên kết ảnh hưởng đến cấu trúc tài chính Kết quả nghiên cứu cho thấy doanh nghiệp nhà nước có xu hướng vay nợ nhiều hơn doanh nghiệp tư nhân, trong khi quy mô và rủi ro doanh nghiệp có mối tương quan dương với cấu trúc tài chính Lợi nhuận không có mối tương quan ý nghĩa, và tài sản hữu hình có tương quan không mạnh Ngoài ra, doanh nghiệp có nhiều mối quan hệ liên kết thường có cơ hội tốt hơn trong việc tìm kiếm các khoản nợ thương mại và nguồn tài chính khác.
Nghiên cứu của Nguyễn Thị Cảnh (2012) đã phân tích 92 doanh nghiệp chế biến thủy sản từ năm 2005 đến 2012, chia thành hai nhóm dựa trên tỷ lệ đòn bẩy: nhóm có hệ số đòn bẩy trên 59,27% và nhóm còn lại dưới 59,27% Tác giả áp dụng hai kỹ thuật hồi quy dữ liệu bảng là Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên và Mô hình ảnh hưởng cố định để khảo sát các biến độc lập như quy mô doanh nghiệp, tài sản hữu hình, cơ hội tăng trưởng, khả năng sinh lợi, rủi ro kinh doanh, khả năng thanh khoản, chi phí lãi vay và tuổi doanh nghiệp Kết quả cho thấy quy mô doanh nghiệp có mối tương quan dương với đòn bẩy ở cả hai nhóm, trong khi tài sản hữu hình có mối tương quan âm Khả năng sinh lợi và khả năng thanh khoản chỉ có tương quan âm với nhóm có hệ số đòn bẩy thấp hơn 59,27% Chi phí lãi vay cũng cho thấy tương quan âm với nhóm có hệ số đòn bẩy trên 59,27%, trong khi rủi ro kinh doanh, cơ hội tăng trưởng và tuổi doanh nghiệp không có mối tương quan có ý nghĩa thống kê với đòn bẩy của cả hai nhóm.
Lý thuyết cấu trúc vốn của Modigliani và Miller đã mở đường cho nhiều nghiên cứu và lý thuyết hiện đại như Lý thuyết đánh đổi, Lý thuyết trật tự phân hạng, và Lý thuyết bất cân xứng thông tin Trong Lý thuyết đánh đổi, nhà quản lý tìm kiếm sự cân bằng giữa lợi ích và chi phí của việc phát hành nợ Lý thuyết bất cân xứng thông tin và Lý thuyết trật tự phân hạng nhằm giảm thiểu tình trạng thiếu minh bạch trong doanh nghiệp Lý thuyết chi phí đại diện mô tả cuộc chiến giữa cổ đông và nhà quản lý, cũng như giữa cổ đông và trái chủ, ảnh hưởng đến quyết định cấu trúc vốn Nhiều nghiên cứu đã mở rộng để tìm hiểu cấu trúc vốn mục tiêu và các yếu tố ảnh hưởng từ quy mô hệ thống ngân hàng, thị trường chứng khoán, tăng trưởng GDP, đến các yếu tố doanh nghiệp như khả năng sinh lợi, cơ hội tăng trưởng, và rủi ro.
Quyết định cấu trúc: Các nghiên cứu về Việt Nam
Dựa trên mô hình ước lượng của Ooth (2001) và các nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam, tác giả đã điều chỉnh các biến trong nghiên cứu phù hợp với điều kiện địa phương Cụ thể, tác giả giữ lại ba loại đòn bẩy tính từ giá trị sổ sách của doanh nghiệp: đòn bẩy tổng, đòn bẩy dài hạn và đòn bẩy ngắn hạn Đối với các biến độc lập, tác giả loại bỏ các biến vĩ mô và tập trung vào các yếu tố ảnh hưởng riêng biệt của từng doanh nghiệp, bao gồm tài sản hữu hình, quy mô doanh nghiệp và khả năng sinh lợi Ngoài ra, tác giả cũng bổ sung một số biến như cơ hội tăng trưởng, khả năng thanh khoản và sở hữu nhà nước.
Nghiên cứu này áp dụng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng nhằm phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định cấu trúc vốn của 277 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Từ năm 2007 đến 2012, nghiên cứu sử dụng hai kỹ thuật phổ biến trong phương pháp hồi quy dữ liệu bảng: Mô hình ảnh hưởng cố định (FEM) và Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) Kỹ thuật kiểm định Hausman được áp dụng để xác định sự phù hợp của các mô hình này Để chọn mô hình nghiên cứu thích hợp, tác giả tham khảo kỹ thuật do Dougherty (2011) đề xuất Hình 3.1 minh họa các điều kiện lựa chọn mô hình phù hợp theo đề xuất của Dougherty (2011) Trong phần tiếp theo, tác giả sẽ tiến hành kiểm tra sự phù hợp của mô hình.
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Mô hình nghiên cứu
Dựa trên mô hình ước lượng của Ooth (2001) và các nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam, tác giả đã điều chỉnh các biến trong nghiên cứu để phù hợp với điều kiện địa phương Cụ thể, tác giả giữ lại ba loại đòn bẩy tính từ giá trị sổ sách của doanh nghiệp: đòn bẩy tổng, đòn bẩy dài hạn và đòn bẩy ngắn hạn Đối với các biến độc lập, tác giả loại bỏ các yếu tố vĩ mô và tập trung vào các yếu tố ảnh hưởng riêng biệt của từng doanh nghiệp, bao gồm tài sản hữu hình, quy mô doanh nghiệp, khả năng sinh lợi, đồng thời bổ sung thêm các biến như cơ hội tăng trưởng, khả năng thanh khoản và sở hữu nhà nước.
Nghiên cứu này áp dụng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng nhằm phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định cấu trúc vốn của 277 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Từ năm 2007 đến 2012, nghiên cứu sử dụng hai kỹ thuật phổ biến trong phương pháp hồi quy dữ liệu bảng: Mô hình ảnh hưởng cố định (FEM) và Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM), cùng với Kỹ thuật kiểm định Hausman để xác định sự phù hợp của mô hình Để lựa chọn mô hình nghiên cứu thích hợp, tác giả áp dụng kỹ thuật được đề xuất bởi Dougherty (2011) Hình 3.1 minh họa các điều kiện để lựa chọn mô hình phù hợp theo hướng dẫn của Dougherty (2011) Trong phần tiếp theo, tác giả sẽ tiến hành kiểm tra tính phù hợp của mô hình.
Hình 3.1: Phương thức lựa chọn mô hình hồi quy cho dữ liệu bảng
Dựa trên các bước đề xuất và mẫu nghiên cứu ngẫu nhiên từ tổng thể, tác giả sẽ tiến hành phân tích hồi quy dữ liệu theo mô hình đã xác định.
LEV it = β i0 + β 1 PROF it + β 2 TANG it +β 3 SIZE it + β 4 GROW it + β 5 LIQU it + β 6 STATE it + u it (3.1)
iến Khả năng sinh lợi của doanh nghiệp i năm t được ký hiệu:
Quy mô doanh nghiệp của doanh nghiệp i năm t được ký hiệu: SIZEit
Dữ liệu nghiên cứu có được lấy mẫu ngẫu nhiên từ tổng thể không ?
Xem xét sử dụng được cả hai mô hình FEM, REM
Hausman kiểm tra có sử khác biệt có ý nghĩa giữa sử dụng hai mô hình không ?
Kiểm tra sử ảnh hưởng của yếu tố ngẫu nhiên Không
Sử dụng FEM Sử dụng REM Sử dụng OLS
Tài sản hữu hình của doanh nghiệp i năm t ký hiệu: TANGit
Cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp i năm t được ký hiệu:
Khả năng thanh khoản của doanh nghiệp i năm t ký hiệu LIQU it
Sở hữu nhà nước của doanh nghiệp i năm t ký hiệu: STATE it
LEVit là đòn bẩy của doanh nghiệp i năm t
Để lựa chọn mô hình phù hợp cho sai số ngẫu nhiên của doanh nghiệp i năm t, tác giả áp dụng kiểm định Hausman Nếu kết quả bác bỏ giả thuyết H0 (không có sự khác biệt có ý nghĩa giữa hai mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên và ảnh hưởng cố định), tác giả sẽ sử dụng mô hình ảnh hưởng cố định Ngược lại, nếu giả thuyết H0 không bị bác bỏ, mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên sẽ được xem xét Thêm vào đó, tác giả sử dụng kiểm định Reusch Pagan Lagrange multiplier để kiểm tra giả thuyết H0 (không có ảnh hưởng ngẫu nhiên); nếu bị bác bỏ, tác giả sẽ áp dụng mô hình REM, còn nếu không, sẽ sử dụng mô hình hồi quy phương pháp bé nhất (OLS).
Dữ liệu nghiên cứu
Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ báo cáo tài chính kiểm toán của 277 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam (HSX và HNX) trong giai đoạn 2007 - 2011 Tỷ lệ sở hữu nhà nước được xác định dựa trên phần vốn góp của Công ty kinh doanh vốn nhà nước và tỷ lệ sở hữu do doanh nghiệp báo cáo trong báo cáo tài chính hàng năm Dữ liệu sẽ được tổ chức theo dạng bảng cân đối.
Dữ liệu được thu thập từ trang thông tin trực tuyến của Công ty CP Truyền thông Việt Nam (CafeF), Công ty Chứng khoán FPT (FPTS) và các trang thông tin trực tuyến của các doanh nghiệp khác.
Xây dựng giả thuyết
Trong phần này, tác giả sẽ trình bày các giả thuyết về các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp, dựa trên lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm trước đây Các nghiên cứu đã chỉ ra rằng nhiều yếu tố như quy mô doanh nghiệp, tài sản hữu hình, cơ hội tăng trưởng và tính thanh khoản có ảnh hưởng đến lựa chọn cấu trúc vốn (Fank và Goyal 2009; Welch 2011; Dejong 2008) Ngoài ra, các yếu tố đặc thù của quốc gia như sở hữu nhà nước, quy mô thị trường chứng khoán và hệ thống ngân hàng cũng đóng vai trò quan trọng Phần tiếp theo sẽ phân tích chi tiết mối quan hệ giữa các biến này và cấu trúc vốn của doanh nghiệp.
Nghiên cứu trước đây chỉ ra rằng mối quan hệ giữa khả năng sinh lợi và đòn bẩy thường là nghịch chiều, theo lý thuyết Trật tự phân hạng (Myers, 1984), doanh nghiệp ưu tiên sử dụng nguồn tài chính nội bộ trước khi tìm đến nguồn bên ngoài Lý thuyết Đánh đổi cho rằng doanh nghiệp có khả năng sinh lợi nên vay mượn nhiều hơn để tận dụng lợi ích thuế Mặc dù có nhiều tranh luận, hầu hết các nghiên cứu thực nghiệm, như của Titman và Wessels (1988) cùng Fama và French (2002), đều xác nhận mối quan hệ này Các nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam của Dzung Nguyen (2011) và Nguyen và Ramachandran (2006) cũng hỗ trợ quan điểm này.
Nghiên cứu của Nguyen Thi Canh (2012) và các tác giả khác (2008) chỉ ra rằng khả năng sinh lợi của doanh nghiệp có mối quan hệ nghịch biến với đòn bẩy doanh nghiệp Để đánh giá khả năng sinh lợi, thường sử dụng chỉ số lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản, giúp xem xét hiệu quả sử dụng tài sản của doanh nghiệp.
=> Giả thuyết H1: Khả năng sinh lợi có mối quan hệ nghịch biến với Đòn bẩy
3.3.2 Tài sản cố định hữu hình
Tài sản cố định hữu hình đóng vai trò quan trọng trong quyết định cấu trúc vốn của doanh nghiệp Theo lý thuyết chi phí đại diện, có sự tương quan dương giữa tài sản cố định hữu hình và đòn bẩy tài chính; doanh nghiệp sở hữu nhiều tài sản cố định hữu hình thường có xu hướng vay mượn nhiều hơn so với doanh nghiệp có nhiều tài sản vô hình Điều này giúp giảm rủi ro đạo đức, vì tài sản có thể được dùng làm vật thế chấp, tạo niềm tin cho các chủ nợ về khả năng thanh toán Đặc biệt, tại các quốc gia nhỏ và đang phát triển như Việt Nam, doanh nghiệp phụ thuộc nhiều vào nợ ngân hàng hơn là thị trường trái phiếu Các ngân hàng tại đây thường ưa chuộng cho vay ngắn hạn do lo ngại về rủi ro, trong khi giá trị khoản vay chủ yếu dựa vào tài sản đảm bảo và mối quan hệ với ngân hàng (Nguyen và Ramachandran 2006) Để đo lường tài sản cố định hữu hình, nhiều nghiên cứu trước đây đã sử dụng chỉ số Giá trị tài sản cố định hữu hình trên Tổng tài sản.
=> Giả thuyết H2: Tài sản cố định hữu hình của doanh nghiệp có mối quan hệ tương quan dương với đòn bẩy của doanh nghiệp
Quy mô doanh nghiệp ảnh hưởng lớn đến quyết định cấu trúc vốn, với các doanh nghiệp lớn thường có tỷ lệ đòn bẩy cao hơn nhờ vào khả năng tiếp cận thị trường tín dụng tốt hơn và điều kiện cho vay thuận lợi hơn so với doanh nghiệp nhỏ Doanh nghiệp lớn cung cấp nhiều thông tin tài chính hơn, giúp giảm rủi ro thông tin cho người cho vay, từ đó dễ dàng vay vốn với lãi suất thấp hơn Nhiều nghiên cứu quốc tế như của Myers (1984), Rajan và Zingales (1995), Frank và Goyal (2009) đã ủng hộ giả thuyết này, và các nghiên cứu tại Việt Nam như của Nguyen và Ramachandran (2006), Tiger (2008) cũng xác nhận mối tương quan tích cực giữa quy mô và đòn bẩy doanh nghiệp Để đo lường quy mô doanh nghiệp, hầu hết các nghiên cứu trước đây sử dụng logarit tự nhiên của doanh thu hoặc tổng tài sản, trong khi nghiên cứu này chọn logarit tự nhiên của tổng tài sản làm đại diện cho quy mô doanh nghiệp.
=> Giả thuyết H3: Quy mô của doanh nghiệp có mối tương quan dương với đòn bẩy doanh nghiệp
Cơ hội tăng trưởng là yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp Có hai quan điểm chính về mối liên hệ giữa cơ hội tăng trưởng và đòn bẩy tài chính Quan điểm đầu tiên cho rằng doanh nghiệp với cơ hội tăng trưởng cao sẽ có nhu cầu vốn lớn hơn, dẫn đến việc sử dụng nhiều nguồn tài chính từ bên ngoài qua vay nợ Ngược lại, quan điểm thứ hai cho rằng các doanh nghiệp có nhiều cơ hội tăng trưởng thường phải đối mặt với chi phí đại diện do xung đột lợi ích giữa cổ đông và trái chủ, nên họ có xu hướng chọn các dự án dưới mức tối ưu và sử dụng ít nợ hơn, hoặc chỉ vay nợ ngắn hạn để giảm thiểu chi phí này Nhiều nghiên cứu quốc tế, như của Myers (1984) và Titman & Wessels (1998), ủng hộ quan điểm thứ hai Tuy nhiên, các nghiên cứu thực nghiệm tại các quốc gia đang phát triển, bao gồm Việt Nam, lại cho thấy mối tương quan dương giữa cơ hội tăng trưởng và đòn bẩy doanh nghiệp, như trong nghiên cứu của Nguyen và Ramachandran.
Trong nghiên cứu này, tác giả lựa chọn giả thuyết rằng cơ hội tăng trưởng có mối tương quan dương với đòn bẩy của doanh nghiệp, dựa trên các nghiên cứu trước đây của Biger (2006), Biger (2008) và Dzung Nguyen (2011).
=> Giả thuyết 4: Cơ hội tăng trưởng có mối tương quan dương với Đòn bẩy của doanh nghiệp
Khả năng thanh khoản của doanh nghiệp đóng vai trò quyết định trong cấu trúc vốn, đặc biệt là đối với các khoản nợ ngắn hạn mà chủ nợ yêu cầu Do đó, khả năng thanh khoản cũng giúp doanh nghiệp tiếp cận vốn dễ dàng hơn Theo lý thuyết trật tự phân hạng, các doanh nghiệp có nhiều tiền mặt và tài sản thanh khoản thường ưu tiên sử dụng nguồn vốn nội bộ thay vì vay nợ, dẫn đến mối tương quan âm giữa khả năng thanh khoản và đòn bẩy Nhiều nghiên cứu thực nghiệm, như của Deesomark (2004) và DeJong (2008), đã chỉ ra rằng khả năng thanh khoản có mối tương quan âm với đòn bẩy doanh nghiệp Tuy nhiên, tại Việt Nam, nghiên cứu của Dzung Nguyen (2011) cho thấy mối quan hệ này cũng có tương quan âm, trong khi nghiên cứu của NguyenThiCanh (2012) không tìm thấy ý nghĩa thống kê Dựa trên lý thuyết và các nghiên cứu hiện có, tác giả giả thuyết rằng khả năng thanh khoản và đòn bẩy của doanh nghiệp có mối tương quan âm.
Giả thuyết H5: Khả năng thanh khoản của doanh nghiệp và Đòn bẩy doanh nghiệp có mối tương quan âm
Sở hữu nhà nước trong doanh nghiệp tại Việt Nam là yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp Nghiên cứu của Dzung Nguyen (2011) chỉ ra rằng có mối tương quan dương giữa sở hữu nhà nước và đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp Ngoài ra, còn nhiều nghiên cứu khác khám phá mối quan hệ này, đặc biệt trong lĩnh vực ngân hàng thương mại.
2011) và thực tế tại Việt Nam, tác giả giả thuyết Sở hữu nhà nước trong doanh nghiệp và đòn bẩy doanh nghiệp có tương quan dương
=> Giả thuyết H6: Sở hữu nhà nước trong doanh nghiệp và đòn bẩy doanh nghiệp có tương quan dương
Bảng 3.1: Các giả thuyết và lý thuyết, nghiên cứu trước đây
Lý thuyết hỗ trợ Tham khảo
H1 Khả năng sinh lợi có mối quan hệ nghịch biến với Đòn bẩy Âm Lý thuyết trật tự phân hạng
Theo nghiên cứu của Biger et al (2008) và Rajan cùng Titman (2006), tài sản cố định hữu hình của doanh nghiệp có mối quan hệ tích cực với đòn bẩy tài chính và chi phí đại diện Sự tương quan này cho thấy rằng doanh nghiệp sở hữu nhiều tài sản cố định sẽ có khả năng sử dụng đòn bẩy cao hơn, đồng thời cũng phải đối mặt với chi phí đại diện gia tăng.
Wessels (1988) và Fama và French (2002), Nguyen Thi Canh (2012)
H3 Quy mô của doanh nghiệp có mối tương quan dương với Đòn bẩy doanh nghiệp
Dương Lý thuyết đánh đổi
H4 Cơ hội tăng trưởng có mối tương quan dương với Đòn bẩy của doanh nghiệp
H5 Khả năng thanh khoản của doanh nghiệp và Đòn bẩy doanh nghiệp có mối tương quan âm Âm Lý thuyết trật tự phân hạng
H6 Sở hữu nhà nước trong doanh nghiệp
(2011) và đòn bẩy doanh nghiệp có tương quan dương
Đo lường biến
Trong các nghiên cứu trước đây cả trên thế giới và tại Việt Nam, các nhà nghiên cứu thường áp dụng một hoặc kết hợp nhiều loại đòn bẩy, bao gồm đòn bẩy ngắn hạn, đòn bẩy dài hạn và đòn bẩy tổng hợp, như được đề cập bởi Titman và Wessels.
Nghiên cứu về cấu trúc vốn doanh nghiệp đã được thực hiện bởi nhiều tác giả, trong đó De Jong (2008) và Booth (2001) cho rằng nợ ngắn hạn không quyết định đến cấu trúc vốn, trong khi Welch (2004) sử dụng cả ba loại đòn bẩy Tại Việt Nam, các nghiên cứu như của Nguyen (2010) và Nguyen Thi Canh (2012) đã áp dụng đòn bẩy tổng, còn Nguyen và Ramachandran (2006) cùng Dzung Nguyen (2011) sử dụng cả ba loại đòn bẩy Nghiên cứu này sẽ xem xét ba loại đòn bẩy: ngắn hạn, dài hạn và tổng, nhằm xác định mối tương quan với các biến khác và đánh giá tác động đến đòn bẩy của doanh nghiệp Mặc dù nhiều nghiên cứu quốc tế dựa vào giá trị thị trường để xác định đòn bẩy, nhưng tại Việt Nam, do thị trường vốn chưa hoàn thiện, các nghiên cứu thường sử dụng giá trị sổ sách Do đó, tác giả sẽ tính đòn bẩy doanh nghiệp dựa trên giá trị sổ sách theo công thức đòn bẩy tổng.
TLEV = Tổng nợ của doanh nghiệp
Tổng tài sản của doanh nghiệp Đòn bẩy ngắn hạn:
SLEV = Nợ ngắn hạn của doanh nghiệp
Tổng tài sản của doanh nghiệp Đòn bẩy dài hạn:
LLEV = Tổng nợ của doanh nghiệp – Nợ ngắn hạn
Tổng tài sản của doanh nghiệp
Khả năng sinh lợi của doanh nghiệp được đo lường bằng lợi nhuận sau thuế của doanh nghiệp chia tổng tài sản của doanh nghiệp theo công thức sau:
PROF = Lợi nhuận sau thuế của doanh nghiệp
Tổng tài sản của doanh nghiệp
Quy mô doanh nghiệp thường được đo lường thông qua logarit của tổng tài sản hoặc logarit của doanh thu Trong nghiên cứu này, tác giả lựa chọn sử dụng logarit của tổng tài sản để đánh giá quy mô doanh nghiệp.
SIZE = Logarit của tổng tài sản doanh nghiệp
Hầu hết các nghiên cứu thực nghiệm thường đo lường thông qua tốc độ tăng trưởng doanh thu hoặc tổng tài sản Trong nghiên cứu này, cơ hội tăng trưởng được xác định bằng phần trăm thay đổi tổng tài sản.
GROW = Phần trăm thay đổi tổng tài sản
3.4.5 Khả năng thanh khoản Đa số các nghiên cứu thực nghiệm được đo lường bằng tài sản ngắn hạn chia cho nợ ngắn hạn
LIQU = Tài sản ngắn hạn của doanh nghiệp
Nợ ngắn hạn của doanh nghiệp
Nghiên cứu của Dzung Nguyen (2011) cho thấy sự ảnh hưởng của sở hữu đến quyết định cấu trúc vốn của doanh nghiệp Trong nghiên cứu này, tác giả coi biến sở hữu nhà nước như một biến giả, với giá trị 1 nếu sở hữu nhà nước bằng hoặc trên 50% và giá trị 0 nếu dưới 50%.
STATE= 1 khi tỷ lệ sở hữu của doanh nghiệp nhà nước tại doanh nghiệp lớn hơn hoặc bằng 50%
STATE=0 khi tỷ lệ sở hữu của doanh nghiệp nhà nước tại doanh nghiệp nhỏ hơn 50%
Bảng 3.2: ảng tổng hợp biến và đo lường biến
Loại biến Ký hịêu biến Tên biến Đo lường iến phụ thuộc
TLEV Tổng đòn bẩy = Tổng nợ/ Tổng tài sản SLEV Đòn bẩy ngắn hạn = Nợ ngắn hạn/Tổng tài sản
LLEV Đòn bẩy dài hạn = ( Tổng nợ- Nợ ngắn hạn)/ Tổng tài sản iến độc lập
PROF Khả năng sinh lợi = Lợi nhuận sau thuế/ Tổng tài sản
TANG Tài sản hữu hình = Tài sản cố định hữu hình/ Tổng tài sản
Quy mô doanh nghiệp được xác định bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản, trong khi tốc độ tăng trưởng phản ánh phần trăm thay đổi của tổng tài sản Khả năng thanh khoản được tính bằng tỷ lệ giữa tài sản ngắn hạn và nợ ngắn hạn.
STATE Sở hữu nhà nước Sở hữu nhà nước
Trong chương 3 dựa trên mô hình nghiên cứu thực nghiệm của ooth
Nghiên cứu này áp dụng mô hình ảnh hưởng cố định theo phương pháp của Dougherty (2011) để phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến đòn bẩy tài chính tại Việt Nam Tác giả xây dựng giả thuyết và biến nghiên cứu dựa trên lý thuyết và các nghiên cứu trước đây, bao gồm các biến phụ thuộc như Đòn bẩy tổng (TLEV), Đòn bẩy dài hạn (LLEV), Đòn bẩy ngắn hạn (SLEV) và các biến độc lập như Khả năng sinh lợi (PROF), Tài sản hữu hình (TANG), Quy mô (SIZE), Cơ hội tăng trưởng (GROW), Khả năng thanh khoản (LIQU), và Tỷ lệ sở hữu nhà nước (STATE) Nghiên cứu sử dụng hồi quy dữ liệu bảng từ báo cáo tài chính của 277 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam để trình bày nội dung và kết quả nghiên cứu.
NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Miêu tả thống kê dữ liệu bảng
Bảng 4.1: Miêu tả thống kê của các biến phụ thuộc
Mean 0.561508 0.405428 0.124326 Median 0.540396 0.397095 0.043981 Maximum 13.45591 1.555522 7.575016 Minimum 0.000000 0.000000 0.000000 Std Dev 0.615261 0.207619 0.292707 Skewness 11.84669 0.315125 15.74893 Kurtosis 198.3870 2.898050 356.2337
Bảng 4.2: Miêu tả thống kê của các biến độc lập
TLEV SLEV LLEV TANG PROF SIZE LIQU GROW STATE Mean 0.5615 0.4054 0.1243 0.3932 0.0872 19.914 2.2731 0.3941 0.3530 Median 0.5403 0.3970 0.0439 0.3500 0.0593 19.974 1.4841 0.2091 0.0000 Maximum 13.455 1.5555 7.5750 4.6445 0.9239 24.097 101.22 9.5000 1.0000 Minimum 0.0000 0.0000 0.000 0.0000 -2.4781 13.258 0.0000 -0.7213 0.0000 Std Dev 0.6152 0.2076 0.2927 0.2841 0.1569 1.4149 3.9481 0.6715 0.4780 Skewness 11.846 0.3151 15.748 5.0221 -3.7895 -0.1916 14.295 4.6560 0.6148 Kurtosis 198.38 2.8980 356.23 62.485 65.130 3.4603 308.04 41.592 1.3780 Jarque-
Bảng 4.1 và 4.2 trình bày kết quả thống kê bao gồm giá trị trung bình, trung vị, giá trị thấp nhất, giá trị cao nhất, độ lệch chuẩn và các trị số thống kê Jarque-Bera Các giá trị thống kê cho thấy sự phân bố của dữ liệu, với các xác suất đều bằng 0, điều này cho thấy không có sự biến động đáng kể trong các số liệu được phân tích.
Bera của các biến độc lập và biến phụ thuộc trong mô hình Độ lệch chuẩn của
TLEV thể hiện sự khác biệt rõ rệt hơn so với SLEV ở mức 0,2 và 0,3 Qua kiểm định thống kê Jarque-Bera, tác giả đã bác bỏ giả thuyết về phân phối chuẩn của các biến.
4.2 Kết quả kiểm định chuỗi dữ liệu có dừng hay không
Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu trong hồi quy dữ liệu bảng là cần thiết để tránh hồi quy không xác thực, vì các giá trị thống kê t và F có thể không chính xác Trong nghiên cứu này, tác giả áp dụng kiểm định Unit root test với giả thuyết H0 là chuỗi không dừng, sử dụng phương pháp ADF của Levin-Lin-Chu và IPS của Im, Pesaran và Shin Kết quả kiểm định được trình bày trong bảng 4.3 và 4.4, trích xuất từ phần mềm Eviews.
Bảng 4.3: Kết qủa kiểm định Unit root theo Levin-Lin-Chu
***,** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%
Bảng 4.4: Kết qủa kiểm định Unit root theo Im, Pesaran và Shin
***,** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%
Theo bảng 4.3 và 4.4 giả thuyết H 0 bị bác bỏ ở tất cả các biến, tất các chuỗi dữ liệu của các biến có tính dừng
4.3 Kiểm định đa cộng tuyến
Hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra khi có mối quan hệ tuyến tính giữa các biến giải thích trong mô hình, dẫn đến việc mô hình trở nên không chính xác Để kiểm tra hiện tượng này, tác giả sẽ sử dụng ma trận tương quan giữa các biến trong mô hình.
Bảng 4.5: Ma trận tương quan giữa các biến trong mô hình
TLEV SLEV LLEV TANG PROF SIZE LIQU GROW STATE TLEV 1.0000
Từ bảng 4.4 nhận thấy mối tương quan giữa các biến thấp trong khoảng từ
(-0.37, 0.42) nên trong mô hình này các biến giải thích không có tương quan cao với nhau, hiện tượng đa cộng tuyến không xảy ra trong mô hình
4.4 Kiểm định Hausman: Lựa chọn mô hình những ảnh hưởng cố định và những ảnh hưởng ngẫu nhiên
Trong phần phương pháp nghiên cứu, tác giả sử dụng hai mô hình hồi quy dữ liệu: Mô hình ảnh hưởng cố định và Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên Việc áp dụng hai mô hình này giúp giải quyết vấn đề phương sai đồng nhất và tự tương quan, do đó tác giả không cần thực hiện kiểm định thêm Tiếp theo, tác giả sẽ áp dụng kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình phù hợp hơn giữa ảnh hưởng cố định và ảnh hưởng ngẫu nhiên, với giả thuyết H0: Ước lượng của hai mô hình này không khác nhau Kết quả kiểm định Hausman sẽ được trình bày trong các bảng 4.6, 4.7 và 4.8.
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định Hausman với biến phụ thuộc là TLEV
Test Summary Chi-Sq Statistic Chi-Sq d.f Prob
* Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob
***,** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định Hausman với biến phụ thuộc là SLEV
Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob
***,** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định Hausman với biến phụ thuộc là LLEV
Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob GROW -0.007002 -0.001662 0.000011 0.1067 LIQU -0.007731 -0.009515 0.000000 0.0039 PROF -0.165726 -0.247850 0.000712 0.0021 SIZE 0.012176 0.033437 0.000147 0.0794 STATE -0.052894 -0.038848 0.000981 0.6538 TANG 0.006187 -0.033431 0.000489 0.0731
***,** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%
Kết quả từ ba bảng cho thấy P-value của thống kê Hausman đều có ý nghĩa ở mức 1%, do đó giả thuyết H0 bị bác bỏ Điều này dẫn đến việc lựa chọn mô hình ảnh hưởng cố định là phù hợp hơn so với mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên Tiếp theo, tác giả sẽ tiến hành phân tích thực nghiệm dựa trên mô hình ảnh hưởng cố định.
4.5 Thảo luận kết quả nghiên cứu thực nghiệm
Kết quả hồi quy từ mô hình ảnh hưởng cố định cho các biến phụ thuộc TLEV, SLEV, LLEV và các biến độc lập được trình bày chi tiết trong bảng 4.9, 4.10 và 4.11.
Bảng 4.9: Kết quả hồi quy mô hình ảnh hưởng cố định với biến phụ thuộc TLEV
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
TANG 0.004517 0.055964 0.080721 0.9357 R-squared 0.766177 Mean dependent var 0.561508
***,** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%
Bảng 4.10: Kết quả hồi quy mô hình ảnh hưởng cố định với biến phụ thuộc
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
***,** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%
Bảng 4.11: Kết quả hồi quy mô hình ảnh hưởng cố định với biến phụ thuộc
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
C -0.252662 0.244074 -1.035187 0.3008 GROW -0.001402 0.010229 -0.137056 0.8910 LIQU 0.001644 0.001844 0.891442 0.3729 PROF -0.042668 0.054034 -0.789649 0.4299 SIZE 0.019780 0.012159 1.626804 0.1041 STATE -0.012939 0.033168 -0.390115 0.6965 TANG -0.030039 0.035690 -0.841659 0.4002 R-squared 0.579847 Mean dependent var 0.124326 Adjusted R- squared 0.472330 S.D dependent var 0.292707 F-statistic 5.393089 Durbin-Watson stat 1.618985 Prob(F-statistic) 0.000000
Mô hình hồi quy TLEV, SLEV, và LLEV cho thấy khả năng giải thích cao với hệ số xác định lần lượt là 0.76, 0.82 và 0.57 Biến LLEV không có mối quan hệ tương quan có ý nghĩa thống kê với các biến giải thích nào, trong khi biến TLEV có mối tương quan nghịch biến với biến PROF ở mức ý nghĩa 10% và với biến khả năng thanh khoản LIQU ở mức 1% SLEV có mối tương quan có ý nghĩa thống kê với tất cả các biến ngoại trừ biến STATE, điều này phản ánh thực trạng doanh nghiệp tại Việt Nam, nơi mà các doanh nghiệp thường phụ thuộc vào nợ ngắn hạn từ ngân hàng để duy trì hoạt động kinh doanh.
Từ bảng 4.9, 4.10 và 4.11 có thể rút ra kết luận với các giả thuyết nghiên cứu như sau:
Kết quả thực nghiệm với Giả thuyết H1 : Khả năng sinh lợi có mối quan hệ nghịch biến với Đòn bẩy
Biến PROF có tương quan âm có ý nghĩa thống kê với biến TLEV và SLEV, trong khi với biến LLEV, mối tương quan này không có ý nghĩa thống kê Kết quả thực nghiệm này hỗ trợ giả thuyết H1 và lý thuyết trật tự phân hạng, cho thấy các doanh nghiệp tại Việt Nam ưu tiên sử dụng nguồn tài chính bên trong trước bên ngoài, phù hợp với nghiên cứu của Nguyen và Ramachandran.
(2006), Biger er al (2008), Nguyen Thi Canh (2012) và nghiên cứu trên thế giới của Titman và Wessels (1988) và Fama và French (2002)
Kết quả thực nghiệm cho thấy tài sản cố định hữu hình (biến TANG) có mối quan hệ tương quan dương với đòn bẩy tài chính (biến TLEV) và tương quan âm với đòn bẩy tài chính tổng hợp (biến LLEV), nhưng không đạt ý nghĩa thống kê Điều này cũng được xác nhận bởi nghiên cứu của Nguyen và Ramachandran (2006) cùng với Biger et al Thêm vào đó, biến TANG có tương quan âm có ý nghĩa thống kê với đòn bẩy nợ (biến SLEV).
Năm 2008, kết quả nghiên cứu cho thấy rằng doanh nghiệp sở hữu nhiều tài sản hữu hình thường sử dụng ít nợ ngắn hạn, dẫn đến đòn bẩy tài chính thấp hơn Nguyên nhân chính là do thị trường trái phiếu Việt Nam còn nhỏ và đang phát triển, khiến doanh nghiệp phụ thuộc nhiều vào nợ ngân hàng Các ngân hàng thường ưu tiên cho vay ngắn hạn hơn dài hạn do rủi ro cao, buộc doanh nghiệp phải vay nợ ngắn hạn để đầu tư vào tài sản hữu hình Hơn nữa, việc sở hữu tài sản hữu hình lớn đồng nghĩa với việc doanh nghiệp sử dụng đòn bẩy kinh doanh cao, và nếu tiếp tục vay nợ, doanh nghiệp sẽ đối mặt với rủi ro lớn trong hoạt động kinh doanh khi gặp khó khăn.
Kết quả thực nghiệm cho Giả thuyết H3 cho thấy quy mô doanh nghiệp có mối tương quan dương với đòn bẩy doanh nghiệp Cụ thể, các bảng 4.9, 4.10 và 4.11 chỉ ra rằng biến SIZE có tương quan dương với các biến TLEV, SLEV và LLEV, tuy nhiên chỉ có mối liên hệ thống kê có ý nghĩa với biến SLEV Những kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước đây tại Việt Nam.
Nguyễn Thị Canh (2012), Nguyễn và Ramachandran (2006), Biger (2008) đã hỗ trợ giả thuyết H3 và lý thuyết đánh đổi, chỉ ra rằng doanh nghiệp có quy mô tài sản lớn hơn sẽ có khả năng vay ngắn hạn từ ngân hàng và đối tác cao hơn Do đó, đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp cũng sẽ tăng lên, phù hợp với lý thuyết đánh đổi và thực tế tại Việt Nam.
Kết quả thực nghiệm cho Giả thuyết H4 cho thấy cơ hội tăng trưởng có mối tương quan dương với đòn bẩy của doanh nghiệp Cụ thể, bảng 4.10 chỉ ra rằng biến GROW có mối tương quan dương có ý nghĩa với biến này.
Nghiên cứu chỉ ra rằng SLEV có tương quan âm với TLEV và LLEV, nhưng không có ý nghĩa thống kê, hỗ trợ giả thuyết H4 và không ủng hộ lý thuyết chi phí đại diện Kết quả này phù hợp với nghiên cứu trước đây tại Việt Nam của Nguyen và Ramachandran (2006), Iger (2008), và Dzung Nguyen (2011) Nguyên nhân khiến doanh nghiệp tại Việt Nam và các nước đang phát triển phải vay nợ nhiều khi có cơ hội tăng trưởng cao là do thị trường vốn chưa phát triển, dẫn đến khó khăn trong việc phát hành vốn mới Do đó, khi cơ hội tăng trưởng gia tăng, nhu cầu sử dụng vốn cũng tăng theo, trong khi vốn tự có hạn chế, khiến doanh nghiệp phải dựa vào các khoản vay từ ngân hàng, dẫn đến việc tăng đòn bẩy tài chính.
Kiểm định đa cộng tuyến
Hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra khi có mối quan hệ tuyến tính giữa các biến giải thích trong mô hình, dẫn đến việc mô hình không còn chính xác Để kiểm định hiện tượng này, tác giả sẽ sử dụng ma trận tương quan giữa các biến trong mô hình.
Bảng 4.5: Ma trận tương quan giữa các biến trong mô hình
TLEV SLEV LLEV TANG PROF SIZE LIQU GROW STATE TLEV 1.0000
Từ bảng 4.4 nhận thấy mối tương quan giữa các biến thấp trong khoảng từ
(-0.37, 0.42) nên trong mô hình này các biến giải thích không có tương quan cao với nhau, hiện tượng đa cộng tuyến không xảy ra trong mô hình.
Kiểm định Hausman
những ảnh hưởng ngẫu nhiên
Trong phần phương pháp nghiên cứu, tác giả sử dụng hai mô hình hồi quy dữ liệu: Mô hình ảnh hưởng cố định và Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên Việc áp dụng hai mô hình này giúp giải quyết vấn đề phương sai đồng nhất và tự tương quan, do đó tác giả không cần thực hiện kiểm định thêm Tiếp theo, tác giả sẽ sử dụng kiểm định Hausman để xác định mô hình nào phù hợp hơn giữa hai mô hình này, với giả thuyết H0: Ước lượng từ Mô hình ảnh hưởng cố định và Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên không khác nhau Kết quả kiểm định Hausman sẽ được trình bày trong các bảng 4.6, 4.7 và 4.8.
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định Hausman với biến phụ thuộc là TLEV
Test Summary Chi-Sq Statistic Chi-Sq d.f Prob
* Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob
***,** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định Hausman với biến phụ thuộc là SLEV
Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob
***,** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định Hausman với biến phụ thuộc là LLEV
Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob GROW -0.007002 -0.001662 0.000011 0.1067 LIQU -0.007731 -0.009515 0.000000 0.0039 PROF -0.165726 -0.247850 0.000712 0.0021 SIZE 0.012176 0.033437 0.000147 0.0794 STATE -0.052894 -0.038848 0.000981 0.6538 TANG 0.006187 -0.033431 0.000489 0.0731
***,** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%
P-value của thống kê Hausman trong ba bảng trên đều có ý nghĩa ở mức 1%, do đó chúng ta bác bỏ giả thuyết H0 Điều này cho thấy rằng mô hình ảnh hưởng cố định là lựa chọn phù hợp hơn so với mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên Trong phần tiếp theo, tác giả sẽ trình bày phân tích thực nghiệm dựa trên mô hình ảnh hưởng cố định.
Thảo luận kết quả nghiên cứu thực nghiệm
Kết quả hồi quy từ mô hình ảnh hưởng cố định cho các biến phụ thuộc TLEV, SLEV, LLEV cùng với các biến độc lập được trình bày chi tiết trong bảng 4.9, 4.10 và 4.11.
Bảng 4.9: Kết quả hồi quy mô hình ảnh hưởng cố định với biến phụ thuộc TLEV
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
TANG 0.004517 0.055964 0.080721 0.9357 R-squared 0.766177 Mean dependent var 0.561508
***,** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%
Bảng 4.10: Kết quả hồi quy mô hình ảnh hưởng cố định với biến phụ thuộc
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
***,** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%
Bảng 4.11: Kết quả hồi quy mô hình ảnh hưởng cố định với biến phụ thuộc
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
C -0.252662 0.244074 -1.035187 0.3008 GROW -0.001402 0.010229 -0.137056 0.8910 LIQU 0.001644 0.001844 0.891442 0.3729 PROF -0.042668 0.054034 -0.789649 0.4299 SIZE 0.019780 0.012159 1.626804 0.1041 STATE -0.012939 0.033168 -0.390115 0.6965 TANG -0.030039 0.035690 -0.841659 0.4002 R-squared 0.579847 Mean dependent var 0.124326 Adjusted R- squared 0.472330 S.D dependent var 0.292707 F-statistic 5.393089 Durbin-Watson stat 1.618985 Prob(F-statistic) 0.000000
Mô hình hồi quy TLEV, SLEV, và LLEV thể hiện khả năng giải thích cao với hệ số xác định lần lượt là 0.76, 0.82 và 0.57 Biến LLEV không có mối quan hệ tương quan ý nghĩa thống kê với các biến giải thích Biến TLEV có mối tương quan nghịch biến với biến PROF ở mức ý nghĩa 10% và với biến khả năng thanh khoản LIQU ở mức ý nghĩa 1% SLEV có mối tương quan ý nghĩa thống kê với tất cả các biến ngoại trừ biến STATE, phản ánh thực tế doanh nghiệp tại Việt Nam thường phụ thuộc nhiều vào nợ ngắn hạn từ ngân hàng để duy trì hoạt động kinh doanh.
Từ bảng 4.9, 4.10 và 4.11 có thể rút ra kết luận với các giả thuyết nghiên cứu như sau:
Kết quả thực nghiệm với Giả thuyết H1 : Khả năng sinh lợi có mối quan hệ nghịch biến với Đòn bẩy
Biến PROF cho thấy có mối tương quan âm có ý nghĩa thống kê với biến TLEV và SLEV, trong khi với biến LLEV, PROF có tương quan âm nhưng không có ý nghĩa thống kê Kết quả này hỗ trợ giả thuyết H1 và lý thuyết trật tự phân hạng, cho thấy các doanh nghiệp tại Việt Nam ưu tiên sử dụng nguồn tài chính bên trong trước nguồn tài chính bên ngoài, phù hợp với các nghiên cứu thực nghiệm của Nguyen và Ramachandran.
(2006), Biger er al (2008), Nguyen Thi Canh (2012) và nghiên cứu trên thế giới của Titman và Wessels (1988) và Fama và French (2002)
Kết quả thực nghiệm cho thấy tài sản cố định hữu hình (biến TANG) có mối quan hệ tương quan âm với đòn bẩy doanh nghiệp (biến SLEV) và tương quan dương với biến TLEV, nhưng không có ý nghĩa thống kê với biến LLEV Những phát hiện này phù hợp với nghiên cứu của Nguyen và Ramachandran (2006) cũng như Biger và cộng sự.
Kết quả nghiên cứu năm 2008 cho thấy rằng doanh nghiệp có nhiều tài sản hữu hình thường sử dụng ít nợ ngắn hạn, dẫn đến đòn bẩy tài chính thấp hơn Nguyên nhân là do thị trường trái phiếu Việt Nam còn nhỏ và đang phát triển, khiến doanh nghiệp phụ thuộc nhiều vào nợ ngân hàng, trong khi ngân hàng ưu tiên nợ ngắn hạn để giảm rủi ro Do đó, doanh nghiệp thường vay nợ ngắn hạn cho các khoản đầu tư tài sản hữu hình và phải giới hạn khoản vay để đảm bảo khả năng thanh toán Hơn nữa, việc sở hữu tài sản hữu hình lớn đồng nghĩa với việc doanh nghiệp sử dụng đòn bẩy kinh doanh cao Nếu tiếp tục vay nợ, doanh nghiệp sẽ đối mặt với rủi ro lớn trong hoạt động kinh doanh khi gặp khó khăn.
Kết quả thực nghiệm từ Giả thuyết H3 cho thấy quy mô doanh nghiệp có mối tương quan dương với đòn bẩy doanh nghiệp Cụ thể, các bảng 4.9, 4.10 và 4.11 chỉ ra rằng biến SIZE có tương quan dương với các biến TLEV, SLEV và LLEV, tuy nhiên, chỉ có mối tương quan với biến SLEV đạt ý nghĩa thống kê Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu thực nghiệm trước đây tại Việt Nam.
Nghiên cứu của Nguyen Thi Canh (2012), Nguyen và Ramachandran (2006), Biger (2008) đã hỗ trợ giả thuyết H3 và lý thuyết đánh đổi, cho thấy rằng doanh nghiệp có quy mô tài sản lớn hơn có khả năng vay ngắn hạn từ ngân hàng và đối tác cao hơn Điều này dẫn đến việc đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp cũng tăng, phù hợp với lý thuyết đánh đổi và thực tế tại Việt Nam.
Kết quả thực nghiệm cho Giả thuyết H4 cho thấy cơ hội tăng trưởng có mối tương quan dương với đòn bẩy của doanh nghiệp Cụ thể, bảng 4.10 chỉ ra rằng biến GROW có tương quan dương có ý nghĩa với biến này.
Kết quả nghiên cứu cho thấy SLEV có tương quan âm với TLEV và LLEV, nhưng không có ý nghĩa thống kê, hỗ trợ giả thuyết H4 và không phù hợp với lý thuyết chi phí đại diện Nghiên cứu này nhất quán với các nghiên cứu trước đây tại Việt Nam của Nguyen và Ramachandran (2006), Tiger (2008), và Dzung Nguyen (2011) Nguyên nhân dẫn đến việc doanh nghiệp tại Việt Nam và các nước đang phát triển phải vay nợ nhiều khi có cơ hội tăng trưởng cao là do thị trường vốn chưa phát triển, khiến cho việc phát hành vốn mới trở nên khó khăn Do đó, nhu cầu sử dụng vốn tăng cao trong khi vốn tự có hạn chế, dẫn đến việc doanh nghiệp phải gia tăng vay mượn, làm tăng đòn bẩy tài chính.
Kết quả thực nghiệm cho thấy có mối tương quan âm giữa khả năng thanh khoản và đòn bẩy doanh nghiệp, hỗ trợ giả thuyết H5 Cụ thể, các doanh nghiệp có thanh khoản tốt thường ưu tiên sử dụng nguồn vốn tích lũy và tài sản thanh khoản thay vì vay vốn từ bên ngoài Ngoài ra, một yếu tố bên ngoài ảnh hưởng đến mối quan hệ này là gói kích thích kinh tế của chính phủ Việt Nam vào cuối năm 2008, cho phép các doanh nghiệp kém thanh khoản vay nợ dễ dàng hơn với điều kiện thuận lợi và lãi suất hỗ trợ 4%, dẫn đến sự gia tăng đòn bẩy tài chính trong bối cảnh thanh khoản yếu.
Kết quả thực nghiệm cho giả thuyết H6 cho thấy sở hữu nhà nước trong doanh nghiệp không có mối tương quan dương với đòn bẩy doanh nghiệp Cụ thể, các bảng 4.9, 4.10 và 4.11 chỉ ra rằng biến STATE không có mối liên hệ có ý nghĩa thống kê với các biến TLEV, SLEV và LLEV Điều này không hỗ trợ cho giả thuyết H6, trái ngược với các nghiên cứu trước đây, như nghiên cứu của Nguyen và Ramachandran, đã đề cập đến mối quan hệ giữa sở hữu nhà nước và đòn bẩy doanh nghiệp.
Nghiên cứu của Biger (2008) và Dzung Nguyen (2011) cho thấy tỷ lệ sở hữu nhà nước tại các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán không ảnh hưởng đến đòn bẩy tài chính của họ Nguyên nhân chủ yếu là do các doanh nghiệp đã cổ phần hóa thường có mức độ minh bạch cao và không còn nằm dưới sự quản lý trực tiếp của nhà nước Tuy nhiên, tỷ lệ sở hữu nhà nước có thể tác động đến khả năng vay vốn của các tổng công ty và công ty nhà nước chưa niêm yết, nơi mà các cán bộ nhà nước trực tiếp điều hành và nhà nước có thể hỗ trợ tài chính hoặc bảo lãnh vay vốn.
Dựa trên phân tích hồi quy dữ liệu bảng và kỹ thuật phân tích mô hình ảnh hưởng cố định, tác giả đã xác định các yếu tố quyết định cấu trúc vốn của doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, như được trình bày trong bảng 4.12.
Bảng 4.12: Kết quả nghiên cứu thực nghiêm với giả thuyết thực nghiệm và nghiên cứu trước đây
Nhân tố Kết quả thực nghiệm Giả thuyết Nghiên cứu trước đây
Tương quan âm với TLEV, SLEV
Hỗ trợ giả thuyết H1 và Lý thuyết trật tự phân hạng
(a) không có ý nghĩa, (b), (c) và (d) âm
Tài sản hữu hình Tương quan âm với SLEV
Không hỗ trợ giả thuyết H2 và Lý thuyết chi phí đại diện
Tương quan dương với SLEV
Hỗ trợ giả thuyết H3 và Lý thuyết đánh đổi
Tương quan dương với SLEV
Tương quan âm với TLEV, SLEV
Hỗ trợ giả thuyết H5 và Lý thuyết trật tự phân hạng
(a),(b) không nghiên cứu ,(c) âm, (d) âm
Sở hữu nhà nước Không ý nghĩa thống kê
Không hỗ trợ giả thuyết H6
Nghiên cứu thực nghiệm cho thấy đòn bẩy tổng có mối tương quan âm với khả năng sinh lợi và khả năng thanh khoản, trong khi các nhân tố khác không có ý nghĩa thống kê Đòn bẩy ngắn hạn thể hiện mối tương quan âm với khả năng sinh lợi, tài sản hữu hình và khả năng thanh khoản, đồng thời có tương quan dương với quy mô doanh nghiệp và cơ hội tăng trưởng; tuy nhiên, không có ý nghĩa thống kê đối với nhân tố sở hữu nhà nước Đối với đòn bẩy dài hạn, không có mối tương quan có ý nghĩa thống kê nào với tất cả các nhân tố được nghiên cứu.
Nghiên cứu thực nghiệm đã xác nhận một số lý thuyết về cấu trúc vốn đã được công nhận toàn cầu và đồng thời phù hợp với các nghiên cứu thực nghiệm đã thực hiện trước đó tại Việt Nam.
