Gi ớ i thi ệ u
Quan đ i ể m lý thuy ế t v ề tác độ ng c ủ a thu ế thu nh ậ p
2.1.1 Quan điểm M&M về lợi thế từ thuế của việc vay nợ:
Lý thuyết M&M, được phát triển bởi hai nhà nghiên cứu Modigliani và Miller vào năm 1958, khẳng định rằng trong một thị trường hoàn hảo, cấu trúc vốn không ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp Theo đó, việc tài trợ cho doanh nghiệp thông qua nợ hay vốn cổ phần đều có tác động tương đương.
V khi có nợ = V khi không có nợ
(V là giá trị doanh nghiệp)
M&M (1963) là người đầu tiên chứng minh vai trò quan trọng của lợi ích thuế từ nợ trong doanh nghiệp Dưới giả định thị trường hoàn hảo và sự hiện diện của thuế thu nhập doanh nghiệp, M&M chỉ ra rằng giá trị của công ty sẽ tăng tương ứng với giá trị hiện tại của lợi ích từ tấm chắn thuế nợ trong tương lai.
V khi có nợ = V khi không có nợ + TcD
(Tc là thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp, D là nợ vay)
Miller (1977) đã chỉ ra vai trò quan trọng của thuế thu nhập cá nhân trong việc quyết định cấu trúc vốn của doanh nghiệp Ông đã mô tả ảnh hưởng của thuế thu nhập đến lựa chọn cấu trúc vốn thông qua một mô hình cụ thể.
V khi có nợ = V khi không có nợ + [1- (1-Tc)(1-Ts)/(1-Tp)]D
Tc là thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp, Tp là thuế suất thuế thu nhập cá nhân áp dụng cho lãi vay, và Ts là thuế suất thuế thu nhập cá nhân đối với lợi nhuận từ vốn cổ phần, bao gồm thu nhập từ cổ tức và lãi vốn từ chênh lệch giá cổ phần D là tổng nợ vay của doanh nghiệp.
Dưới những giả định nhất định, Miller kết luận rằng lợi ích thuế từ phát hành nợ ở cấp độ doanh nghiệp sẽ bị cạn kiệt ở cấp độ thuế thu nhập cá nhân, và trong trạng thái cân bằng giá trị doanh nghiệp, điều này độc lập với cấu trúc vốn của nó, như lý thuyết M&M (1958) đã đề xuất Ông chứng minh rằng nếu các quy định về lãi vốn xóa bỏ hiệu quả thuế thu nhập cá nhân trên thu nhập vốn cổ phần, thì lợi ích tấm chắn thuế từ đòn bẩy tài chính doanh nghiệp sẽ biến mất hoàn toàn Cụ thể, lợi ích từ khấu trừ lãi vay ở cấp độ doanh nghiệp sẽ bị bù đắp bởi gánh nặng thuế thu nhập cá nhân từ lãi vay Theo quan điểm này, việc sử dụng nợ mang lại lợi ích từ thuế thu nhập doanh nghiệp nhưng không ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp, do đó không tạo ra sự khuyến khích vay nợ Đối với thuế thu nhập cá nhân, Miller và Scholes (1978) chỉ ra rằng khi doanh nghiệp trả lãi cho trái chủ, giá trị sau thuế của nhà đầu tư chỉ là 1(1-Tp) đồng, trong khi thu nhập từ vốn cổ phần phải chịu cả thuế doanh nghiệp và thuế cá nhân, dẫn đến giá trị sau thuế thấp hơn là 1(1-Tc)(1-Ts) đồng.
Như vậy, lợi thế từ thuế của 1 đồng lãi vay so với 1 đồng cổ tức là:
Khi lãi suất vay (1-Tp) lớn hơn thu nhập từ góp vốn cổ phần (1-Tc)(1-Ts), thuế thu nhập sẽ khuyến khích nhà đầu tư vay nợ thay vì sử dụng vốn cổ phần Ngược lại, nếu thu nhập từ góp vốn cao hơn, thì nhà đầu tư sẽ có xu hướng ưu tiên sử dụng vốn cổ phần.
Như vậy, lợi thế tương đối của nợ là (1-Tp)/ (1-Tc)(1-Ts).
Trong trường hợp đầu tiên, M&M giả định rằng lợi nhuận từ vốn cổ phần hoàn toàn được phân phối dưới dạng cổ tức và Tp bằng Ts Khi đó, lợi thế tương đối của nợ được xác định là 1/(1-Tc) và luôn lớn hơn 0, chỉ phụ thuộc vào thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp.
Trong trường hợp thứ hai, khi Tc thấp hơn Tp và Ts rất thấp, thuế thu nhập doanh nghiệp và thuế thu nhập cá nhân sẽ bù trừ lẫn nhau, dẫn đến việc lợi thế từ nợ không còn tồn tại, do đó chính sách nợ không còn là một yếu tố quan trọng.
Có thể suy ra từ lý thuyết M&M có điều chỉnh thuế hai điều sau:
- Các doanh nghiệp nên tài trợ 100% bằng nợ vì lợi ích biên của nợ là thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp.
- Giá trị doanh nghiệp sẽ tăng tuyến tính theo giá trị nợ vay do lợi ích từ tấm chắn thuế mang lại.
2.1.2 Quan điểm khác về lợi thế từ thuế của việc vay nợ:
Lý thuyết M&M đã tạo nền tảng cho các lý thuyết cấu trúc vốn hiện đại, với nhiều nhà nghiên cứu như Jensen và Meckling (1976; 1986), DeAngelo và Masulis đã đưa ra các luận điểm ủng hộ và bổ sung cho lý thuyết này.
(1980), Myers và Majluf (1984), Harris và Raviv (1991)… Các kết luận cơ bản mà những nhà nghiên cứu này tìm thấy là:
Sự khuyến khích tài trợ bằng nợ vay gia tăng khi thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp cao hơn, dẫn đến việc các doanh nghiệp với thuế suất khác nhau sẽ có tỷ lệ vay nợ tối ưu khác nhau Điều này phụ thuộc vào chi phí và lợi ích của việc vay nợ, cũng như các đặc điểm riêng của từng doanh nghiệp.
Thuế suất thuế thu nhập cá nhân cao áp dụng cho lãi vay có thể làm giảm động lực của doanh nghiệp trong việc sử dụng nợ Trong khi lãi vay không bị ảnh hưởng bởi thuế thu nhập doanh nghiệp, nó lại chịu tác động từ thuế thu nhập cá nhân Ngược lại, thu nhập từ vốn cổ phần phải chịu cả thuế thu nhập doanh nghiệp và thuế thu nhập cá nhân.
Giá trị doanh nghiệp tăng lên khi doanh nghiệp sử dụng nợ vay, cho đến khi chi phí biên bằng lợi ích biên từ việc vay nợ, đặc biệt đối với các doanh nghiệp phải chịu thuế thu nhập doanh nghiệp, trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi.
Nhiều nhà nghiên cứu, như Auerbach (1979), Bradford (1981), và Poterba cùng Summer (1985), chỉ ra rằng cổ đông phải chịu gánh nặng thuế từ thuế thu nhập cá nhân đối với cổ tức Khi thuế suất thuế thu nhập cá nhân cao, doanh nghiệp có xu hướng giữ lại lợi nhuận để tái đầu tư, vì đây là nguồn vốn có chi phí thấp Tuy nhiên, lợi nhuận từ việc tái đầu tư cũng sẽ bị đánh thuế thu nhập cá nhân trong tương lai.
Các nghiên c ứ u th ự c nghi ệ m v ề tác độ ng c ủ a thu ế thu nh ậ p đế n c ấ u trúc v ố n
Chúng ta sẽ xem xét các dẫn chứng thực nghiệm liên quan đến thuế trong lựa chọn vay nợ doanh nghiệp Những nghiên cứu thực nghiệm trước đây đã chỉ ra rằng có nhiều kiểm tra trực tiếp về mô hình tấm chắn thuế của nợ, giúp làm rõ mối liên hệ giữa thuế và quyết định vay nợ của doanh nghiệp.
*Givoly và các đồng sự (1992) thử nghiệm các ảnh hưởng của luật cải cách thuế năm 1986 trên thay đổi về đòn bẩy tài chính trong các doanh nghiệp
Ông thử nghiệm đòn bẩy tài chính liên quan đến luật cải cách thuế và tìm kiếm sự hỗ trợ cho các học thuyết cấu trúc vốn dựa trên khía cạnh thuế Xu hướng hiện nay cho thấy các doanh nghiệp đang giảm đòn bẩy tài chính do sự giảm thuế suất thu nhập doanh nghiệp theo quy định Bên cạnh đó, ông cũng phát hiện rằng thuế thu nhập cá nhân có tác động ngược chiều đến đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp.
Singh và Hamid (1992) chỉ ra rằng sự khác biệt về độ lớn và chiều hướng tác động của các yếu tố cấu trúc vốn giữa các quốc gia xuất phát từ sự khác nhau trong thuế, pháp luật và các yếu tố thể chế như chế độ kế toán và mức độ phát triển của thị trường tài chính Phát hiện này gián tiếp hỗ trợ cho mô hình thuế trong lý thuyết cấu trúc vốn.
Graham (1996) đã sử dụng thuế suất biên để phân tích ảnh hưởng của thuế đến cấu trúc vốn, khác với phương pháp của Givoly và các đồng sự (1992) chỉ dựa vào thuế suất trung bình trong quá khứ Ông đã hồi quy dữ liệu từ các doanh nghiệp Mỹ để xác định mối quan hệ giữa nợ và thuế suất biên, độ lệch chuẩn thuế suất biên, và thuế suất luật định Kết quả cho thấy có mối quan hệ dương giữa việc sử dụng nợ và thuế suất biên, đồng thời các công ty có thuế suất luật định cao hơn sẽ phát hành nhiều nợ hơn, trong khi những công ty có độ lệch chuẩn thuế suất biên lớn sẽ có hóa đơn thuế cao hơn và cũng phát hành nhiều nợ hơn Tuy nhiên, thuế thu nhập cá nhân không ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn nợ ở cấp độ cá nhân.
Antonious và các đồng sự (2002) đã phân tích dữ liệu từ Anh, Pháp và Đức, phát hiện sự khác biệt rõ rệt trong kết quả giữa các quốc gia liên quan đến biến thuế suất và các yếu tố khác Nghiên cứu này chỉ ra rằng thể chế và truyền thống quốc gia có ảnh hưởng đáng kể đến sự lựa chọn cấu trúc vốn.
Samuel G.H.Huang và Frank M.Song (2002) đã nghiên cứu hơn 1.000 doanh nghiệp niêm yết tại Trung Quốc trong giai đoạn 1994-2000 với chủ đề "Xác định cấu trúc vốn: bằng chứng từ Trung Quốc" Kết quả cho thấy rằng thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp không ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp, vì các công ty Trung Quốc chủ yếu sử dụng ít nợ dài hạn, ít nợ ngắn hạn và nhiều vốn cổ phần hơn so với các quốc gia phát triển như Mỹ, Đức và Nhật Bản.
Nghiên cứu của Muray Z.Fran và Vidhan K.Goyal (2003) đã xác định bảy nhân tố quan trọng ảnh hưởng đến quyết định cấu trúc vốn của các doanh nghiệp Mỹ, bao gồm lợi nhuận, quy mô, sự tăng trưởng, tài sản hữu hình, thuế, biến giả chi trả cổ tức và yếu tố kinh tế vĩ mô Kết quả cho thấy biến giả trả cổ tức có mối quan hệ ngược chiều với đòn bẩy tài chính, tức là các doanh nghiệp chi trả cổ tức thường sử dụng ít đòn bẩy hơn so với những doanh nghiệp không chi trả cổ tức.
Nghiên cứu của Ramesh P.Rao và Mounther Barakat (2012) phân tích 461 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại các thị trường chứng khoán trong liên minh Ả Rập từ 1996-2001, nhằm khám phá vai trò của thuế thu nhập trong cấu trúc vốn Các khu vực kinh tế trong liên minh này có sự khác biệt về thuế, cho phép kiểm tra ảnh hưởng của thuế thu nhập đối với lựa chọn cấu trúc vốn Nghiên cứu này là một trong số ít nghiên cứu về các yếu tố quyết định cấu trúc vốn bên ngoài nước Mỹ, đặc biệt tại các nước đang phát triển Kết quả cho thấy đòn bẩy tài chính có mối quan hệ tích cực với thuế suất biên thuế thu nhập doanh nghiệp, với các doanh nghiệp trong khu vực có thuế sử dụng nhiều nợ hơn Mặc dù giả định rằng thuế thu nhập cá nhân trên cổ tức ảnh hưởng ngược chiều đến đòn bẩy tài chính tại khu vực có thuế, nhưng thực nghiệm lại không chứng minh được điều này Hơn nữa, tấm chắn thuế phi nợ có ảnh hưởng tích cực đến cấu trúc vốn ở khu vực không thuế, nhưng không có tác động ở khu vực có thuế Quy mô, tài sản thế chấp và lợi nhuận cũng được xác định là những yếu tố ảnh hưởng đến đòn bẩy tài chính, trong khi rủi ro kinh doanh và tốc độ tăng trưởng không có tác động.
3 Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu:
Xây d ự ng các bi ế n s ố và gi ả thuy ế t nghiên c ứ u
Cấu trúc vốn của doanh nghiệp có mối liên hệ chặt chẽ với nhiều nhân tố, bao gồm cả yếu tố bên ngoài và bên trong Trong đó, các yếu tố bên trong như lợi nhuận, quy mô doanh nghiệp, tốc độ tăng trưởng, tài sản thế chấp, rủi ro kinh doanh, tấm chắn thuế phi nợ và thuế được nghiên cứu nhiều nhất vì chúng ảnh hưởng rõ rệt đến cấu trúc vốn Bài luận văn này chỉ tập trung vào các biến đại diện cho cấu trúc vốn (biến phụ thuộc) và các yếu tố nội tại tác động đến cấu trúc vốn (biến độc lập) do hạn chế trong việc thu thập dữ liệu và đặc điểm của nền kinh tế Việt Nam.
3.1.1 Đòn bẩy tài chính Đòn bẩy tài chính được sử dụng đại diện cho cấu trúc vốn của doanh nghiệp, đòn bẩy tài chính có thể được đo lường bằng nhiều tỷ số khác nhau, chẳng hạn như tỷ số tổng nợ trên tổng tài sản, tỷ số tổng nợ trên vốn cổ phần, tỷ số tổng tài sản trên vốn cổ phần…
Do hạn chế trong việc thu thập số liệu, tác giả chỉ sử dụng số liệu từ sổ sách để đo lường đòn bẩy tài chính thông qua tỷ số nợ trên tổng tài sản, coi đây là biến phụ thuộc trong bài luận văn.
Tỷ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (SDR) = Nợ ngắn hạn / Tổng tài sản
Tỷ số nợ dài hạn trên tổng tài sản (LDR) = Nợ dài hạn / Tổng tài sản
Tỷ số tổng nợ trên tổng tài sản (TDR) = Tổng nợ / Tổng tài sản
3.1.2 Thuế thu nhập doanh nghiệp (MTR)
Nghiên cứu của M&M chỉ ra rằng thuế có ảnh hưởng đáng kể đến cấu trúc vốn doanh nghiệp, với hầu hết các nghiên cứu khác cũng đồng tình rằng thuế thu nhập doanh nghiệp tác động mạnh đến quyết định tài chính Doanh nghiệp có thuế suất cao thường có xu hướng vay nợ nhiều hơn để tận dụng lợi ích từ tấm chắn thuế Khi thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp tăng, điều này khuyến khích doanh nghiệp sử dụng nợ vay thay vì các nguồn vốn khác nhằm tối ưu hóa lợi nhuận Các nghiên cứu thực nghiệm của Givoly và cộng sự (1992), Graham (1996), và Ramesh P.Rao cùng Mounther Barakat (2012) đã khẳng định rằng thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp có mối quan hệ tích cực với đòn bẩy tài chính.
Giả thuyết nghiên cứu 1: Thuế thu nhập doanh nghiệp có mối quan hệ cùng chiều (+)với đòn bẩy tài chính.
Nhân tố thuế thu nhập doanh nghiệp được thể hiện qua biến MTR, được đo lường bằng tỷ lệ giữa thuế thu nhập doanh nghiệp phải nộp trong kỳ và lợi nhuận trước thuế.
MTR = thuế thu nhập doanh nghiệp phải nộp/ Lợi nhuận trước thuế
3.1.3 Thuế thu nhập cá nhân (DIV)
Nghiên cứu cho thấy lợi ích từ tấm chắn thuế tăng lên khi thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp cao hơn, dẫn đến việc doanh nghiệp sử dụng nợ nhiều hơn trong cấu trúc vốn Sự thay đổi trong thuế thu nhập cá nhân cũng ảnh hưởng đến cấu trúc vốn, khiến doanh nghiệp không chỉ tối thiểu hóa thuế thu nhập doanh nghiệp mà còn cả thuế chi trả từ lợi nhuận, bao gồm thuế thu nhập cá nhân Bài luận này sử dụng tỷ số cổ tức chi trả trên lợi nhuận sau thuế để thể hiện tác động của thuế thu nhập cá nhân lên lựa chọn nợ của doanh nghiệp Các doanh nghiệp có xu hướng gia tăng chi trả cổ tức thường hoạt động hiệu quả hơn và giữ lại nhiều lợi nhuận để tài trợ cho hoạt động, do đó ít sử dụng nợ hơn Nói cách khác, doanh nghiệp chi trả cổ tức có xu hướng sử dụng ít đòn bẩy tài chính hơn so với doanh nghiệp không chi trả cổ tức, như nghiên cứu của Muray Z Fran và Vidhan K Goyal (2003) đã chỉ ra Mối quan hệ giữa thuế thu nhập cá nhân và đòn bẩy tài chính là ngược chiều, theo nghiên cứu của Givoly và các đồng sự (1992).
Giả thuyết nghiên cứu 2: Thuế thu nhập cá nhân có mối quan hệ ngược chiều (-) với đòn bẩy tài chính.
Nhân tố thuế thu nhập cá nhân được thể hiện qua biến DIV, được đo lường bằng tỷ lệ cổ tức chi trả trong kỳ so với lợi nhuận sau thuế thu nhập doanh nghiệp.
DIV = cổ tức chi trả / lợi nhuận sau thuế thu nhập doanh nghiệp
3.1.4 Tấm chắn thuế phi nợ (NDTS):
Tấm chắn thuế phi nợ là giá trị chi phí khấu hao hàng năm của doanh nghiệp, với tỷ lệ đóng góp của chi phí khấu hao trong cơ cấu chi phí sản xuất được gọi là tỷ lệ đòn bẩy hoạt động Theo lý thuyết về chi phí phá sản, doanh nghiệp có tỷ lệ đòn bẩy hoạt động cao sẽ đối mặt với rủi ro kinh doanh gia tăng, dẫn đến chi phí phá sản cao hơn và nhiều vấn đề về chi phí đại diện liên quan đến nợ vay Do đó, doanh nghiệp nên cân nhắc lựa chọn tỷ lệ đòn bẩy tài chính thấp hơn để giảm thiểu rủi ro.
DeAngelo và Masulis (1980) nghiên cứu ảnh hưởng của tấm chắn thuế từ các nguồn phi nợ, cho rằng lợi ích tấm chắn thuế từ nợ chỉ phát huy hiệu quả khi các lợi ích từ nguồn khác như khấu hao, khoản lỗ và tín dụng thuế đầu tư bị triệt tiêu Họ lập luận rằng tấm chắn thuế từ khấu hao có thể thay thế cho lợi ích thuế từ nợ vay, dẫn đến việc các doanh nghiệp có tấm chắn thuế phi nợ lớn hơn sẽ có xu hướng sử dụng nợ ít hơn Do đó, theo mô hình của DeAngelo và Masulis, lợi ích tấm chắn thuế từ nợ bị ảnh hưởng bởi sự hiện diện của lợi ích tấm chắn thuế phi nợ, tạo ra mối quan hệ ngược chiều giữa đòn bẩy tài chính và tấm chắn thuế phi nợ Các nghiên cứu thực nghiệm của Givoly và cộng sự (1992), Graham (1996) cũng xác nhận mối tương quan âm giữa mức độ sử dụng nợ của công ty và tấm chắn thuế phi nợ.
Bradley và các đồng sự (1984) cùng Bathala và các đồng sự (1994) đã chỉ ra rằng có mối quan hệ dương giữa số lượng tấm chắn thuế phi nợ và mức độ nợ của doanh nghiệp Điều này trái ngược với các quan điểm truyền thống về tấm chắn thuế nợ và tấm chắn thuế phi nợ Mối tương quan dương này cho thấy rằng tấm chắn thuế phi nợ có thể đóng vai trò như một công cụ đảm bảo nợ, với tấm chắn thuế phi nợ cao hơn đồng nghĩa với giá trị tài sản thế chấp cao hơn.
Giả thuyết nghiên cứu 3: Tấm chắn thuế phi nợ có mối quan hệ cùng chiều (+) hoặc ngược chiều (-) với đòn bẩy tài chính.
Nhân tố tấm chắn thuế phi nợ được đưa vào mô hình bằng biến NDTS, đo lường bằng tỷ số khấu hao trên tổng tài sản.
NDTS = khấu hao/ tổng tài sản
3.1.5 Tài sản thế chấp (COLL):
Tài sản thế chấp, đại diện cho tổng tài sản hữu hình, giúp giảm thiểu tổn thất do thông tin bất đối xứng trong việc phát hành nợ có bảo đảm Các nghiên cứu chỉ ra rằng tài sản thế chấp không chỉ giảm nguy cơ cho người cho vay mà còn làm giảm chi phí đại diện liên quan đến nợ vay Hơn nữa, tài sản hữu hình có giá trị thanh lý cao hơn, khiến các chủ nợ sẵn sàng áp đặt nhiều hạn chế hơn đối với doanh nghiệp có ít tài sản hữu hình, từ đó gia tăng chi phí nợ vay Theo lý thuyết đánh đổi, các nghiên cứu thực nghiệm về cấu trúc vốn cũng xác nhận rằng nợ có mối quan hệ tích cực với tài sản hữu hình.
Giả thuyết nghiên cứu 4: Tài sản thế chấp có mối quan hệ cùng chiều (+) với đòn bẩy tài chính.
Nhân tố tài sản thế chấp được đưa vào mô hình bằng biến COLL, đo lường bằng tỷ trọng tài sản hữu hình trong tổng tài sản. sản
COLL = (hàng tồn kho + tài sản cố định + bất động sản đầu tư)/ tổng tài
3.1.6 Tốc độ tăng trưởng (GRO):
Theo lý thuyết chi phí đại diện, Myers (1977) cho rằng doanh nghiệp có đòn bẩy tài chính cao thường bỏ lỡ cơ hội đầu tư có lợi nhuận Do đó, những doanh nghiệp có tiềm năng tăng trưởng cao nên hạn chế sử dụng nợ và tăng cường vốn cổ phần để tránh chi phí đại diện liên quan đến nợ vay Điều này dẫn đến mối quan hệ ngược chiều giữa tốc độ tăng trưởng và đòn bẩy tài chính Nghiên cứu của Jensen và Meckling (1976) cũng xác nhận kết quả tương tự, trong khi nghiên cứu của Titman và Wessels (1988) tiếp tục ủng hộ mối quan hệ này.
Theo lý thuyết trật tự phân hạng, các doanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng cao thường cần nhiều vốn hơn, dẫn đến việc sử dụng vốn vay khi lợi nhuận giữ lại không đủ Nghiên cứu của Booth và các đồng sự (2001) cũng chỉ ra rằng tốc độ tăng trưởng có mối quan hệ tích cực với đòn bẩy tài chính.
Giả thuyết nghiên cứu 5: Tốc độ tăng trưởng có mối quan hệ cùng chiều (+) hoặc ngược chiều (-) với đòn bẩy tài chính.
Nhân tố tốc độ tăng trưởng được đưa vào mô hình bằng biến GRO, đo lường bằng tốc độ thay đổi doanh số bán hàng.
GRO = (doanh thu t – doanh thu t-1)/ doanh thu t-1
3.1.7 Quy mô doanh nghiệp (SIZE)
Theo lý thuyết đánh đổi, quy mô doanh nghiệp và nợ vay có mối quan hệ tích cực, vì các doanh nghiệp lớn thường đối mặt với rủi ro phá sản thấp hơn và chi phí phá sản cũng thấp hơn Hơn nữa, những doanh nghiệp lớn thường có sức đàm phán tốt hơn với các định chế tài chính, giúp họ dễ dàng tiếp cận nguồn vốn vay.
Theo Warner (1977), đòn bẩy tài chính có liên quan đến quy mô doanh nghiệp, với bằng chứng cho thấy chi phí phá sản có mối quan hệ ngược chiều với quy mô trong ngành đường sắt Rajan và Zingales (1995) cho rằng quy mô doanh nghiệp có thể phản ánh mối quan hệ ngược chiều và không có ý nghĩa với đòn bẩy tài chính ở các quốc gia có chi phí khủng hoảng tài chính thấp Các nghiên cứu trước đó chỉ ra rằng quy mô doanh nghiệp thường thể hiện mối quan hệ cùng chiều với nợ dài hạn và ngược chiều với nợ ngắn hạn, như được chỉ ra bởi Titman và Wessels (1988) Trong khi đó, nghiên cứu của Marsh (1982) và Booth cùng các đồng sự (2001) lại khẳng định rằng quy mô doanh nghiệp có mối quan hệ cùng chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài chính.
Giả thuyết nghiên cứu 6: Quy mô doanh nghiệp có mối quan hệ cùng chiều (+) hoặc ngược chiều (-) với đòn bẩy tài chính.
Nhân tố này được đưa vào mô hình bằng biến SIZE đo lường bằng Ln(doanh thu).
3.1.8 Rủi ro kinh doanh (VOL)
Ngu ồ n d ữ li ệ u
Bài luận văn này sử dụng dữ liệu từ báo cáo tài chính đã kiểm toán của 207 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, bao gồm Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) và Sở giao dịch chứng khoán TP.Hồ Chí Minh (HOSE), trong giai đoạn từ năm 2009 đến 2012 Dữ liệu không bao gồm các ngân hàng, công ty bảo hiểm, công ty chứng khoán và các quỹ đầu tư Các chỉ tiêu được sử dụng bao gồm nợ ngắn hạn, nợ dài hạn, tổng nợ, tổng tài sản, tài sản cố định, bất động sản đầu tư, hàng tồn kho, doanh thu, lợi nhuận, thuế thu nhập doanh nghiệp và cổ tức nhằm tính toán các chỉ số liên quan.
Báo cáo tài chính của các doanh nghiệp này được thiết lập trên cơ sở tuân thủ hệ thống chuẩn mực kế toán Việt Nam.
Nguồn số liệu trong bài viết được thu thập từ các Sở giao dịch chứng khoán và các công ty chứng khoán uy tín như CafeF, Vietstock, và Cophieu68 Tác giả tin tưởng vào độ tin cậy của những nguồn thông tin này Bài luận văn sử dụng bộ số liệu bắt đầu từ năm 2009, thời điểm Luật thuế thu nhập cá nhân có hiệu lực từ ngày 01/01/2009.
Mô hình nghiên c ứ u
Dựa trên kết quả từ các nghiên cứu thực nghiệm trước đây, tác giả đã xây dựng các giả thuyết và biến số liên quan đến cấu trúc vốn, với biến phụ thuộc là cấu trúc vốn và các biến độc lập bao gồm MTR, DIV, NDTS, COLL, GRO, SIZE, VOL, ROA Do sự tác động đồng thời của nhiều biến độc lập lên biến phụ thuộc (SDR, LDR, TDR) và việc thu thập dữ liệu ở dạng bảng, tác giả đã áp dụng mô hình hồi quy phân tích dữ liệu bảng với phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) Phần mềm SPSS 16.0 được sử dụng để phân tích ảnh hưởng của thuế (thuế thu nhập doanh nghiệp, thuế thu nhập cá nhân) và các biến độc lập khác đối với đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp.
Các hàm hồi quy sau đây được sử dụng trong phân tích luận văn này:
1.SDRi = β0 + β1MTRi + β2DIVi + β3NDTSi + β4COLLi + β5GROi + β6SIZEi + β7VOLi + β8ROAi + e.
2.LDRi = β0 + β1MTRi + β2DIVi + β3NDTSi + β4COLLi + β5GROi + β6SIZEi + β7VOLi + β8ROAi + e.
3.TDRi = β0 + β1MTRi + β2DIVi + β3NDTSi + β4COLLi + β5GROi + β6SIZEi + β7VOLi + β8ROAi + e.
SDR: tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản
LDR: tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản
TDR: tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản
MRT: thuế suất biên thuế thu nhập doanh nghiệp
DIV: tỷ lệ cổ tức chi trả trên lợi nhuận sau thuế
NDTS: tấm chắn thuế phi nợ
COLL: tỷ lệ tài sản hữu hình trên tổng tài sản
GRO: tốc độ tăng trưởng
SIZE: quy mô doanh nghiệp
VOL: rủi ro kinh doanh
ROA: tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản e: sai số β : hệ số hồi quy
T ổ ng h ợ p các gi ả thuy ế t nghiên c ứ u
Bảng 3.1 : Thống kê các biến số và giả thuyết nghiên cứu
Biến độc lập Ký hiệu
Chiều hướng tác động theo lý thuyết
Chiều hướng ảnh hưởng theo các kết quả đã nghiên cứu
Kỳ vọng chiều hướng của tác giả
Thuế thu nhập doanh nghiệp MTR + + +
Thuế thu nhập cá nhân DIV - - -
Tấm chắn thuế phi nợ NDTS - +/- +/-
Tài sản thế chấp COLL + + +
Tốc độ tăng trưởng GRO +/- +/- +/-
Quy mô doanh nghiệp SIZE +/- +/- +/-
Rủi ro kinh doanh VOL - - -
Nguồn: Tác giả tổng hợp
Ghi chú: (+): biến độc lập có mối quan hệ cùng chiều với đòn bẩy tài chính
(-): biến độc lập có mối quan hệ ngược chiều với đòn bẩy tài chính.
K ế t qu ả nghiên c ứ u
Kết quả thống kê mô tả các biến phụ thuộc và biến độc lập
Từ số liệu thu thập đã qua xử lý, tiến hành chạy số liệu từ chương trình SPSS 16.0, được kết quả sau:
Bảng 4.1: Kết quả thống kê các biến phụ thuộc
Nguồn: tính toán từ phần mềm SPSS 16.0
Tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản:
- Chỉ số SDR cao nhất là 0.823.
- Chỉ số SDR thấp nhất là 0.006.
- Chỉ số SDR trung bình là 0.3715.
Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản:
- Chỉ số LDR cao nhất là 0.628
- Chỉ số LDR thấp nhất là 0.
- Chỉ số LDR trung bình là 0.0918.
Tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản:
- Chỉ số TDR cao nhất là 1.333.
- Chỉ số TDR thấp nhất là 0.006.
- Chỉ số TDR trung bình là 0.4634.
Kết quả thống kê từ bảng 4.1 cho thấy các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn 2009 – 2012 sử dụng đòn bẩy tài chính cao, với tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản trung bình đạt 46.34% Đặc biệt, nợ ngắn hạn chiếm ưu thế với tỷ lệ 37.15%, trong khi nợ dài hạn chỉ là 9.18% Điều này cho thấy quản trị tài chính chưa được đánh giá đúng mức, và việc lựa chọn nguồn vốn chủ yếu dựa vào sự dễ dàng tiếp cận thay vì tuân theo các nguyên tắc quản trị tài chính hiện đại.
Nhiều doanh nghiệp tại Việt Nam hiện nay sử dụng nguồn vốn ngắn hạn để đầu tư dài hạn, tuy nhiên trái phiếu doanh nghiệp và cho thuê tài chính lại là những nguồn tài trợ hiệu quả và phổ biến trên toàn cầu Nguyên nhân chính là do thị trường trái phiếu Việt Nam chưa phát triển mạnh mẽ và doanh nghiệp vẫn thiếu hiểu biết cũng như thói quen sử dụng các nguồn tài trợ này Mặc dù nợ ngắn hạn dễ huy động và có rủi ro lãi suất dễ dự đoán, nhưng nó lại tạo áp lực về khả năng thanh toán cho doanh nghiệp và không phải là lựa chọn tối ưu cho các quyết định đầu tư dài hạn.
Bảng 4.2: Kết quả thống kê các biến độc lập
Statistic Statistic Statistic Statistic Statistic Statistic
MTR 828 -23.825 1.689 14996 8523 -26.929 085 759.376 170 DIV 828 000 20.526 53393 1.0773 15.447 085 277.556 170 NDTS 828 000 320 04923 06155 2.293 085 5.128 170 COLL 828 018 990 52352 20448 -.169 085 -.651 170 GRO 828 -.990 6.672 27273 89201 3.689 085 18.182 170 SIZE 828 19.506 31.282 26.6649 1.5407 -.029 085 487 170 VOL 828 -732.067 741.641 3.9171 67.3507 3.117 085 75.787 170 ROA 828 -.830 588 07693 091711 -.474 085 14.381 170
Nguồn: tính toán từ phần mềm SPSS 16.0
Thuế thu nhập doanh nghiệp:
-Chỉ số MTR cao nhất là 1.689.
-Chỉ số MTR thấp nhất là -23.825.
- Chỉ số MTR trung bình là 0.149.
Thuế thu nhập cá nhân:
- Chỉ số DIV cao nhất là 20.526.
- Chỉ số DIV thấp nhất là 0.
- Chỉ số DIV trung bình là 0.533.
Tấm chắn thuế phi nợ:
-Chỉ số NDTS cao nhất là 0.32.
-Chỉ số NDTS thấp nhất là 0.
- Chỉ số NDTS trung bình là 0.049.
- Chỉ số COLL cao nhất là 0.99.
- Chỉ số COLL thấp nhất là 0.018.
- Chỉ số COLL trung bình là 0.523.
- Chỉ số GRO cao nhất là 6.672.
- Chỉ số GRO thấp nhất là -0.99.
- Chỉ số trung bình là 0.272.
- Chỉ số SIZE cao nhất là 31.282.
- Chỉ số SIZE: thấp nhất là 19.506.
- Chỉ số SIZE trung bình là 26.664.
- Chỉ số VOL cao nhất là 741.641.
- Chỉ số VOL thấp nhất là -732.067.
- Chỉ số VOL trung bình là 3.917.
- Chỉ số ROA cao nhất là 0.588.
- Chỉ số ROA thấp nhất là -0.830.
- Chỉ số ROA trung bình là 0.076.
Luận văn này tập trung vào việc phân tích ảnh hưởng của thuế thu nhập doanh nghiệp (MTR) và thuế thu nhập cá nhân trên cổ tức (DIV) đối với lựa chọn cấu trúc vốn Tác giả sẽ thực hiện phân tích thống kê mô tả để làm rõ mối quan hệ giữa các biến này.
Theo bảng 4.2, tỷ lệ chi trả cổ tức của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn này cho thấy xu hướng ổn định và đáng chú ý.
Từ năm 2009 đến 2012, tỷ lệ lợi nhuận chi trả cổ tức bình quân đạt 53,39%, với các doanh nghiệp chủ yếu sử dụng lợi nhuận để chi trả cổ tức tiền mặt Điều này phản ánh tính chất non trẻ trong chính sách quản trị tài chính và sự phát triển của thị trường chứng khoán Việc các doanh nghiệp chạy đua để thỏa mãn yêu cầu của cổ đông có thể dẫn đến đánh giá sai lệch về khả năng sinh lời của doanh nghiệp Ngoài ra, chênh lệch giữa thuế suất thu nhập cá nhân đối với cổ tức tiền mặt (5%) và lãi vốn (20%) đã ảnh hưởng tiêu cực đến hoạt động doanh nghiệp, khiến họ phải sử dụng nguồn tài trợ bên ngoài với chi phí cao hơn cho việc tái đầu tư, từ đó làm giảm lợi nhuận trong dài hạn.
Thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp trung bình hiện nay là 14,99%, thấp hơn mức 25% theo quy định, nhằm hỗ trợ doanh nghiệp trong bối cảnh kinh tế khó khăn Chính phủ đã triển khai nhiều chính sách ưu đãi thuế, miễn, giảm thuế thu nhập doanh nghiệp để khuyến khích đầu tư trong nước và hỗ trợ doanh nghiệp nhà nước cổ phần hóa cũng như doanh nghiệp mới thành lập Những chính sách này có thể làm giảm hiệu quả của tấm chắn thuế, đồng thời lợi ích từ nợ vay cũng bị ảnh hưởng khi thuế suất giảm, nhưng thu nhập giữ lại sẽ tăng, tạo điều kiện cho doanh nghiệp phát triển chiến lược sản xuất kinh doanh chủ động và hiệu quả hơn.
K ế t qu ả ướ c l ượ ng mô hình h ồ i quy
Sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính để xem xét ảnh hưởng của các biến độc lập:
4.2.1 Hàm hồi quy đối với biến SDR như sau:
SDRi = β0 + β1MTRi + β2DIVi + β3NDTSi + β4COLLi + β5GROi + β6SIZEi + β7VOLi + β8ROAi + e.
Bảng 4.3: Kiểm định độ phù hợp của hàm hồi quy biến SDR (bảng phân tích phương sai ANOVA)
30.330 827 a Predictors: (Constant), ROA, MTR, DIV, VOL, NDTS,
COLL, SIZE, GRO b Dependent Variable: SDR
(Predictors: biến độc lập; Dependent Variable: biến phụ thuộc)
Để kiểm tra độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể, tác giả đã sử dụng kiểm định F, nhằm xác định xem biến phụ thuộc có mối liên hệ tuyến tính với tất cả các biến độc lập hay không Dữ liệu được tính toán từ phần mềm SPSS 16.0.
Theo bảng 4.3, trị thống kê F được tính từ giá trị R² điều chỉnh trong các mô hình đầy đủ có giá trị sig (p-value) rất nhỏ (sig 0.000), cho thấy có thể bác bỏ giả thuyết Ho rằng tất cả các hệ số hồi quy bằng 0, trừ hằng số β0 Điều này chứng tỏ mô hình hồi quy xây dựng là phù hợp với tập dữ liệu và có thể được sử dụng.
Bảng 4.4: Đo lường đa cộng tuyến của hàm hồi quy biến SDR
Zero- order Partial Part Tolerance VIF
Nguồn: Tính toán từ phần mềm SPSS 16.0
Trong nghiên cứu này, chúng tôi kiểm tra mức độ vi phạm giả thuyết trong mô hình hồi quy tuyến tính bằng cách đo lường hiện tượng đa cộng tuyến Mục tiêu là xác định xem các biến độc lập có mối tương quan với nhau hay không Nếu xảy ra đa cộng tuyến, các biến độc lập sẽ cung cấp thông tin tương tự nhau, dẫn đến khó khăn trong việc phân tích tác động của chúng lên biến phụ thuộc.
Theo quy tắc, khi chỉ số VIF lớn hơn 10, điều này cho thấy có dấu hiệu của đa cộng tuyến Trong ước lượng hồi quy, bảng 4.4 chỉ ra rằng chỉ số VIF của các biến đều có giá trị rất nhỏ, với giá trị cao nhất là 1.171 Điều này chứng tỏ rằng các biến độc lập không có mối tương quan với nhau và phù hợp với mô hình.
Bảng 4.5 : Đánh giá độ phù hợp của hàm hồi quy biến SDR
Std Error of the Estimate 160522
Sig F Change 000 a Predictors: (Constant), ROA, MTR, DIV,
VOL, NDTS, COLL, SIZE, GRO b Dependent Variable: SDR
Nguồn: tính toán từ phần mềm SPSS 16.0
Chỉ số R² điều chỉnh trong bảng 4.5 đạt 29.7% với giá trị Sig < 0.01, cho thấy các biến độc lập phù hợp với mô hình hồi quy Điều này chỉ ra rằng 29.7% sự biến thiên của tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản có thể được giải thích bởi mối liên hệ tuyến tính giữa biến SDR và các biến độc lập, với độ tin cậy 99% Tuy nhiên, chỉ số R² điều chỉnh này còn khá nhỏ, cho thấy vẫn còn nhiều yếu tố khác ảnh hưởng đến biến phụ thuộc SDR.
Bảng 4.6: Kiểm định mức ý nghĩa của hệ số hồi quy các biến độc lập trong hàm hồi quy biến SDR
Nguồn: tính toán từ phần mềm SPSS 16.0
Trong bảng 4.6, các biến MTR, COLL, SIZE có mối quan hệ thuận chiều với SDR, thể hiện qua hệ số beta dương Ngược lại, các biến DIV, NDTS, GRO, VOL, ROA có mối quan hệ ngược chiều với SDR với hệ số beta âm Tuy nhiên, khi xem xét giá trị Sig (p-value) của từng biến, chỉ có biến VOL không có ý nghĩa thống kê trong mô hình, với giá trị Sig là 0.466, lớn hơn 0.10, do đó không được sử dụng để giải thích biến SDR.
Do đó, khi loại biến VOL ra khỏi mô hình, có bảng kết quả mới như sau:
Bảng 4.7 : Đánh gía độ phù hợp của hàm hồi quy biến SDR Model
Std Error of the Estimate 160476
F Change df1 df2 Sig F Change
.000 a Predictors: (Constant), ROA, MTR, DIV,
NDTS, COLL, SIZE, GRO b Dependent Variable: SDR
Nguồn: tính toán từ phần mềm SPSS 16.0
Chỉ số R² điều chỉnh trong bảng 4.7 là 29.8%, với giá trị Sig < 0.01, cho thấy rằng các biến độc lập phù hợp với mô hình hồi quy Điều này cho thấy 29.8% sự biến thiên của tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản có thể được giải thích bởi mối liên hệ tuyến tính giữa biến SDR và bảy biến độc lập, với độ tin cậy 99%.
Bảng 4.8: Kiểm định mức ý nghĩa của hệ số hồi quy các biến độc lập trong hàm hồi quy biến SDR
Theo bảng 4.8, các biến GRO, SIZE, ROA đều có ý nghĩa thống kê ảnh hưởng đến tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản với mức ý nghĩa 1%, tiếp theo là biến NDTS với mức ý nghĩa 5%, và cuối cùng là các biến COLL, DIV, MTR với mức ý nghĩa 10% Mức độ tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập và biến SDR được xếp hạng theo thứ tự: ROA, SIZE, GRO, NDTS, COLL, DIV, MTR.
Hàm hồi quy cụ thể đối với biến SDR:
SDR = -0.655 + 0.011MTR – 0.009DIV – 0.211NDTS + 0.054COLL – 0.036GRO + 0.040SIZE – 0.733ROA + e
4.2.2 Hàm hồi quy đối với biến LDR như sau:
LDRi = β0 + β1MTRi + β2DIVi + β3NDTSi + β4COLLi + β5GROi + β6SIZEi + β7VOLi + β8ROAi + e.
Bảng 4.9 : Kiểm định độ phù hợp của hàm hồi quy biến LDR (bảng phân tích phương sai ANOVA)
12.483 827 a Predictors: (Constant), ROA, MTR, DIV, VOL, NDTS,
COLL, SIZE, GRO b Dependent Variable: LDR
Nguồn: tính toán từ phần mềm SPSS 16.0
Bảng 4.9 cho thấy trị thống kê F được tính từ giá trị R² điều chỉnh trong các mô hình đầy đủ, với giá trị sig (p-value) rất nhỏ (sig 0.000) Điều này cho thấy có thể an toàn bác bỏ giả thuyết rằng tất cả các hệ số hồi quy bằng 0, ngoại trừ hằng số β0 Như vậy, mô hình hồi quy được xây dựng là phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng.
Bảng 4.10: Đo lường đa cộng tuyến của hàm hồi quy biến LDR
Collinearity Statistics Zero-order Partial Part Tolerance VIF
Nguồn: tính toán từ phần mềm SPSS 16.0
Bảng 4.10 trong ước lượng hồi quy cho thấy chỉ số VIF của các biến rất nhỏ, với giá trị cao nhất là 1.171, điều này chứng tỏ rằng các biến độc lập không có mối tương quan với nhau và hoàn toàn phù hợp với mô hình.
Bảng 4.11 : Đánh giá độ phù hợp của hàm hồi quy biến LDR Model
Summary a Predictors: (Constant), VOL, MTR, NDTS, DIV, COLL, SIZE, ROA, GRO b Dependent Variable: LDR
Nguồn: tính toán từ phần mềm SPSS 16.0
Std Error of the Estimate 108901
F Change df1 df2 Sig F Change
Chỉ số R² điều chỉnh trong bảng 4.11 là 21.4%, với giá trị Sig < 0.01, cho thấy các biến độc lập phù hợp với mô hình hồi quy Điều này chỉ ra rằng 21.4% sự biến thiên của tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản có thể được giải thích bởi mối quan hệ tuyến tính giữa biến LDR và các biến độc lập, với độ tin cậy 99% Tuy nhiên, chỉ số R² điều chỉnh này khá nhỏ, cho thấy mức độ tương quan giữa biến LDR và các biến độc lập là thấp, và vẫn còn nhiều yếu tố khác ảnh hưởng đến biến phụ thuộc LDR.
Bảng 4.12: Kiểm định mức ý nghĩa của hệ số hồi quy các biến độc lập trong hàm hồi quy biến LDR
Nguồn: tính toán từ phần mềm SPSS 16.0
Trong bảng 4.12, các biến MTR, COLL, SIZE có mối quan hệ thuận chiều với biến LDR với hệ số beta dương, trong khi các biến DIV, NDTS, GRO, VOL, ROA có mối quan hệ ngược chiều với LDR với hệ số beta âm Tuy nhiên, giá trị Sig của các biến MTR, DIV, VOL cho thấy chúng không có ý nghĩa thống kê trong mô hình, với giá trị Sig lần lượt là 0.248, 0.778, 0.977, đều lớn hơn 0.10, do đó không thể dùng để giải thích biến LDR.
Do đó, khi loại ba biến MTR, DIV, VOL ra khỏi mô hình, có bảng kết quả mới như sau:
Bảng 4.13 : Đánh giá độ phù hợp của hàm hồi quy biến LDR Model
Std Error of the Estimate 108795
F Change df1 df2 Sig F Change
.000 a Predictors: (Constant), ROA, NDTS, COLL,
SIZE, GRO b Dependent Variable: LDR
Nguồn: tính toán từ phần mềm SPSS 16.0
Chỉ số R² điều chỉnh là 21.6% với giá trị Sig < 0.01 cho thấy các biến độc lập phù hợp với mô hình hồi quy, đồng thời cho biết 21.6% sự biến thiên của tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản được giải thích bởi mối quan hệ tuyến tính với biến LDR, với độ tin cậy 99% Tuy nhiên, chỉ số R² điều chỉnh này còn thấp, cho thấy vẫn còn nhiều yếu tố khác ảnh hưởng đến biến phụ thuộc LDR.
Bảng 4.14: Kiểm định mức ý nghĩa của hệ số hồi quy các biến độc lập trong hàm hồi quy biến LDR
Nguồn: tính toán từ phần mềm SPSS 16.0
Kết quả từ bảng 4.14 cho thấy giá trị Sig của các biến NDTS, COLL, SIZE, ROA đều có ý nghĩa thống kê, ảnh hưởng đến tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản với mức ý nghĩa 1%, trong khi biến GRO có mức ý nghĩa 5% Mức độ tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập và biến LDR được sắp xếp theo thứ tự mạnh yếu là: COLL, NDTS, ROA, SIZE, GRO.
Hàm hồi quy cụ thể biến LDR
LDR = -0.275 – 0.405NDTS + 0.157COLL – 0.010GRO + 0.012SIZE – 0.249ROA + e
4.2.3 Hàm hồi quy đối với biến TDR như sau:
TDRi = β0 + β1MTRi + β2DIVi + β3NDTSi + β4COLLi + β5GROi + β6SIZEi + β7VOLi + β8ROAi + e.
Bảng 4.15: Kiểm định độ phù hợp của hàm hồi quy biến TDR (bảng phân tích phương sai ANOVA)
47.269 827 a Predictors: (Constant), VOL, MTR, NDTS, DIV, COLL,
SIZE, ROA, GRO b Dependent Variable: TDR
Nguồn: tính toán từ phần mềm SPSS 16.0
Bảng 4.15 cho thấy trị thống kê F được tính từ giá trị R² điều chỉnh trong các mô hình đầy đủ, với p-value rất nhỏ (sig 0.000), cho phép bác bỏ giả thuyết rằng tất cả các hệ số hồi quy bằng 0, ngoại trừ hằng số β0 Điều này chứng tỏ mô hình hồi quy được xây dựng là phù hợp với tập dữ liệu và có thể được sử dụng.
Bảng 4.16: Đo lường đa cộng tuyến của hàm hồi quy biến TDR Coefficients a a Dependent Variable: TDR
Nguồn: tính toán từ phần mềm SPSS 16.0
Correlations Collinearity Statistics Zero-order Partial Part Tolerance VIF
Tổng kết ảnh hưởng của các biến độc lập tới biến phụ thuộc
Biến độc lập Ký hiệu
Chiều hướng tác động theo lý thuyết
Thuế thu nhập doanh nghiệp
Thuế thu nhập cá nhân DIV - -(***) -(***)
Tấm chắn thuế phi nợ NDTS - -(**) -(*) -(*)
Tài sản thế chấp COLL + +(***) +(*) +(*)
Tốc độ tăng GRO +/- -(*) -(**) -(*) trưởng
Quy mô doanh nghiệp SIZE +/- +(*) +(*) +(*)
Rủi ro kinh doanh VOL -
Nguồn: tác giả tổng hợp Ghi chú:
(+/-): biến độc lập ảnh hưởng cùng chiều/ ngược chiều biến phụ thuộc
(*), (**), (***): biến độc lập ảnh hưởng đến biến phụ thuộc với mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%
Bảng 4.21 cho thấy có bảy nhân tố có ảnh hưởng đến đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp:
Thuế Thu nhập doanh nghiệp (MTR) có mối quan hệ thuận chiều với tỷ lệ nợ ngắn hạn và tổng nợ trên tổng tài sản, với mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 10% và 5% Mặc dù cũng có mối quan hệ thuận chiều với tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản, nhưng không có ý nghĩa thống kê Kết quả này phù hợp với lý thuyết M&M, cho thấy thuế thu nhập doanh nghiệp ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp Doanh nghiệp nộp thuế cao nên sử dụng đòn bẩy tài chính để tận dụng lợi ích từ tấm chắn thuế, vì chi phí lãi vay được trừ vào thu nhập tính thuế Tuy nhiên, tấm chắn thuế có giá trị khác nhau giữa các doanh nghiệp; những doanh nghiệp có tấm chắn thuế nhưng không đủ khả năng trả lãi vay thường vay ít hơn so với những doanh nghiệp có lợi nhuận ổn định Các doanh nghiệp có khoản lỗ thuế lớn không nên vay Đối với biến LDR, không có ảnh hưởng rõ rệt, có thể do phần lớn nợ là nợ ngắn hạn và các hạn chế trong hoạch định cấu trúc vốn cũng như luật thuế.
Kết quả này phù hợp với nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới trước đây của Givoly và các đồng sự (1992), Graham (1996), Ramesh P.Rao và Mounther Barakat (2012?).
Thuế Thu nhập cá nhân (DIV) có mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ nợ ngắn hạn và tổng nợ trên tổng tài sản, với mức ý nghĩa thống kê 10% Mặc dù có mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản, nhưng không có ý nghĩa thống kê Nguyên nhân có thể do khi doanh nghiệp tăng chi trả cổ tức, giá cổ phiếu thường tăng, khiến nhà đầu tư kỳ vọng vào sự tăng trưởng trong tương lai và giảm vay nợ Doanh nghiệp thường chi trả cổ tức cũng có khả năng sinh lợi cao và giữ lại nguồn vốn để tài trợ cho hoạt động sản xuất, dẫn đến việc vay nợ ít hơn Đối với tỷ lệ nợ dài hạn (LDR), không có ảnh hưởng rõ rệt vì phần lớn nợ là ngắn hạn Hơn nữa, việc áp dụng luật thuế thu nhập cá nhân từ 01/01/2009 gặp nhiều vướng mắc và bất cập trong cấu trúc vốn doanh nghiệp.
Kết quả này phù hợp với nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới trước đây của Givoly và các đồng sự (1992), Muray Z.Fran và Vidhan K.Goyal (2003).
Tấm chắn thuế phi nợ (NDTS) có mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ nợ ngắn hạn, nợ dài hạn và tổng nợ trên tổng tài sản, với mức ý nghĩa 5%, 1% và 1% tương ứng Kết quả này phù hợp với lý thuyết và các nghiên cứu trước đó, cho thấy khi doanh nghiệp có lợi ích thuế cao, dòng tiền ròng từ lợi nhuận kinh doanh cho cổ đông cũng tăng lên Điều này cho phép tấm chắn thuế phi nợ thay thế cho tấm chắn thuế từ nợ, dẫn đến việc các doanh nghiệp có tấm chắn thuế phi nợ cao sẽ sử dụng ít nợ hơn trong cấu trúc vốn.
Kết quả này phù hợp với nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới trước đây của Givoly và các đồng sự (1992), Graham (1996).
Tài sản thế chấp (COLL) có mối quan hệ thuận chiều với ba biến phụ thuộc, bao gồm tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (mức ý nghĩa 10%), tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản, và tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản (mức ý nghĩa 1%) Kết quả này phù hợp với lý thuyết chi phí đại diện và các nghiên cứu trước đó Điều này cho thấy rằng doanh nghiệp có tỷ lệ tài sản hữu hình cao sẽ có xu hướng vay nợ nhiều hơn, nhờ vào khả năng tiếp cận nguồn nợ dễ dàng và tài sản hữu hình được sử dụng làm vật thế chấp trong các khoản vay.
Kết quả này phù hợp với nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới trước đây của Rajan và Zingales (1995).
Tốc độ tăng trưởng (GRO) có mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản, tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản (đạt mức ý nghĩa 1%) và tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (đạt mức ý nghĩa 5%) Điều này cho thấy rằng các doanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng cao thường dễ dàng huy động vốn cổ phần trên thị trường chứng khoán, nhờ vào sự đánh giá tích cực từ các nhà đầu tư, dẫn đến việc họ ít phải vay nợ hơn.
Kết quả này phù hợp với nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới trước đây của Titman và Wessels (1988).
Quy mô doanh nghiệp có mối quan hệ thuận chiều với cả ba biến phụ thuộc ở mức ý nghĩa 1%, phù hợp với lý thuyết đánh đổi Các doanh nghiệp lớn thường có xu hướng sử dụng nợ nhiều hơn so với doanh nghiệp nhỏ, nhờ vào khả năng tiếp cận dễ dàng hơn với các nguồn vốn vay Điều này xuất phát từ việc doanh nghiệp lớn thường có uy tín cao trên thị trường, tạo điều kiện thuận lợi trong việc vay mượn từ ngân hàng và tổ chức tín dụng, qua đó giảm thiểu rủi ro cho các khoản nợ vay.
Kết quả này phù hợp với nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới trước đây của Marsh (1982), Booth và các đồng sự (2001).
Lợi nhuận (ROA) có mối quan hệ ngược chiều với ba biến phụ thuộc ở mức ý nghĩa 1% Theo lý thuyết trật tự phân hạng, các doanh nghiệp thường ưu tiên sử dụng tài trợ nội bộ hơn là nguồn tài trợ bên ngoài Do đó, những doanh nghiệp có lợi nhuận cao sẽ giữ lại nhiều vốn từ lợi nhuận, từ đó giảm thiểu chi phí sử dụng vốn và hạn chế việc vay nợ Tuy nhiên, điều này không hoàn toàn phù hợp với lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn.
Kết quả này phù hợp với nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới trước đây của Titman và Wessels (1988).
Rủi ro kinh doanh (VOL) có mối quan hệ ngược chiều với ba biến phụ thuộc nhưng không có ý nghĩa thống kê trong cả ba mô hình, với chỉ số sig lớn hơn 10% Mặc dù lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn và lý thuyết trật tự phân hạng cho rằng rủi ro kinh doanh ảnh hưởng đến đòn bẩy tài chính, nhưng kết quả thực nghiệm cho thấy không có mối liên hệ này Nguyên nhân có thể do sự biến động không theo quy luật của rủi ro kinh doanh ở các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam, cùng với những hạn chế trong quản trị tài chính và thiếu hụt các tổ chức xếp hạng năng lực tài chính.
K ế t lu ậ n
K ế t qu ả nghiên c ứ u
Nghiên cứu đã kiểm định ảnh hưởng của thuế thu nhập doanh nghiệp và thuế thu nhập cá nhân đến cổ tức, trong mối tương quan với các yếu tố vi mô khác, đối với cấu trúc vốn của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn 2009 - 2012 Kết quả cho thấy, doanh nghiệp sử dụng nhiều nợ ngắn hạn hơn nợ dài hạn, với tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản trung bình là 37,15% và tổng nợ trên tổng tài sản trung bình là 46,3% Các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn bao gồm lợi nhuận (-), tài sản thế chấp (+), quy mô doanh nghiệp (+), tốc độ tăng trưởng (-), tấm chắn thuế phi nợ (-), thuế thu nhập doanh nghiệp (+) và thuế thu nhập cá nhân (-) Đặc biệt, rủi ro kinh doanh không có tác động đến cấu trúc vốn.
Thuế thu nhập doanh nghiệp có tác động tích cực đến tỷ lệ nợ ngắn hạn và tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản với mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 10% và 5% Ngược lại, thuế thu nhập cá nhân ảnh hưởng tiêu cực đến hai tỷ lệ này với mức ý nghĩa thống kê 10% Mặc dù ảnh hưởng đến cấu trúc vốn, tác động của hai loại thuế này vẫn yếu hơn so với các yếu tố vi mô khác trong doanh nghiệp Đặc biệt, cả thuế thu nhập doanh nghiệp và thuế thu nhập cá nhân không ảnh hưởng đến tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản, có thể do doanh nghiệp chủ yếu sử dụng nợ ngắn hạn và những hạn chế trong việc hoạch định cấu trúc vốn cũng như chính sách thuế thu nhập tại Việt Nam.
Luật thuế thu nhập doanh nghiệp Việt Nam cho phép doanh nghiệp trừ chi phí lãi vay vào thu nhập tính thuế, điều này làm tăng nhu cầu sử dụng nợ vay khi thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp tăng Nếu nền kinh tế duy trì tăng trưởng ổn định, doanh nghiệp có thể chấp nhận đòn bẩy tài chính lớn hơn để đáp ứng chi trả nợ vay Tuy nhiên, các nhà quản trị tài chính cần thận trọng trong việc khai thác lợi ích từ tấm chắn thuế, không nên tối đa hóa nợ vay mà cần củng cố niềm tin của nhà đầu tư và cổ đông vào các dự án tương lai và cấu trúc vốn với rủi ro chấp nhận được Chi phí lãi vay cũng có thể dẫn đến nguy cơ kiệt quệ tài chính và phá sản nếu doanh nghiệp không còn khả năng chi trả.
Kể từ khi luật thuế thu nhập cá nhân có hiệu lực từ ngày 01/01/2009, tất cả các khoản chi trả cổ tức đều phải chịu thuế thu nhập cá nhân Việc áp dụng thuế này ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn nợ của doanh nghiệp, trong đó các doanh nghiệp có xu hướng tăng chi trả cổ tức thường sử dụng ít nợ hơn so với những doanh nghiệp ít chi trả cổ tức Nhiều doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn này đã đưa ra quyết định chi trả cổ tức không phù hợp với tình hình tài chính và nhu cầu vốn của họ.
Thuế suất thuế thu nhập cá nhân cao trên cổ tức có thể khuyến khích doanh nghiệp giữ lại lợi nhuận thay vì chi trả cổ tức, từ đó tái đầu tư và gia tăng giá trị doanh nghiệp Sự cân đối giữa nợ và vốn cổ phần của doanh nghiệp sẽ phụ thuộc vào mức thuế suất giữa thuế thu nhập doanh nghiệp và thuế thu nhập cá nhân.
Kết quả nghiên cứu cho thấy các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn 2009-2012 đã chú trọng đến việc hoạch định cấu trúc vốn, trong đó các nhà quản trị đã xem xét ảnh hưởng của các yếu tố nội tại, đặc biệt là thuế thu nhập doanh nghiệp và thuế thu nhập cá nhân.
5.2 Hạn chế và điểm mới nghiên cứu :
Cấu trúc vốn của doanh nghiệp chịu ảnh hưởng từ nhiều nhân tố, nhưng do hạn chế trong việc thu thập dữ liệu, tác giả không thể xem xét tất cả các yếu tố này, đặc biệt là các yếu tố vĩ mô như giá trị thị trường và lạm phát Điều này có thể làm giảm khả năng nhận định của kết quả nghiên cứu Hơn nữa, mẫu nghiên cứu chỉ bao gồm 207 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong một khoảng thời gian nhất định.
Từ năm 2009 đến 2012, nghiên cứu sử dụng 828 mẫu quan sát, nhưng số liệu từ các báo cáo tài chính kiểm toán chưa phản ánh đúng giá trị thị trường, điều này hạn chế khả năng tổng quát hóa kết quả Nghiên cứu đã chỉ ra ảnh hưởng của thuế thu nhập doanh nghiệp và thuế thu nhập cá nhân lên cấu trúc vốn doanh nghiệp, đồng thời định lượng mức độ ảnh hưởng của thuế thu nhập cá nhân trên cổ tức chi trả Tuy nhiên, nghiên cứu chưa xem xét tác động của thuế thu nhập cá nhân đối với lãi vay trong cấu trúc vốn, mở ra hướng nghiên cứu cho các công trình tiếp theo.
Hạn chế nghiên cứu
1 Barakat, Ramesh P.Rao, 2012?, The role of taxes in capital structure: Evidence from taxed and non-taxed Arab Economies, [pdf], Available at: http://ssrn.com/abstract= 2026751 [25/3/2012].
2 Bathala, Chenchuramaiah T., Kenneth P.Moon and Ramesh P.Rao, 1994, Managerial ownership, debt policy and the impact of institutional holdings: An agency perspective, Financial Management 23, 38-50.
3 Booth, Laurence, Varouj Aivazian, Asli Demirguc-Kunt and Vojislav Maksimovic, 2001, Capital structures in developing countries, Journal of Finance 56, 87-130.
4 De Angelo, Harry, and Ronald W.Masulis, 1980, Optimal capital structure under corporate and personal taxation, Journal of Financial Economics 8, 3-27.
5 Givoly, Dan, Carla Hayn, Aharon R.Ofer and Oded Sarig, 1992, Taxes and capital structure: Evidence from firm’ response to The Tax Reform Act of 1986,
6 Graham, John R., 1996, Debt and the marginal tax rate, Journal of Financial Economics 41, 41-73.
7 Rajan, Raghuram G and Luigi Zingales., 1995, What do we know about capital structure: Some evidence from international Finance Corporation, Washington DC.
8 Hovakimian, Armen, Tim Opler and Sheridan Titman, 2001, The debt- equity choice, Journal of Financial and Quantitative analysis 36, 1-24.
9 Jensen, Michael C., 1986, Agency costs of free cash flow, corporate finance and takeovers, American Economic Review 76, 323 -329.
10.Jensen, Michael C and William H.Meckling, 1976, Theory of the firm:Managerial behavior, agency costs, and capital structure, Journal of FinancialEconomics 3, 305- 360.
