cac nhan to tac dong den cau truc von cua cac cong ty niem yet tren HOSE thuoc nhóm VNINDEX30

Nghiên cứu cơ sở lý luận về cấu trúc vốn, các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới về các nhân tố tác động đến cấu trúc tài chính, tác động của cấu trúc tài chính đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Nghiên cứu về cấu trúc vốn của 30 doanh nghiệp thuộc nhóm VNIndex30. Xác định các nhân tố tác động tới cấu trúc vốn của 30 doanh nghiệp thuộc nhóm VNIndex30 và đánh giá tác động của nó đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp.Tìm hiểu được một số các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới về các nhân tố tác động đến cấu trúc tài chính, tác động của cấu trúc tài chính đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Xác định và kiểm định được bảy nhân tố tác động đến cấu trúc tài chính của doanh nghiệp dựa trên mẫu khảo sát 30 doanh nghiệp có vốn hóa lớn nhất trên HOSE hiện nay. Dùng phương pháp phân tích hồi qui bội chéo, dựa trên kết quả xử lý số liệu thống kê của phần mềm SPSS 16.0.

GIỚI THIỆU (Introduction)

Việt Nam đang tích cực hội nhập vào nền kinh tế toàn cầu, với việc gia nhập ASEAN vào năm 1995 và ký kết nhiều hiệp định thương mại song phương Sự hội nhập này không chỉ mở ra cơ hội phát triển kinh tế mà còn nâng cao vị thế của Việt Nam trên trường quốc tế.

Việt Nam đã cam kết gia nhập WTO vào năm 2006, dẫn đến việc dần thu hẹp và xóa bỏ sự bảo trợ, phân biệt đối xử giữa doanh nghiệp trong nước và nước ngoài Sự mở cửa này tạo ra cạnh tranh gay gắt, nhưng cũng mang lại sân chơi bình đẳng, giúp người tiêu dùng hưởng lợi Để tồn tại và phát triển, các doanh nghiệp phải nâng cao năng lực cạnh tranh và hoạt động hiệu quả Trong khi cấu trúc vốn là yếu tố quan trọng tại các quốc gia phát triển, thì tại Việt Nam, vấn đề này chưa được chú trọng đúng mức Trong bối cảnh hội nhập kinh tế toàn cầu, việc xây dựng một cấu trúc vốn hợp lý và tối ưu là cần thiết để doanh nghiệp hoạt động vững mạnh, đòi hỏi các doanh nghiệp phải hiểu rõ điều kiện và các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn của mình.

Hiện nay, sàn HOSE có 355 doanh nghiệp niêm yết, đại diện cho những công ty hoạt động hiệu quả nhất tại Việt Nam Tuy nhiên, chỉ có 30 doanh nghiệp chiếm 80% vốn hóa thị trường, với thanh khoản và khối lượng cổ phiếu lưu hành tốt Điều này đặt ra câu hỏi về lý do thành công của những doanh nghiệp này, liệu cấu trúc vốn của họ đã được tối ưu hóa hay chưa, và chúng ta có thể rút ra bài học gì từ cách xây dựng cấu trúc vốn của họ.

Vì những lý do này, tôi chọn đã đề tài “CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN CẤU

TRÚC VỐN CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN HOSE THUỘC

Nhóm VN-INDEX30 ra đời nhằm cung cấp cho các doanh nghiệp Việt Nam một nguồn tài liệu tham khảo hữu ích trong việc thiết kế cấu trúc vốn hợp lý và tối ưu hơn.

TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY (literature review)

Các lý thuyết về cấu trúc vốn

2.1.1 Lý thuyết M&M (Modigliani và Miller năm 1985)

Lý thuyết cấu trúc vốn hiện đại, được phát triển từ nghiên cứu của M&M vào năm 1985, được biết đến với tên gọi học thuyết M&M Theo học thuyết này, trong một thị trường vốn hoàn hảo, quyết định về tài trợ không tác động đến giá trị của doanh nghiệp.

 Không có chi phí giao dịch khi mua bán chứng khoán

Thị trường chứng khoán có sự tham gia của đủ số lượng người mua và người bán, do đó không có nhà đầu tư nào có thể tác động lớn đến giá cả chứng khoán.

 Có sẵn thông tin liên quan cho tất cả các nhà đầu tư và không phải mất tiền

 Tất cả các nhà đầu tư đều có thể vay và cho vay với cùng lãi suất

 Tất cả các nhà đầu tư đều hợp lý và có kỳ vọng thuần nhất về lợi nhuận của các doanh nghiệp

 Giả định rủi ro thuần nhất: các doanh nghiệp hoạt động dưới điều kiện tương đương nhau sẽ có cùng mức độ rủi ro kinh doanh

Các giả định của M&M đặt tất cả các nhà đầu tư vào trong một “thế giới phẳng”

Giá trị của các chứng khoán phản ánh đúng thực tế giá trị của doanh nghiệp, tạo nên một thị trường “hoàn hảo” cho việc định giá doanh nghiệp.

Thuyết cấu trúc vốn của Modigliani và Miller (M&M) khẳng định rằng giá trị doanh nghiệp phụ thuộc vào tài sản thực thay vì các chứng khoán phát hành Do đó, khi quyết định đầu tư đã được xác định, cấu trúc vốn không ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp Lập luận này tương tự như nguyên tắc bảo tồn giá trị, theo đó tổng giá trị tài sản không thay đổi khi tài sản được chia thành nhiều phần bằng nhau.

M&M hỗ trợ lý thuyết của họ thông qua lập luận về việc mua bán song hành Họ cho rằng nếu một nhà đầu tư định giá cao hơn cho doanh nghiệp sử dụng nợ, trong điều kiện thị trường hoàn hảo không có chi phí giao dịch, các nhà đầu tư khác sẽ không để doanh nghiệp hưởng lợi Thay vào đó, họ sẽ tận dụng cơ hội này để bán chứng khoán của doanh nghiệp được định giá cao, từ đó thay đổi cấu trúc vốn cổ phần và nợ của riêng mình mà không tốn phí, nhằm đạt được mức lợi nhuận tương tự.

M&M kết luận rằng trong một thị trường hoàn hảo, giá trị thị trường của một doanh nghiệp không phụ thuộc vào cấu trúc vốn của nó.

Năm 1963, M&M đã công bố nghiên cứu tiếp theo của mình trên Tạp chí kinh tế

Mỹ xem xét ảnh hưởng của thuế đến cấu trúc vốn doanh nghiệp Hai chuyên gia nhấn mạnh rằng thuế thu nhập doanh nghiệp khuyến khích việc sử dụng nợ, vì chi phí lãi vay hợp pháp được trừ khỏi thu nhập chịu thuế, giúp tăng giá trị doanh nghiệp Nhờ đó, một phần thu nhập thay vì phải nộp thuế sẽ được chuyển cho các nhà đầu tư.

Phương trình giá trị doanh nghiệp được viết lại như sau:

Giá trị của doanh nghiệp = Giá trị doanh nghiệp được tài trợ hoàn toàn bằng vốn cổ phần + hiện giá tấm chắn thuế

Sự gia tăng từ hiện giá tấm chắn thuế tỷ lệ thuận với nợ vay trong cấu trúc vốn khuyến khích doanh nghiệp vay nhiều hơn Một cấu trúc vốn tối ưu với 100% nợ có thể tối đa hóa giá trị doanh nghiệp Tuy nhiên, thực tế cho thấy khi nợ vay tăng, các chi phí khác phát sinh sẽ làm giảm lợi ích từ tấm chắn thuế, dẫn đến giảm giá trị doanh nghiệp Điều này đặt nền tảng cho lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn.

2.1.2 Lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn (Static Trade-off theory)

Lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn, hay lý thuyết dựa trên thuế, chỉ ra rằng cấu trúc vốn tối ưu của doanh nghiệp được xác định bởi sự cân nhắc giữa lợi ích từ tấm chắn thuế do lãi vay được khấu trừ và chi phí kiệt quệ tài chính Theo lý thuyết này, việc phát hành cổ phần không phải là lựa chọn tốt, vì nó làm cho cấu trúc vốn của công ty trở nên không tối ưu Myers (1984) khuyến nghị rằng các công ty nên xác định một tỷ lệ nợ mục tiêu và nỗ lực để đạt được mục tiêu đó.

Lý thuyết cho thấy rằng việc doanh nghiệp vay nợ nhiều sẽ gia tăng lợi ích từ tấm chắn thuế, nhưng đồng thời cũng làm tăng chi phí kiệt quệ tài chính, dẫn đến rủi ro tín dụng cao hơn Điều này khiến các chủ nợ yêu cầu tỷ suất sinh lợi cao hơn, làm tăng chi phí sử dụng vốn của doanh nghiệp Do đó, cấu trúc vốn tối ưu được xác định khi doanh nghiệp tăng cường sử dụng nợ cho đến khi lợi ích biên từ tấm chắn thuế cân bằng với chi phí kiệt quệ tài chính (Castanias, 1983).

Alman (1984) đã chỉ ra rằng chi phí kiệt quệ tài chính có ảnh hưởng lớn đến giá trị doanh nghiệp và cấu trúc vốn khi so sánh với lợi ích từ tấm chắn thuế tác động lên đòn bẩy Tác giả khẳng định rằng tác động này là rất quan trọng.

Theo đó, phương trình giá trị doanh nghiệp lúc này có dạng:

Giá trị của doanh nghiệp được xác định bằng tổng giá trị doanh nghiệp được tài trợ hoàn toàn bằng vốn cổ phần, cộng với hiện giá tấm chắn thuế, trừ đi hiện giá chi phí kiệt quệ tài chính.

Theo lý thuyết cấu trúc vốn, doanh nghiệp có tỷ lệ tài sản hữu hình cao thường có tỷ lệ nợ vay cao hơn so với doanh nghiệp có tỷ lệ tài sản hữu hình thấp Tuy nhiên, một hạn chế của lý thuyết này là không giải thích được tại sao một số doanh nghiệp lại sử dụng rất ít nợ nhưng vẫn có thu nhập hoạt động cao Theo lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn, doanh nghiệp có lợi nhuận cao nên vay nợ nhiều để tận dụng lợi ích từ tấm chắn thuế, từ đó tăng giá trị doanh nghiệp Hạn chế này đã dẫn đến sự ra đời của thuyết trật tự phân hạn.

2.1.3 Lý thuyết trật tự phân hạng (Packing order theory)

Theo thuyết trật tự phân hạng (Myers, 1984), doanh nghiệp ưu tiên sử dụng nguồn tài trợ nội bộ, cụ thể là lợi nhuận giữ lại, trước khi tìm đến các nguồn tài trợ bên ngoài Khi lợi nhuận giữ lại đã được sử dụng hết, doanh nghiệp sẽ chuyển sang các hình thức tài trợ an toàn hơn như nợ vay, tiếp theo là các chứng khoán lai tạp như trái phiếu có thể chuyển đổi Cuối cùng, khi đã khai thác hết các nguồn nợ, doanh nghiệp mới xem xét đến việc sử dụng vốn cổ phần thường.

Thứ tự ưu tiên sử dụng nguồn tài trợ của doanh nghiệp theo thuyết trật tự phân hạng như sau:

3 Nợ có thể chuyển đổi

5 Cổ phần ưu đãi không chuyển đổi

6 Cổ phần ưu đãi có thể chuyển đổi

Lý thuyết trật tự phân hạng, được phát triển bởi Myers và Majluf vào năm 1984, nhấn mạnh rằng các giám đốc doanh nghiệp sở hữu thông tin vượt trội về tiềm năng tăng trưởng, rủi ro và giá trị của doanh nghiệp so với các nhà đầu tư cá nhân bên ngoài Điều này dẫn đến sự bất cân xứng thông tin trong quá trình ra quyết định đầu tư.

Các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới

Nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra rằng có nhiều nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp Titman và Wessels (1988) cùng Harris và Raviv (1991) nhấn mạnh rằng việc xác định các nhân tố phù hợp cho từng doanh nghiệp ở các quốc gia khác nhau vẫn là một vấn đề gây tranh cãi.

Theo Myers (1984), nợ phát hành được bảo đảm bằng tài sản thế chấp có khả năng giảm thiểu bất đối xứng thông tin liên quan đến chi phí tài chính Sự khác biệt trong thông tin giữa các bên liên quan có thể dẫn đến rủi ro đạo đức Do đó, việc sử dụng tài sản thế chấp giúp giảm thiểu thông tin bất đối xứng và chi phí tài chính Vì vậy, có thể kỳ vọng vào một mối tương quan thuận (+) giữa tài sản hữu hình và đòn bẩy tài chính.

Hamaifer et al (1994) cho rằng các công ty lớn có khả năng giữ nợ nhiều hơn so với các công ty nhỏ, nhờ vào khả năng trả nợ cao hơn của họ.

Nghiên cứu của Rajan và Zingales (1995) dựa trên dữ liệu từ các nước phát triển đã xác định các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp, bao gồm tài sản hữu hình, kích thước doanh nghiệp, lợi nhuận và cơ hội phát triển.

- Mối tương quan thuận (+) giữa sản hữu hình và đòn bẩy tài chính

- Mối tương quan nghịch (-) giữa tỷ lệ đòn bẩy tài chính và lợi nhuận

- Tìm thấy một mối tương quan thuận (+) giữa quy mô doanh nghiệp và đòn bẩy tài chính ở các quốc gia phát triển thuộc nhóm G7

- Mối tương quan nghịch (-) giữa tốc độ tăng trưởng và đòn bẩy tài chính

Rajan và Zingales (1995) đề xuất rằng các nghiên cứu tương lai cần tập trung vào hai hướng chính Đầu tiên, cần tiếp tục phát triển mối quan hệ giữa các mô hình lý thuyết và kết quả thực nghiệm bằng cách áp dụng các mô hình này vào nhiều tình huống khác nhau Thứ hai, cần nghiên cứu thêm về sự khác biệt thể chế giữa các quốc gia để xác định và điều chỉnh các mô hình lý thuyết cho phù hợp.

Nghiên cứu của Titman và Wessels (1988) chỉ ra rằng, ở các nước đang phát triển, cấu trúc vốn của doanh nghiệp chịu ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố, bao gồm tài sản hữu hình, tốc độ phát triển, quy mô doanh nghiệp, khả năng sinh lời, rủi ro kinh doanh và tấm chắn thuế không phải nợ Hơn nữa, chi phí liên quan đến mối quan hệ giữa cổ đông và trái chủ có thể cao hơn và ngày càng gia tăng trong các công ty thuộc ngành công nghiệp.

- Tỷ lệ nợ ngắn hạn tương quan nghịch (-) với quy mô công ty

- Tài sản hữu hình tương quan thuận (+) với đòn bẩy tài chính

- Không tìm thấy mối quan hệ giữa sự gia tăng tỷ số nợ với các nhân tố rủi ro kinh doanh, tốc độ phát triển và tấm chắn thuế

- Các công ty nhỏ có khuynh hướng sử dụng nhiều nợ hơn các công ty lớn

- Mối tương quan thuận (+) giữa quy mô của doanh nghiệp với tỷ lệ tổng nợ và tỷ lệ nợ dài hạn

- Mối tương quan nghịch (-) giữa tốc độ tăng trưởng và đòn bẩy tài chính

Theo Wiwattanakantang (1999) ở Thái Lan và Theo Um (2001) ở Hàn Quốc, tìm thấy:

- Mối tương quan thuận (+) giữa tài sản hữu hình và đòn bẩy tài chính

- Một mối tương quan thuận (+) đáng kể giữa tỷ lệ đòn bẩy tài chính và kích thước doanh nghiệp ở các nước đang phát triển

Nuri (2000) lập luận rằng các doanh nghiệp với một tỷ lệ tài sản cố định cao có xu hướng sử dụng nhiều khoản nợ dài hạn

Theo nghiên cứu của Gleason et al (2000), cấu trúc vốn của mười bốn quốc gia thành viên cộng đồng châu Âu chịu ảnh hưởng từ môi trường pháp lý, môi trường thuế, hệ thống kinh tế và khả năng công nghệ.

Theo nghiên cứu của Theo Um (2001) tại Hàn Quốc, áp lực về tài chính từ các cơ hội đầu tư có khả năng vượt quá lợi nhuận giữ lại của doanh nghiệp, dẫn đến việc lựa chọn nợ thay vì vốn chủ sở hữu theo lý thuyết trật tự phân hạng.

- Mối tương quan thuận (+) giữa tài sản hữu hình và đòn bẩy tài chính

Pandey (2001) tìm thấy một mối tương quan thuận (+) giữa cơ hội tăng trưởng với tỷ lệ nợ dài hạn và nợ ngắn hạn tại Malaysia

Pandey (2001), Al-Sakran (2001), cũng tìm thấy :

Booth et al, (2001) trong bài nghiên cứu về mười nước đang phát triển, tìm thấy:

- Tài sản hữu hình tương quan nghịch (-) với đòn bẩy tài chính

Bevan và Danbolt (2000 và 2002) chỉ ra rằng các doanh nghiệp lớn thường có xu hướng nắm giữ nhiều nợ hơn, vì chúng được xem là quá lớn để thất bại, điều này giúp họ dễ dàng tiếp cận các thị trường vốn.

- Quy mô doanh nghiệp thì tương quan nghịch (-) với nợ ngắn hạn và tương quan thuận (+) với nợ dài hạn

Có một mối tương quan thuận (+) giữa tài sản hữu hình và nợ dài hạn, trong khi đó, mối tương quan nghịch (-) tồn tại giữa nợ ngắn hạn và tài sản hữu hình tại Anh.

Trong nghiên cứu của Huang và Song (2002) tại Trung Quốc, các tác giả đã xác định nhiều yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến doanh nghiệp, bao gồm tài sản hữu hình, thuế thu nhập doanh nghiệp, quy mô doanh nghiệp, rủi ro kinh doanh, cơ hội phát triển và tấm chắn thuế không phải nợ Nghiên cứu này nhấn mạnh vai trò của những yếu tố này trong việc định hình môi trường kinh doanh.

- Đòn bẩy tài chính tương quan thuận (+) với quy mô doanh nghiệp và tương quan nghịch (-) với lợi nhuận và có mối quan hệ với ngành

Cấu trúc vốn đóng vai trò quan trọng trong việc xác định đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp Các doanh nghiệp có vốn sở hữu nhà nước thường có xu hướng sử dụng nợ ít hơn so với các doanh nghiệp tư nhân.

Các doanh nghiệp tại Trung Quốc thường ưu tiên sử dụng nợ ngắn hạn hơn nợ dài hạn và có tỷ lệ vốn chủ sở hữu cao trong cấu trúc vốn của mình Lý do là vốn chủ sở hữu không bị ràng buộc bởi nghĩa vụ trả nợ, giúp doanh nghiệp linh hoạt hơn trong quản lý tài chính Thêm vào đó, thị trường trái phiếu chưa phát triển, khiến ngân hàng trở thành nguồn cung cấp vốn chính, thậm chí là duy nhất, buộc các doanh nghiệp phải dựa vào vốn chủ sở hữu và tín dụng thương mại để hoạt động.

Nghiên cứu cho thấy rằng tài sản hữu hình có mối quan hệ nghịch với đòn bẩy tài chính, nhưng tác giả nhấn mạnh rằng mối quan hệ này còn phụ thuộc vào từng loại nợ.

Theo Antoniou et al (2002), quy mô doanh nghiệp là một yếu tố giải thích cho tỷ lệ đòn bẩy của nó Cấu trúc vốn của doanh nghiệp không chỉ chịu ảnh hưởng từ các đặc điểm nội tại mà còn bị tác động bởi môi trường xung quanh Các yếu tố như sự suy thoái hoặc cải thiện của nền kinh tế, sự hiện diện của thị trường chứng khoán và quy mô của các ngân hàng khu vực có thể ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp.

Các nhân tố tác động tới cấu trúc vốn của doanh nghiệp

Các nghiên cứu thực nghiệm đã xác định nhiều nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp, bao gồm tỷ lệ tài sản hữu hình, rủi ro kinh doanh, quy mô doanh nghiệp, lợi nhuận, thuế thu nhập doanh nghiệp, tấm chắn thuế không phải nợ, cơ hội tăng trưởng, tỷ lệ đòn bẩy tài chính, môi trường pháp lý, tính thanh khoản, dòng tiền tự do, tỷ lệ vốn góp của nhà nước, lạm phát, đặc điểm riêng của tài sản doanh nghiệp, minh bạch thông tin và đặc điểm ngành Bài nghiên cứu này sẽ hệ thống hóa các nhân tố này và phân tích mối tương quan của chúng với đòn bẩy tài chính trong bảng dưới đây.

B ảng 1: Các nhân tố tác động tới cấu trúc vốn doanh nghi ệp theo các nghiên c ứu thực nghiệm tr ên th ế giới (Xem PHỤ LỤC 1)

TƯƠNG QUAN VỚI ĐÒN BẨY TÀI CHÍNH

1 Tài sản cố định hữu hình - / +

Myers (1984), Booth et al(2001), Huang và Song (2002) / Rajan và Zingales

(1995), Titman và Wessels (1988), Wiwattanakantang (1999) và Um (2001), Nuri (2000), Fakher Buferna, Kenbata

Hamaifer et al, (1994), Rajan và Zingales

(1995), Titman và Wessels (1988), Fakher Buferna, Kenbata Bangassa, và Lynn Hodgkinson (2005), Wiwattanakantang

(1999) và Um (2001) , Al-Sakran (2001), Booth et al, (2001), Huang và Song

(2002), Trần Hùng Sơn (2008), / Titman và Wessels (1988)

Rajan và Zingales (1995), Titman và Wessels (1988), Wiwattanakantang (1999) và Um (2001), Al-Sakran (2001), Booth et al, (2001), Huang và Song (2002), Chen

(2004), Trần Hùng Sơn (2008),/ Fakher Buferna, Kenbata Bangassa, và Lynn Hodgkinson (2005)

4 Thuế thu nhập doanh nghiệp + / - Hauge và Senlet (1986)

5 Cơ hội tăng trưởng - / + Rajan và Zingales (1995), Titman và

6 Tính thanh khoản - Trần Hùng Sơn (2008)

8 Tỷ lệ vốn góp của nhà nước - / + Huang và Song (2002) / Trần Hùng Sơn

10 Lạm phát - Joseph, Sheridan, và Garry (2004)

11 Đặc điểm riêng của tài sản doanh nghiệp + / - Trần Hùng Sơn (2008),

12 Môi trường pháp lý + Joseph, Sheridan, và Garry (2004),

13 Minh bạch thông tin - Joseph, Sheridan, và Garry (2004),

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU (Methodology and data)

Xây dựng các biến số và giả thuyết nghiên cứu

3.1.1 Tài sản cố định hữu hình (TSCDHH)

Tài sản cố định hữu hình chiếm tỷ lệ tổng tài sản cố định trên tổng tài sản và có mối quan hệ thuận chiều với tỷ lệ nợ vay của doanh nghiệp.

Tài sản cố định hữu hình đóng vai trò quan trọng như tài sản đảm bảo cho các khoản vay của doanh nghiệp Khi doanh nghiệp gặp khó khăn tài chính hoặc phá sản, những tài sản này có thể được phát mãi để trả nợ cho các chủ nợ Do đó, doanh nghiệp sở hữu tỷ lệ tài sản cố định hữu hình cao sẽ có khả năng tiếp cận các khoản vay dễ dàng hơn và nâng cao tỷ lệ sử dụng đòn bẩy tài chính.

3.1.2 Thuế thu nhập doanh nghiệp (THUE_DN) Được đo lường bằng lợi nhuận trước thuế x thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp và có quan hệ thuận chiều với tỷ lệ nợ vay của doanh nghiệp

Thuế thu nhập doanh nghiệp được xác định qua thuế suất thực mà doanh nghiệp phải nộp cho nhà nước Doanh nghiệp sử dụng nhiều nợ sẽ nhận được nhiều lợi ích từ tấm chắn thuế Theo thuyết đánh đổi cấu trúc vốn, cấu trúc vốn tối ưu là sự cân bằng giữa lợi ích và chi phí Do đó, việc sử dụng nợ vay dưới tác động của thuế sẽ giúp giảm thuế suất thực mà doanh nghiệp phải nộp.

3.1.3 Qui mô doanh nghiệp (QUI_MO)

Qui mô doanh nghiệp được xác định qua logarit tự nhiên của tổng tài sản (ln(tổng tài sản)), và có mối liên hệ tích cực với tỷ lệ nợ vay của doanh nghiệp.

Các doanh nghiệp lớn với dòng tiền ổn định và tài sản cố định phong phú dễ dàng tiếp cận tín dụng và có khả năng trả nợ cao hơn doanh nghiệp nhỏ Họ cũng có khả năng thương lượng tốt hơn, giúp giảm chi phí sử dụng nợ và tận dụng lợi ích từ tấm chắn thuế Ngược lại, doanh nghiệp nhỏ thường phải đối mặt với rủi ro tài chính cao hơn khi gia tăng sử dụng nợ, dẫn đến việc họ thường vay ít hơn.

Lợi nhuận của doanh nghiệp được đánh giá qua hai chỉ số chính: tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) và tỷ suất sinh lợi trên vốn cổ phần (ROE) ROA được tính bằng cách chia lợi nhuận ròng cho tổng tài sản, trong khi ROE là lợi nhuận ròng chia cho vốn cổ phần Hai chỉ số này có mối quan hệ tương quan với tỷ lệ nợ vay của doanh nghiệp, ảnh hưởng đến khả năng sinh lời và mức độ rủi ro tài chính.

Theo thuyết trật tự phân hạng, các doanh nghiệp ưu tiên tài trợ bằng vốn tự có, sau đó là nợ và cuối cùng là phát hành cổ phiếu, cho thấy sự ưa chuộng nguồn vốn nội bộ hơn nguồn vốn bên ngoài Các cổ đông hiện hữu thường không thích huy động thêm vốn chủ sở hữu để tránh pha loãng quyền lợi Điều này dẫn đến mối quan hệ giữa lợi nhuận và tỷ lệ nợ vay, khi các doanh nghiệp có lợi nhuận cao thường có tỷ lệ nợ vay thấp Tuy nhiên, thực tế cho thấy rằng các doanh nghiệp có lợi nhuận cao lại sử dụng nợ vay nhiều hơn để tận dụng lợi ích từ tấm chắn thuế.

Tính thanh khoản của doanh nghiệp được xác định qua tỷ lệ giữa tài sản ngắn hạn và nợ ngắn hạn, đồng thời có mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ nợ vay.

Tính thanh khoản là chỉ số quan trọng phản ánh khả năng chi trả nợ vay đến hạn của doanh nghiệp Hệ số thanh khoản cao cho thấy doanh nghiệp có khả năng sử dụng đòn bẩy tài chính hiệu quả, đồng thời chứng tỏ khả năng thanh toán nợ Ngược lại, hệ số thanh khoản thấp có thể là dấu hiệu cho thấy doanh nghiệp đang gặp khó khăn tài chính Nếu doanh nghiệp nắm giữ quá nhiều tài sản thanh khoản cao, họ có thể tự tài trợ cho các khoản đầu tư và giảm thiểu việc vay nợ.

3.1.6 Tỷ lệ vốn góp nhà nước (VON_GOV)

Tỷ lệ vốn góp của nhà nước trong doanh nghiệp phản ánh vốn chủ sở hữu của nhà nước và có mối quan hệ thuận hoặc ngược với tỷ lệ nợ vay của doanh nghiệp.

Việt Nam có đặc điểm nổi bật là nhiều doanh nghiệp lớn có nguồn gốc từ cổ phần hóa doanh nghiệp nhà nước, dẫn đến sở hữu nhà nước trở thành một đặc trưng của các công ty niêm yết trên sàn HOSE Điều này cũng phản ánh tình hình chung của các doanh nghiệp tại các quốc gia đang phát triển Nhờ vào các mối quan hệ trước khi cổ phần hóa và sự đảm bảo từ nhà nước, các doanh nghiệp có vốn nhà nước thường dễ dàng tiếp cận nguồn vay từ các chủ nợ, với tỷ lệ vay tương ứng với tỷ lệ góp vốn của nhà nước Tuy nhiên, các nhà quản lý trong những doanh nghiệp này có thể đưa ra quyết định không tối ưu nhằm phục vụ lợi ích cá nhân, dẫn đến việc các doanh nghiệp có vốn nhà nước thường có tỷ lệ nợ cao và cần được giám sát chặt chẽ hơn Trong bối cảnh này, nợ trở thành công cụ quan trọng để theo dõi và kiểm soát hành vi của nhà quản lý doanh nghiệp.

Bảng 2 trình bày các giả thuyết về mối quan hệ giữa đòn bẩy tài chính và các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc tài chính của các doanh nghiệp thuộc VN30 tại Sở Giao dịch Chứng khoán TP.HCM (HOSE) (Xem PHỤ LỤC 1)

Giả thiết Các nhân tố tác động Ký hiệu biến Kỳ vọng tương quan

H1 Tài sản cố định hữu hình TSCDHH +

H 2 Thuế thu nhập doanh nghiệp

H 3 Qui mô doanh nghiệp QUI_MO +

H 4 Lợi nhuận do bằng ROE ROE + / -

H 5 Lợi nhuận do bằng ROA ROA -

H 7 Tỷ lệ vốn góp nhà nước VON_GOV +/-

3.1.8 Đòn bẩy tài chính (Z) Đòn bẩy tài chính được đo bằng tỷ lệ của tổng nợ / tổng tài sản (Z1), và tỷ lệ nợ dài hạn / tổng tài sản (Z2) và tỷ lệ nợ ngắn hạn / tổng tài sản (Z3).

Giới thiệu mô hình nghiên cứu

Các nghiên cứu thực nghiệm trước đây trên thế giới về cấu trúc tài chính và cấu trúc vốn của doanh nghiệp thường áp dụng mô hình hồi quy tuyến tính bội.

Z i : là biến phụ thuộc, biểu diễn cho tỷ lệ đòn bẩy tài chính

Trong nghiên cứu này, các giá trị của biến độc lập thứ p tại quan sát thứ i được biểu thị bằng X pi, trong khi β p đại diện cho hệ số hồi qui riêng phần Sai số ngẫu nhiên ε i được giả định có phân phối chuẩn với trung bình bằng 0 và phương sai không đổi, cùng với hệ số chặn α Để kiểm định giả thuyết về ảnh hưởng của các nhân tố đến cấu trúc tài chính của các doanh nghiệp trong rổ VN-30 giai đoạn 2007-2011, bài nghiên cứu áp dụng mô hình hồi qui tuyến tính cổ điển và ước lượng các hệ số thông qua phương pháp bình phương tối thiểu OLS (Ordinary Least Squares).

Mô hình c ụ thể như sau:

Z1, Z2, và Z3 đều là các hàm được xác định bởi các yếu tố như TSCDHH, THUE_DN, QUI_MO, ROE, ROA, T_KHOAN và VON_GOV Những yếu tố này đóng vai trò quan trọng trong việc phân tích và đánh giá hiệu quả tài chính của doanh nghiệp Sự tương tác giữa các biến này có thể cung cấp cái nhìn sâu sắc về tình hình tài chính và khả năng sinh lời của công ty.

Trong đó : (Xem chi tiết tại PHỤ LỤC 1: Bảng 3)

Z1 : Tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản

Z2 : Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản

Z3 : Tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản

TSCDHH: Tỷ lệ tài sản cố định hữu hình

THUE_DN: Thuế thuế thu nhập doanh nghiệp

QUI_MO: Qui mô doanh nghiệp

ROE: Tỷ suất sinh lợi trên vốn cổ phần

ROA: Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản

VON_GOV: Tỷ lệ vốn góp nhà nước

Thu thập và xử lý dữ liệu

Dữ liệu trong nghiên cứu này được thu thập từ Báo cáo tài chính đã được kiểm toán, tuân theo chuẩn mực kế toán Việt Nam, của 30 doanh nghiệp có vốn hóa lớn nhất trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP.HCM hiện nay.

HỒ CHÍ MINH cung cấp

Giai đoạn 2007-2011 đánh dấu sự hội nhập sâu rộng của Việt Nam vào nền kinh tế toàn cầu, diễn ra sau khi Việt Nam gia nhập WTO vào năm 2006 Năm 2011 chứng kiến nhiều sự kiện quan trọng, bao gồm việc có hiệu lực của nhiều luật và quy định tài chính, cũng như việc thực hiện các cam kết quốc tế Thị trường chứng khoán Việt Nam gặp nhiều khó khăn, liên tục giảm và đi ngang trong suốt năm, trong khi các doanh nghiệp phải đối mặt với thách thức lớn về vốn và tín dụng Thời kỳ này không chỉ phản ánh những biến động của nền kinh tế thế giới mà còn tăng tính thực tiễn cho nghiên cứu hiện tại.

Nguồn dữ liệu được thu thập từ các trang www.cafef.vn và www.hsx.vn trong khoảng thời gian từ ngày 19/4/2012 đến 24/4/2012 Để xem chi tiết danh sách các công ty được sử dụng trong việc kiểm định mô hình, vui lòng truy cập vào liên kết tương ứng.

Dữ liệu trong bài viết được thu thập từ 30 doanh nghiệp lớn nhất trên sàn chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) Tuy nhiên, trong giai đoạn 2007-2011, một số doanh nghiệp mới được thành lập hoặc niêm yết giữa thời gian này không có số liệu từ các năm trước, và báo cáo tài chính của họ không được công bố đầy đủ trên các phương tiện truyền thông và sở giao dịch chứng khoán.

Dữ liệu thu thập được là dữ liệu dạng bảng không cân bằng (Unbalanced panel data), tuy nhiên để đơn giản hóa và nâng cao hiệu quả trong mô hình hồi quy.

Bài nghiên cứu này áp dụng phương pháp phân tích hồi quy bội chéo, dựa trên kết quả xử lý số liệu thống kê từ phần mềm SPSS 16.0 Các tác giả đã áp dụng phương pháp này trong môi trường các quốc gia đang phát triển tương tự như Việt Nam, tuy nhiên, do điều kiện thị trường vốn, cơ hội và khả năng tăng trưởng khác nhau ở mỗi quốc gia và doanh nghiệp, nên kết quả nghiên cứu sẽ có sự khác biệt Do đó, việc sử dụng phương pháp này là hợp lý trong nghiên cứu.

Dữ liệu sử dụng để kiểm định mô hình trong nghiên cứu này được tác giả tự tính toán từ các số liệu cơ sở đã thu thập Để biết thêm chi tiết về số liệu kiểm định mô hình, vui lòng tham khảo PHỤ LỤC 3.

NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU (Results)

Thống kê mô tả

Xem chi tiết kết quả thống kê mô tả về các biến phụ thuộc và độc lập (biến giải thích) qua các năm tại PHỤ LỤC 4

4.1.1 Về các biến phụ thuộc

B ảng 4.1: Tổng hợp kết quả thống k ê v ề tỷ lệ nợ từ năm 2007 -2011

Z2 (Tỷ lệ nợ dài hạn)

Z3 (Tỷ lệ nợ ngắn hạn) Năm %

Bảng 4.1 trình bày tỷ lệ tổng nợ, nợ dài hạn và nợ ngắn hạn của các doanh nghiệp nghiên cứu từ năm 2007 đến 2011 Năm 2010, tỷ lệ tổng nợ trung bình đạt 54.40%, với nợ dài hạn trung bình 20.95% và nợ ngắn hạn trung bình 31.18%, là mức cao nhất trong giai đoạn này Đặc biệt, tỷ lệ tổng nợ có lúc lên đến 122.52%, phản ánh áp lực tài chính mà các doanh nghiệp Việt Nam phải đối mặt do khủng hoảng tài chính toàn cầu, một hệ quả không mong muốn từ việc gia nhập WTO Mặc dù năm 2011 chứng kiến sự giảm nhẹ trong các tỷ lệ nợ, nhưng vẫn duy trì ở mức cao so với toàn bộ giai đoạn.

4.1.2 Về các biến giải thích hay độc lập

B ảng 4.2: Tổng hợp kết quả thống k ê trung bình v ề các biến giải thích TSCDHH, THUE_DN VÀ QUI_MO t ừ năm 2007 -2011

B ảng 4.3: Tổng hợp kết quả thống k ê trung bình v ề các biến giải thích T_KHOAN và VON_GOV t ừ năm 2007 -2011

Tỷ lệ tài sản cố định hữu hình trung bình của các doanh nghiệp đạt 14.60% vào năm 2007, cao nhất trong giai đoạn 2007-2011, nhưng đã giảm dần xuống 10.29% vào năm 2011 Trong khi đó, tỷ lệ thuế thu nhập doanh nghiệp thực nộp có xu hướng tăng lên vào cuối giai đoạn, với mức trung bình -32.67% vào năm 2007, cho thấy các doanh nghiệp đã được hưởng nhiều ưu đãi thuế khi Việt Nam gia nhập WTO Tuy nhiên, các ưu đãi này dần bị cắt giảm theo lộ trình cam kết gia nhập WTO Bên cạnh đó, quy mô doanh nghiệp cũng tăng từ 29.35 lên 30.28 lần trong cùng thời gian.

Tỷ suất trung bình sinh lợi trên vốn cổ phần (ROE) của các doanh nghiệp Việt Nam đạt 14,39% vào năm 2007, tăng lên đỉnh điểm 20,25% vào năm 2009, năm ghi nhận sự bùng nổ doanh số Tuy nhiên, ROE nhanh chóng giảm xuống còn 13,83% vào năm 2011, khi các doanh nghiệp phải đối mặt với khủng hoảng tài chính và lạm phát nghiêm trọng.

Tỷ suất sinh lợi trung bình trên tài sản (ROA) và tỷ suất sinh lợi trên vốn cổ phần (ROE) có mối quan hệ tỷ lệ thuận, cho thấy sự hợp lý trong hoạt động kinh doanh Tuy nhiên, hệ số thanh khoản trung bình giảm nhanh theo thời gian, phản ánh nhu cầu vốn gia tăng và việc sử dụng nợ nhiều hơn trong những năm gần đây, dẫn đến khả năng thanh toán nợ của doanh nghiệp giảm sút Tình trạng này cảnh báo về khó khăn trong tín dụng và nguy cơ kiệt quệ tài chính, đặc biệt là đối với các doanh nghiệp nhỏ, trong khi các doanh nghiệp lớn vẫn duy trì mức độ an toàn tương đối.

Trong giai đoạn 2010-2011, ngân hàng nhà nước đã thắt chặt tín dụng, khiến nhiều doanh nghiệp rơi vào tình trạng khó khăn về vốn, dẫn đến kiệt quệ tài chính và thậm chí là phá sản Tỷ lệ vốn góp của chính phủ vào các doanh nghiệp duy trì ổn định ở mức trung bình 25%, chủ yếu do đặc thù của các doanh nghiệp lớn ở Việt Nam, phần lớn có nguồn gốc từ doanh nghiệp nhà nước được cổ phần hóa.

Tương quan giữa các nhân tố

Nghiên cứu này sử dụng phương pháp Pearson Correlation để kiểm định tương quan đơn giữa các nhân tố, từ đó xây dựng ma trận tương quan Pearson Kết quả kiểm định tương quan giữa các nhân tố được trình bày chi tiết tại PHỤ LỤC 5.

4.2.1 Tương quan giữa nhân tố TSCDHH và đòn bẩy tài chính (Z1, Z2, và Z3)

B ảng 4.4: Tổng hợp kết quả kiểm định biến TSCDHH (xem PHỤ LỤC 5)

Hệ số tương quan (Pearson Correlation)

*, ** và ***: có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, 1%, 10%

Bảng 4.4 cho thấy các hệ số tương quan Pearson đều mang dấu âm, chứng tỏ tài sản cố định hữu hình (TSCDHH) có mối tương quan nghịch với đòn bẩy tài chính Z1, Z2, Z3 Tuy nhiên, đối với Z2, còn thiếu cơ sở thống kê để khẳng định mối tương quan này Điều này chỉ ra rằng doanh nghiệp sở hữu nhiều tài sản cố định hữu hình thì có xu hướng vay nợ ít hơn và ưu tiên tự tài trợ trước khi sử dụng nợ, phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng.

4.2.2 Tương quan giữa nhân tố THUE_DN và đòn bẩy tài chính (Z1, Z2, Z3)

B ảng 4.5: Tổng hợp kết quả kiểm định biến THUE_DN (xem PHỤ LỤC 5)

Trong bảng 4.5, các hệ số tương quan giữa THUE_DN và tỷ số tổng nợ trên tổng tài sản (Z1) trong năm 2007 và 2011 đều mang dấu âm nhưng không đủ cơ sở để khẳng định ý nghĩa thống kê Ngược lại, từ năm 2008 đến 2010, các hệ số tương quan này đều dương và có ý nghĩa thống kê, cho thấy THUE_DN có mối tương quan thuận với Z1 Bên cạnh đó, THUE_DN cũng tương quan thuận với tỷ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (Z3) và có tương quan hỗn hợp với tỷ số nợ dài hạn trên tổng tài sản (Z2) Điều này chỉ ra rằng, khi các doanh nghiệp sử dụng nợ nhiều hơn, thuế suất thực nộp của họ cũng tăng lên.

4.2.3 Tương quan giữa nhân tố QUI_MO và đòn bẩy tài chính (Z1, Z2, và Z3)

B ảng 4.6: Tổng hợp kết quả kiểm định biến QUI_MO (xem PHỤ LỤC 5)

Theo bảng 4.6, các hệ số tương quan đều có giá trị dương, cho thấy mối tương quan thuận chặt chẽ giữa nhân tố quy mô và các nhân tố đòn bẩy tài chính Z1, Z2 và Z3 Điều này chứng tỏ rằng doanh nghiệp có quy mô hoạt động lớn thì càng sử dụng nhiều nợ và tỷ lệ đòn bẩy tài chính cũng cao hơn.

4.2.4 Tương quan giữa nhân tố ROE và đòn bẩy tài chính (Z1, Z2, và Z3)

B ảng 4.7: Tổng hợp kết quả kiểm định biến ROE (xem PHỤ LỤC 5)

Dựa vào bảng 4.7, có thể xác định rằng ROE có mối tương quan nghịch với đòn bẩy tài chính Z2 và tương quan thuận với Z3 Đối với Z1, ROE thể hiện mối tương quan hỗn hợp (+/-), tuy nhiên chưa có đủ cơ sở thống kê để khẳng định điều này.

4.2.5 Tương quan giữa nhân tố ROA và đòn bẩy tài chính (Z1, Z2, và Z3)

B ảng 4.8: Tổng hợp kết quả kiểm định biến ROA (xem PHỤ LỤC 5)

Theo bảng 4.8, các hệ số tương quan đều âm và có ý nghĩa thống kê, cho thấy mối tương quan nghịch chặt chẽ giữa chỉ số ROA và các yếu tố đòn bẩy tài chính Z1, Z2, Z3 Điều này chỉ ra rằng doanh nghiệp có tỷ suất sinh lợi trên tài sản cao thường sử dụng ít nợ hơn Xu hướng này phù hợp với thực tế tại Việt Nam, nơi các doanh nghiệp thường ưu tiên nguồn vốn tự tài trợ khi có khả năng.

4.2.6 Tương quan giữa nhân tố T_KHOAN và đòn bẩy tài chính (Z1, Z2, Z3)

B ảng 4.9: Tổng hợp kết quả kiểm định biến T_KHOAN (xem PHỤ LỤC 5)

Dựa trên bảng 4.8, có thể khẳng định rằng T_KHOAN có mối tương quan nghịch với các yếu tố đòn bẩy tài chính Z1, Z3 và tương quan thuận với Z2 Điều này cho thấy T_KHOAN có mối quan hệ vừa thuận vừa nghịch với các yếu tố đòn bẩy tài chính Doanh nghiệp có hệ số thanh khoản cao cho thấy khả năng trả nợ tốt và nguồn lực tài chính dồi dào, do đó thường ít sử dụng nợ và ngược lại Nhận định này cũng phù hợp với thuyết trật tự phân hạng.

4.2.7 Tương quan giữa nhân tố VON_GOV và đòn bẩy tài chính (Z1, Z2, Z3)

B ản g 4.10: T ổng hợp kết quả kiểm định biến VON_GOV (xem PHỤ LỤC 5)

Từ bảng 4.10, có thể thấy rằng VON_GOV có mối tương quan thuận với Z1 và Z2, trong khi đó mối tương quan với Z3 là hỗn hợp Tuy nhiên, hiện tại vẫn chưa đủ cơ sở thống kê để khẳng định mối tương quan này.

Doanh nghiệp có tỷ lệ góp vốn của nhà nước cao thường có tỷ lệ đòn bẩy tài chính lớn hơn Tại Việt Nam, nhiều doanh nghiệp lớn có nguồn gốc từ các doanh nghiệp nhà nước được cổ phần hóa, giúp họ dễ dàng tiếp cận nguồn tín dụng, đặc biệt trong những giai đoạn khó khăn như năm 2010 và 2011 Tuy nhiên, cơ chế quản lý và kiểm soát nợ ở các doanh nghiệp này còn thiếu minh bạch, tạo điều kiện cho các nhà quản lý lợi dụng để gia tăng sử dụng nợ phục vụ lợi ích cá nhân.

4.2.8 Tổng hợp kết quả kiểm định thực nghiệm từng nhân tố

B ảng 4.1 1: T ổng hợp kết quả kiểm định thực nghiệm từng nhân tố tr ên m ẫu VN

Kiểm định thực tế trên mẫu VN 30 Nhân tố kiểm định

ROE +/- Chưa kiểm định được - +

VON_GOV -/+ + Chưa kiểm định được

So sánh kết quả kiểm định của bài nghiên cứu với các tác giả khác trong phần nghiên cứu thực nghiệm, ta thấy :

Tài sản cố định hữu hình có mối quan hệ nghịch với đòn bẩy tài chính, điều này được xác nhận bởi nghiên cứu của Huang và Song (2002) về Trung Quốc, quốc gia có thể chế chính trị tương đồng với Việt Nam Khác với các tác giả khác trong nghiên cứu thực nghiệm, phát hiện này cho thấy sự khác biệt trong cách hiểu về mối quan hệ giữa tài sản cố định và đòn bẩy tài chính.

Quy mô doanh nghiệp có mối quan hệ tích cực với đòn bẩy tài chính, điều này được xác nhận qua các nghiên cứu thực nghiệm của nhiều tác giả.

- ROA tương quan nghịch với đòn bẩy tài chính Đúng với nghiên cứu của Bevan và Danbolt, và Song (2002)

- Tỷ lệ vốn góp của nhà nước tương quan thuận với tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản Đúng với Trần Hùng Sơn (2008).

Tác động tổng hợp của các nhân tố lên cấu trúc vốn

Xem chi tiết kết quả kiểm định tại PHỤ LỤC 6, PHỤ LỤC 7 và PHỤ LỤC 8, PHỤ LỤC 9, PHỤ LỤC 10, PHỤ LỤC 11

4.3.1 Giải thích kết quả kiểm định năm 2007

 K ết quả đối với h àm h ồi qui bội tổng thể

B ảng 4.1 2a: K ết quả kiểm định tác động tổng hợp của các nhân tố l ên c ấu trúc tài chính c ủa mẫu nghi ên c ứu vào năm 2007

Giá trị R 2 điều chỉnh cho thấy mức độ giải thích của các biến trong mô hình, với kết quả từ 49.7% đến 89.6%, cho thấy mô hình hồi quy bội có khả năng giải thích tốt sự biến thiên trong cấu trúc tài chính của Việt Nam.

Giá trị Sig của F rất nhỏ cho thấy mô hình hồi quy bội đang phù hợp với dữ liệu hiện có Sự kết hợp của các biến độc lập trong mô hình có khả năng giải thích sự biến đổi của biến phụ thuộc.

Các hệ số Durbin-Watson gần bằng 2, với điều kiện 1 < Durbin-Watson < 3, cho thấy mô hình không có hiện tượng tự tương quan giữa các biến Điều này có nghĩa là các phần dư không có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau.

B ảng 4.1 2b: K ết quả kiểm định tác động tổng hợp của các nhân tố l ên c ấu trúc tài chính c ủa mẫu nghi ên c ứu vào năm 2007 (tiếp theo)

TSCDHH THUE_DN QUI_MO ROE ROA T_KHOAN VON_GOV

Hệ số β của các nhân tố TSCDHH và T_KHOAN có dấu (-), cho thấy chúng có mối tương quan nghịch với tỷ lệ đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp Ngược lại, nhân tố VON_GOV thể hiện mối tương quan thuận với Z1, Z2 và tương quan nghịch với Z3 Tuy nhiên, khi xem xét các giá trị Sig tương ứng, các mối tương quan này không đạt ý nghĩa thống kê.

Các giá trị β của nhân tố THUE_DN đều âm, nhưng chỉ có mối tương quan với Z1 là có ý nghĩa thống kê Nhân tố QUI_MO thể hiện ý nghĩa thống kê khi tương quan thuận với Z1, Z3, nhưng không có ý nghĩa khi tương quan nghịch với Z2 ROA có mối tương quan nghịch chặt chẽ với cả ba biến Z1, Z2, Z3, trong khi ROE lại ngược lại với ROA Điều này cho thấy các doanh nghiệp có vốn cổ phần lớn thường tăng cường sử dụng nợ để tận dụng lợi ích từ tấm chắn thuế và tỷ suất sinh lợi của đòn bẩy tài chính Do đó, ROA tác động theo thuyết trật tự phân hạng, với xu hướng ưu tiên giữ lại nguồn lợi nhuận để tái đầu tư và giảm tỷ lệ nợ trong cấu trúc tài chính.

Các hàm ước lượng hồi qui trong trường hợp này là:

Z1 = -1.131 -0.156 * TSCDHH – 0.159 * THUE_DN + 0.057 * QUI_MO + 2.001 * ROE – 3.945 * ROA – 0.015 * T_KHOAN + 0.023 * VON_GOV

Z2 = 0.503 - 0.003 * TSCDHH - 0.148 * THUE_DN - 0.010 * QUI_MO + 0.426 * ROE – 1.593 * ROA – 0.010 * T_KHOAN + 0.026 * VON_GOV

Z3 = -1.961 - 0.063 * TSCDHH - 0.033 * THUE_DN + 0.076 * QUI_MO + 1.643 * ROE – 2.069 * ROA – 0.006 * T_KHOAN - 0.155 * VON_GOV

 K ết quả đối với h àm h ồi qui bội chuẩn hóa (hồi qui sau khi bỏ các biến giải thích không có ý ngh ĩa thống k ê)

Các hàm ước lượng hồi qui chuẩn hóa được viết lại như sau:

Z1 = -1.409 - 0.160 * THUE_DN + 0.065 * QUI_MO + 2.063 * ROE – 4.053 * ROA – 0.015 * T_KHOAN

Kết quả từ mô hình hồi quy cho thấy sự gia tăng đáng kể trong khả năng giải thích tác động của các yếu tố có ý nghĩa thống kê đối với các biến phụ thuộc so với mô hình ban đầu.

Lúc này tất cả các nhân tố còn lại đều mang ý nghĩa thống kê tốt Chi tiết xem PHỤ LỤC 9, 10, 11

Giá trị R 2 điều chỉnh dao động cao từ 23.6% đến 89.6%, chứng tỏ mô hình giải thích khá tốt sự biến thiên trong cấu trúc tài chính của Việt Nam

Giá trị Sig của F rất nhỏ cho thấy mô hình hồi quy bội phù hợp với dữ liệu hiện có Sự kết hợp của các biến độc lập trong mô hình có khả năng giải thích sự thay đổi của biến phụ thuộc.

Từ bảng 4.13b, TSCDHH có mối tương quan thuận với Z1, Z2 và Z3 nhưng không có ý nghĩa thống kê Ngược lại, THUE_DN, QUI_MO và ROE đều tương quan thuận với Z1, Z2, Z3; trong đó, THUE_DN chỉ có ý nghĩa thống kê khi tương quan với Z1, còn QUI_MO và ROE có ý nghĩa thống kê với Z1 và Z3 Nhân tố ROE lại có mối tương quan nghịch với Z1, Z2, Z3, nhưng chỉ có ý nghĩa thống kê với Z1 và Z3 T_KHOAN tương quan nghịch và có ý nghĩa thống kê với Z1 và Z3 Cuối cùng, VON_GOV có mối tương quan thuận với Z1, Z2 và nghịch với Z3 nhưng không có ý nghĩa thống kê.

Z1 = -1.977 + 0.188 * TSCDHH – 0.816 * THUE_DN + 0.079 * QUI_MO + 1.138 * ROE – 2.905 * ROA – 0.05 * T_KHOAN + 0.065 * VON_GOV

Z2 = -0849 + 0.193 * TSCDHH + 0.314 * THUE_DN + 0.031 * QUI_MO + 0.333 * ROE – 1.151 * ROA – 1.151 * T_KHOAN + 0.006 * VON_GOV

Z3 = -1.399 + 0.068 * TSCDHH + 0.282 * THUE_DN + 0.057 * QUI_MO + 0.883 * ROE – 1.708 * ROA – 0.008 * T_KHOAN + 0.062 * VON_GOV

Z1 = -2.112 + 0.720 * THUE_DN + 0.085 * QUI_MO + 1.084 * ROE – 2.518 * ROA – 0.005 * T_KHOAN

Z3 = -1.377 + 0.058 * QUI_MO + 0.870 * ROE – 1.716 * ROA – 0.007 * T_KHOAN

Kết quả từ mô hình hồi quy mới cho thấy sự gia tăng đáng kể trong khả năng giải thích tác động của các yếu tố có ý nghĩa thống kê đối với các biến phụ thuộc, so với mô hình ban đầu Đặc biệt, đối với yếu tố THUE_DN, mô hình mới đã chỉ ra sự thay đổi trong mối tương quan với Z1.

Bảng 4.14a: Kết quả kiểm định tác động tổng hợp của các nhân tố lên cấu trúc tài chính của mẫu nghiên cứu vào năm 2009

Giá trị R 2 điều chỉnh trong mô hình Z3 giảm từ 26.8% xuống còn 6.5% so với năm 2008, nhưng mô hình này vẫn có khả năng giải thích tốt sự biến thiên trong cấu trúc tài chính của Việt Nam.

Giá trị Sig của F rất nhỏ cho thấy mô hình hồi quy bội đang được áp dụng phù hợp với tập dữ liệu hiện tại Sự kết hợp của các biến độc lập trong mô hình có khả năng giải thích sự biến đổi của biến phụ thuộc.

Trong bảng 4.14b, TSCDHH có mối tương quan nghịch với Z1 và tương quan thuận với Z2, Z3, nhưng không có ý nghĩa thống kê THUE_DN tương quan thuận với Z1, Z3 và nghịch với Z2, chỉ có ý nghĩa thống kê với Z1 Nhân tố QUI_MO có mối tương quan thuận nhưng không có ý nghĩa thống kê với cả ba biến phụ thuộc ROE có mối tương quan thuận và có ý nghĩa thống kê với Z1, Z2, trong khi ROA lại ngược với ROE T_KHOAN có mối tương quan nghịch nhưng có ý nghĩa thống kê với cả Z1 và Z3 VON_GOV chỉ có ý nghĩa thống kê khi tương quan thuận với Z1.

Z1 = -0.561 - 0.052 * TSCDHH + 0.705 * THUE_DN + 0.035 * QUI_MO + 0.889 * ROE – 2.691 * ROA – 0.011 * T_KHOAN + 0.131 * VON_GOV

Z2 = 0.237 + 0.077 * TSCDHH - 0.368 * THUE_DN + 0.015 * QUI_MO + 1.045 * ROE – 2.187 * ROA + 0.002 * T_KHOAN + 0.131 * VON_GOV

Z3 = -0.733 + 0.009 * TSCDHH + 1.149 * THUE_DN + 0.033 * QUI_MO - 0.156 * ROE – 0.127 * ROA – 0.013 * T_KHOAN - 0.150 * VON_GOV

Z1 = 0.435 + 1.077 * THUE_DN + 0.948 * ROE – 3.030 * ROA – 0.013 * T_KHOAN + 0.183 * VON_GOV

Kết quả từ mô hình hồi quy cho thấy sự gia tăng đáng kể trong khả năng giải thích tác động của các yếu tố có ý nghĩa thống kê đối với các biến phụ thuộc so với mô hình ban đầu.

Giá trị R 2 điều chỉnh nằm trong khoảng 18.2% đến 83.5%,

Giá trị Sig của F rất nhỏ cho thấy mô hình hồi quy bội đang phù hợp với tập dữ liệu hiện tại Sự kết hợp của các biến độc lập trong mô hình có khả năng giải thích sự biến đổi của biến phụ thuộc.

Các nhân tố QUI_MO và ROE có mối tương quan thuận và có ý nghĩa thống kê với Z1 Ngược lại, ROA lại có mối tương quan nghịch với Z1 nhưng cũng mang ý nghĩa thống kê Bên cạnh đó, T_KHOAN tương quan thuận với Z3, trong khi VON_GOV có mối tương quan thuận với Z1 và cả hai đều có ý nghĩa thống kê.

Z1 = -0.923 - 0.121 * TSCDHH - 0.77 * THUE_DN + 0.051 * QUI_MO + 0.954 * ROE – 2.671 * ROA – 0.024 * T_KHOAN + 0.184 * VON_GOV

Z2 = 01.250 - 0.221 * TSCDHH - 0.935 * THUE_DN + 0.054 * QUI_MO + 0.575 * ROE – 1.710 * ROA + 0.014 * T_KHOAN + 0.098 * VON_GOV

Z3 = 0.592 + 0.141 * TSCDHH + 0.578 * THUE_DN - 0.010 * QUI_MO + 0.580 * ROE – 0.906 * ROA – 0.057 * T_KHOAN + 0.017 * VON_GOV

Z1 = -1.308 + 0.62 * QUI_MO + 1.189 * ROE – 3.103 * ROA + 0.150 * VON_GOV Z3 = 0.473 – 0.75 * T_KHOAN

Tiêu đề	Các Nhân Tố Tác Động Đến Cấu Trúc Vốn Của Các Công Ty Niêm Yết Trên Hose Thuộc Nhóm VN-Index30
Trường học	Trường Đại Học Kinh Tế Tp.Hcm
Chuyên ngành	Tài Chính Doanh Nghiệp
Thể loại	Khóa Luận Tốt Nghiệp

Định dạng
Số trang	127
Dung lượng	1,91 MB