Tác động của cấu trúc vốn lên hiệu quả tài chính trường hợp các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán VN

GIỚI THIỆU CHUNG

Lý do nghiên cứu

Từ năm 2015, Việt Nam đã mở rộng hội nhập và giao thương với các nền kinh tế mạnh mẽ, tạo cơ hội cho các doanh nghiệp tiếp cận nguồn vốn tài trợ Chính phủ cam kết hỗ trợ doanh nghiệp hoạt động hiệu quả nhằm nâng cao sức cạnh tranh của nền kinh tế Cấu trúc vốn phù hợp không chỉ giúp doanh nghiệp tồn tại trong thị trường cạnh tranh mà còn nâng cao hiệu quả tài chính và đóng góp tích cực cho nền kinh tế quốc gia Ngược lại, quyết định sai lầm về cấu trúc vốn có thể dẫn đến tổn thất lớn và thậm chí phá sản Do đó, việc xác định tác động của cấu trúc vốn lên hiệu quả tài chính của doanh nghiệp là vô cùng quan trọng.

Doanh nghiệp Việt Nam hiện đang lựa chọn cấu trúc vốn ảnh hưởng trực tiếp đến hiệu quả tài chính của họ Mỗi ngành nghề có những đặc trưng riêng, do đó cấu trúc vốn cũng khác nhau, điều này làm cho việc đánh giá tác động của cấu trúc vốn lên hiệu quả doanh nghiệp là cần thiết Ngành thực phẩm, với vai trò thiết yếu trong nền kinh tế, đã cho thấy sự ổn định trong những năm gần đây, với tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE) đạt khoảng 13% và tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) đạt khoảng 8%, cho thấy tiềm năng sinh lợi cao trong ngành này.

Công ty Cổ phần Sữa Việt Nam (Vinamilk) được coi là “gà đẻ trứng vàng” cho các nhà đầu tư nhờ vào chỉ số ROE luôn duy trì trên 30% và ROA trên 23% Do hoạt động trong lĩnh vực chế biến, Vinamilk có tỷ lệ tài sản ngắn hạn cao, chiếm khoảng 67% tổng tài sản, chủ yếu là hàng tồn kho Tài sản cố định hữu hình chỉ chiếm khoảng 36%, dẫn đến nợ vay chủ yếu là nợ ngắn hạn để đảm bảo vốn lưu động cho sản xuất.

Nợ dài hạn trong ngành thực phẩm tại Việt Nam chiếm tỷ trọng thấp, trung bình khoảng 3% tổng tài sản, ngoại trừ một số doanh nghiệp mía đường như Công ty Cổ phần Mía đường Lam Sơn, Công ty Cổ phần Đường Ninh Hòa và Công ty Cổ phần Mía đường Nhiệt điện Gia Lai, với tỷ lệ nợ dài hạn lần lượt trên 12%, 13% và 20% tổng tài sản Tuy nhiên, vẫn còn nhiều hạn chế trong việc chứng minh tác động của cấu trúc vốn đến hiệu quả tài chính của các doanh nghiệp trong ngành này.

Do đó tác giả chọn đề tài “Tác động của cấu trúc vốn lên hiệu quả tài chính:

Trường hợp các công ty thực phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán ViệtNam” làm đề tài nghiên cứu.

Mục tiêu nghiên cứu và câu hỏi nghiên cứu

- Nghiên cứu tác động cấu trúc vốn lên hiệu quả tài chính của các doanh nghiệp niêm yết.

- Đo lường tác động của cấu trúc vốn đến hiệu quả tài chính của các công ty thực phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

Đề xuất cải thiện cấu trúc vốn cho các công ty thực phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam nhằm nâng cao hiệu quả tài chính bao gồm việc tối ưu hóa tỷ lệ nợ và vốn chủ sở hữu, tăng cường quản lý tài chính, và áp dụng các chiến lược đầu tư thông minh Các công ty nên xem xét việc tái cấu trúc nợ để giảm chi phí lãi vay, đồng thời tăng cường khả năng sinh lời thông qua việc đầu tư vào công nghệ và quy trình sản xuất hiện đại Hơn nữa, việc duy trì một quỹ dự phòng tài chính vững chắc cũng sẽ giúp các công ty ứng phó tốt hơn với biến động thị trường.

- Tác động của cấu trúc vốn lên hiệu quả tài chính của các doanh nghiệp niêm yết như thế nào?

Việc đánh giá tác động của cấu trúc vốn đối với hiệu quả tài chính của các công ty thực phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam là một vấn đề quan trọng Nghiên cứu này nhằm phân tích mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và hiệu suất tài chính, từ đó xác định các yếu tố ảnh hưởng đến sự phát triển bền vững của ngành thực phẩm Kết quả sẽ cung cấp cái nhìn sâu sắc về cách tối ưu hóa cấu trúc vốn để nâng cao hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp trong lĩnh vực này.

- Giải pháp nào để nâng cao hiệu quả tài chính đối với các công ty thực phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

Tổng quan học thuật

Lý thuyết về cấu trúc vốn của doanh nghiệp bao gồm nhiều quan điểm quan trọng như quan điểm truyền thống, lý thuyết Modigliani và Miller, lý thuyết trật tự phân hạng, lý thuyết chi phí đại diện, lý thuyết đánh đổi và lý thuyết đánh đổi tĩnh Những lý thuyết này giúp hiểu rõ hơn về cách thức doanh nghiệp quyết định cấu trúc vốn, từ đó tối ưu hóa chi phí và rủi ro tài chính.

Lý thuyết về hiệu quả tài chính của doanh nghiệp bao gồm việc tổng hợp các khái niệm liên quan đến hiệu quả, hiệu quả kinh tế và tài chính doanh nghiệp Để đánh giá hiệu quả tài chính, cần xem xét các chỉ tiêu cụ thể, từ đó giúp doanh nghiệp tối ưu hóa hoạt động tài chính và nâng cao hiệu quả kinh doanh.

Cấu trúc vốn có ảnh hưởng lớn đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp trong ngành thực phẩm Khi doanh nghiệp tiếp cận nhiều nguồn vốn, việc lựa chọn cấu trúc vốn hợp lý trở nên quan trọng để tăng cường hiệu quả tài chính Một cấu trúc vốn hợp lý giúp doanh nghiệp phát triển bền vững trong thị trường cạnh tranh, trong khi cấu trúc không hợp lý có thể dẫn đến phá sản Ngành thực phẩm đang phát triển ổn định và với việc Việt Nam gia nhập thị trường quốc tế, doanh nghiệp cần nhiều nguồn vốn hơn để tận dụng cơ hội kinh doanh Do đó, cần nghiên cứu tác động của cấu trúc vốn đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp và xác định cấu trúc vốn tối ưu để nâng cao hiệu quả tài chính.

Các công trình nghiên cứu có liên quan:

Trần Hùng Sơn và Trần Viết Hoàng (2008) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động của 50 công ty phi tài chính niêm yết trên Sở giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh Sử dụng mô hình OLS, tác giả đo lường cấu trúc vốn qua các tỷ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (STD), nợ dài hạn trên tổng tài sản (LTD) và tổng nợ trên vốn chủ sở hữu (D/E), đồng thời đánh giá hiệu quả hoạt động qua ROA và ROE Kết quả cho thấy có mối quan hệ tích cực giữa tỷ số nợ và hai chỉ tiêu hiệu quả hoạt động này.

Hai biến kiểm soát là tốc độ tăng trưởng doanh thu (GROWTH) và quy mô công ty (SIZE) không có ý nghĩa thống kê Nghiên cứu của Đoàn Ngọc Phúc (2014) tập trung vào mối quan hệ giữa cấu trúc vốn.

Nghiên cứu dựa trên 1.302 quan sát của 217 công ty niêm yết tại hai sàn chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh và Hà Nội trong giai đoạn 2007-2012, nhằm đo lường hiệu quả hoạt động qua ROA và ROE, sử dụng các chỉ tiêu Nợ ngắn hạn, Nợ dài hạn và Tổng nợ Tác giả áp dụng mô hình hồi quy dữ liệu bảng với Pooled OLS, Fixed Effect Model và Random Effect Model, kèm theo các kiểm định F, Lagrangian Multiplier và Hausman để xác định mô hình phù hợp Kết quả cho thấy nợ dài hạn có ảnh hưởng tích cực đến ROA và ROE, trong khi nợ ngắn hạn và tổng nợ lại có tác động tiêu cực, có ý nghĩa thống kê đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp sau cổ phần hóa.

Nghiên cứu của Võ Xuân Vinh và Nguyễn Thành Phú (2014) nhằm mục tiêu phân tích tác động của tỷ lệ nợ vay đến giá trị doanh nghiệp, sử dụng phương pháp hồi quy ngưỡng trên dữ liệu bảng từ các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Sàn Giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh trong giai đoạn 2008-2012 Nghiên cứu xác định ngưỡng nợ vay tối ưu cho từng nhóm ngành và áp dụng các mô hình hồi quy Pooled OLS, hồi quy tác động cố định và tác động ngẫu nhiên để xem xét mối quan hệ giữa tỷ lệ nợ vay và giá trị doanh nghiệp Kết quả cho thấy có sự tác động của tỷ lệ nợ vay đến giá trị doanh nghiệp và xác định ngưỡng tỷ lệ nợ tối ưu cho từng ngành, tại đó giá trị doanh nghiệp được gia tăng.

Võ Hồng Đức và Võ Tường Luân (2014) nghiên cứu tác động của mức sử dụng nợ đến khả năng sinh lời của doanh nghiệp, với mục tiêu xác định hạn mức nợ hợp lý nhằm tối ưu hóa lợi nhuận Nghiên cứu dựa trên dữ liệu của 191 công ty niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP.HCM và Hà Nội trong giai đoạn 2005-2012, sử dụng kỹ thuật hồi quy ngưỡng để phân tích mối quan hệ này Kết quả cho thấy có hai ngưỡng tác động: (i) Mức sử dụng nợ dưới 56,67% có tác động tích cực đến khả năng sinh lời; (ii) Khi tỷ lệ nợ từ 56,67% đến 69,72%, tác động trở nên tiêu cực; và (iii) Tác động tiêu cực gia tăng khi tỷ lệ nợ vượt quá 69,72% Đặc biệt, chưa có nghiên cứu nào về cấu trúc vốn của doanh nghiệp ngành thực phẩm tại Việt Nam, vì vậy nghiên cứu này không chỉ có ý nghĩa khoa học mà còn thực tiễn, giúp các doanh nghiệp trong ngành điều chỉnh cấu trúc vốn để nâng cao hiệu quả tài chính và tăng sức cạnh tranh trong bối cảnh toàn cầu hóa.

Đối tượng và phạm vi nghiên cứu

Đối tượng nghiên cứu: Tác động của cấu trúc vốn lên hiệu quả hoạt động tài chính.

Nghiên cứu này tập trung vào các công ty cổ phần niêm yết trong ngành thực phẩm, hoạt động tại Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh và Hà Nội.

Không gian nghiên cứu: Sở Giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh, Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội;

Dữ liệu trong bài viết tập trung vào báo cáo tài chính và báo cáo thường niên của các công ty niêm yết trong ngành thực phẩm tại Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh và Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội, với thời gian nghiên cứu từ năm 2011 đến năm 2014.

Thời gian nghiên cứu khảo sát: Từ tháng 09/2015 đến 10/2015;

Phương pháp nghiên cứu

Tác giả kết hợp phương pháp định tính và định lượng.

Phương pháp định tính được sử dụng để diễn giải và phân tích dữ liệu, nhằm cung cấp cái nhìn tổng quan về mẫu nghiên cứu Qua đó, phương pháp này làm rõ tác động của cấu trúc vốn đối với hiệu quả tài chính của các công ty thực phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

Phương pháp định lượng được áp dụng thông qua việc phân tích dữ liệu từ mẫu khảo sát, sử dụng phần mềm STATA để đánh giá ảnh hưởng của cấu trúc vốn đến hiệu quả tài chính của các công ty thực phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

Phương pháp thu thập và xử lý dữ liệu:

Nghiên cứu này dựa trên dữ liệu tài chính từ báo cáo tài chính và báo cáo thường niên của các công ty niêm yết trong ngành thực phẩm từ năm 2011 đến 2014, được thu thập từ các trang web của Sở Giao dịch Chứng khoán TP.HCM và Hà Nội, cùng với các công ty chứng khoán như SSI, Vietstock và Cổ phần Tư Vấn Đầu Tư Cây Cầu Vàng Tác giả áp dụng các kỹ thuật phân tích dữ liệu với sự hỗ trợ của phần mềm STATA để xử lý và phân tích thông tin.

+ Kiểm định độ tin cậy thang đo.

+ Hồi quy và ước lượng các hệ số tác động.

+ Kiểm định các giả thiết nghiên cứu.

Kết cấu của đề tài

Luận văn gồm 5 chương cụ thể sau:

Chương 2: Cơ sở lý thuyết về cấu trúc vốn tác động lên hiệu quả tài chính Chương 3: Phương pháp, dữ liệu nghiên cứu và kết quả nghiên cứu Chương 4: Kết luận và kiến nghị

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ

Cơ sở lý thuyết về cấu trúc vốn

Cấu trúc vốn là khái niệm tài chính chỉ nguồn gốc và cách thức hình thành nguồn vốn mà doanh nghiệp sử dụng để đáp ứng các nhu cầu trong hoạt động kinh doanh.

Cấu trúc vốn của một doanh nghiệp được xác định từ bảng cân đối kế toán, bao gồm tài sản (tài sản ngắn hạn và dài hạn) và nguồn vốn (nợ phải trả và vốn chủ sở hữu) Khi phân tích cấu trúc vốn, người ta thường chú trọng vào các khoản nợ phải trả và vốn chủ sở hữu để hiểu rõ hơn về tình hình tài chính của doanh nghiệp.

Cấu trúc vốn, theo Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013), là sự kết hợp giữa nợ ngắn hạn, nợ dài hạn, cổ phần ưu đãi và vốn cổ phần, nhằm tài trợ cho các quyết định đầu tư của doanh nghiệp.

Một số giám đốc tài chính có thể lựa chọn tài trợ cho hoạt động kinh doanh bằng toàn bộ vốn cổ phần, trong khi những người khác lại phát hành chứng khoán nợ và vốn cổ phần Vấn đề then chốt là tìm ra sự kết hợp tối ưu nhằm tối đa hóa giá trị thị trường của doanh nghiệp Cấu trúc vốn tối ưu đạt được khi chi phí sử dụng vốn được tối thiểu hóa, rủi ro giảm thiểu, và giá trị doanh nghiệp được tối đa hóa.

2.1.2 Các yếu tố cấu thành a Nợ phải trả:

Nợ phải trả là chỉ tiêu tổng hợp thể hiện tổng số nợ tại thời điểm báo cáo, bao gồm nợ ngắn hạn và nợ dài hạn Các khoản phải trả được phân loại thành phải trả người bán, phải trả nội bộ và phải trả khác theo nguyên tắc nhất định.

Khoản phải trả người bán bao gồm các khoản nợ thương mại phát sinh từ giao dịch mua hàng hóa, dịch vụ và tài sản, giữa người mua và người bán độc lập Điều này cũng áp dụng cho các khoản phải trả giữa công ty mẹ và công ty con, cũng như các công ty liên doanh, liên kết Ngoài ra, khoản phải trả này còn bao gồm các khoản nợ khi nhập khẩu thông qua người nhận ủy thác trong các giao dịch nhập khẩu ủy thác.

Các khoản phải trả nội bộ bao gồm những khoản nợ giữa đơn vị cấp trên và đơn vị cấp dưới không có tư cách pháp nhân, và được hạch toán phụ thuộc vào đơn vị cấp trên.

- Phải trả khác gồm các khoản phải trả không có tính thương mại, không liên quan đến giao dịch mua, bán, cung cấp hàng hóa dịch vụ.

- Khi lập Báo cáo tài chính, kế toán căn cứ kỳ hạn còn lại của các khoản phải trả để phân loại là ngắn hạn hoặcdài hạn.

Nợ ngắn hạn là tổng giá trị các khoản nợ cần thanh toán trong vòng 12 tháng hoặc dưới một chu kỳ sản xuất, kinh doanh thông thường.

Nợ dài hạn là chỉ tiêu tổng hợp thể hiện tổng giá trị các khoản nợ dài hạn của doanh nghiệp, bao gồm những khoản nợ có thời hạn thanh toán từ 12 tháng trở lên hoặc kéo dài qua một chu kỳ sản xuất, kinh doanh thông thường Vốn chủ sở hữu đóng vai trò quan trọng trong việc đánh giá sức khỏe tài chính của doanh nghiệp.

Vốn chủ sở hữu là chỉ tiêu tổng hợp phản ánh các khoản vốn kinh doanh thuộc sở hữu của cổ đông và thành viên góp vốn, bao gồm: vốn đầu tư của chủ sở hữu, thặng dư vốn cổ phần, vốn khác của chủ sở hữu, cổ phiếu quỹ, chênh lệch đánh giá lại tài sản, chênh lệch tỷ giá hối đoái và quỹ đầu tư phát triển.

2.1.3 Các tỷ số đo lường

Tỷ số nợ Tổng tài

Tỷ số nợ phản ánh tỷ lệ phần trăm tài sản được tài trợ bằng nợ Một tỷ số nợ cao cho thấy doanh nghiệp có khả năng vay nợ tốt, nhưng đồng thời cũng gia tăng rủi ro tài chính cho doanh nghiệp.

- Tỷ số tự tài trợ:

Tỷ số tự tài trợ Vốn chủ sở hữu Tổng tài sản

Tỷ số tự tài trợ phản ánh tỷ lệ phần trăm tài sản được tài trợ bằng vốn chủ sở hữu, cho thấy khả năng tự chủ tài chính của doanh nghiệp Tỷ số cao cho thấy doanh nghiệp có khả năng tài chính tốt, tuy nhiên, điều này cũng chỉ ra rằng doanh nghiệp chưa khai thác được lợi ích từ đòn bẩy tài chính.

- Tỷ số nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu:

Tỷ số nợ d i Mạn Nợ dài h ạ n

Tỷ số này cho biết nợ dài hạn chiếm bao nhiêu phần trăm so với vốn chủ sở hữu.

Tổng quan một số lý thuyết về cấu trúc vốn

2.2.1 Quan điểm truyền thống về cấu trúc vốn

Quan điểm truyền thống về cấu trúc vốn cho rằng việc vay mượn mang lại nhiều lợi ích hơn là bất lợi cho doanh nghiệp Chi phí nợ thường thấp hơn chi phí vốn chủ sở hữu, cùng với những lợi ích về thuế, dẫn đến việc giảm chi phí sử dụng vốn bình quân gia quyền khi doanh nghiệp tăng cường sử dụng nợ.

Khi tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu tăng, các chủ sở hữu sẽ yêu cầu lợi tức cao hơn, dẫn đến chi phí sử dụng vốn chủ sở hữu gia tăng Ở mức tỷ lệ nợ và vốn chủ sở hữu cao, chi phí nợ cũng tăng do rủi ro không trả được nợ và nguy cơ phá sản cao hơn Vì vậy, chi phí sử dụng vốn bình quân gia quyền cũng sẽ tăng theo.

Quan điểm truyền thống cho rằng không có lý thuyết nào xác định mức tăng của chi phí vốn chủ sở hữu dựa trên tỷ lệ nợ và vốn chủ sở hữu Đồng thời, chi phí nợ cũng không được điều chỉnh theo nguy cơ vỡ nợ.

2.2.2 Lý thuyết về cấu trúc vốn của Modilligani và Miller (M&M). a Cấu trúc vốn không tác động đến giá trị của doanh nghiệp (M&M, 1958)

M&M (1958) đã tìm hiểu xem chi phí vốn tăng hay giảm khi một doanh nghiệp tăng hay giảm nợ vay bên ngoài.

M&M đã đưa ra một số giả định về thị trường vốn hoàn hảo, bao gồm: không có chi phí giao dịch, tất cả các nhà đầu tư có thể vay hoặc cho vay với cùng một lãi suất, không có chi phí phá sản và kiệt quệ tài chính, các doanh nghiệp hoạt động dưới điều kiện tương tự sẽ có cùng mức độ rủi ro kinh doanh, và không có thuế thu nhập.

Trong một thị trường vốn hoàn hảo, theo lý thuyết M&M, các doanh nghiệp có hoạt động kinh doanh tương tự và lợi nhuận kỳ vọng hàng năm giống nhau sẽ có giá trị tương đương, bất kể cấu trúc vốn Điều này cho thấy giá trị doanh nghiệp phụ thuộc vào hoạt động của nó, không phải vào hình thức cấp vốn Do đó, các công ty có lợi nhuận kỳ vọng và giá trị tương tự cũng sẽ có chi phí sử dụng vốn bình quân giống nhau, bất kể tỷ lệ nợ và vốn chủ sở hữu.

Mặc dù những giả định về thị trường vốn hoàn hảo không có thực nhưng có

02 giả thiết cần được nhấn mạnh vì những giả thiết này có tác động đến kết quả nghiên cứu của M&M:

+ Không có việc đánh thuế: đây là vấn đề quan trọng và là một trong những thuận lợi then chốt của nợ là tác động của lá chắn thuế;

Nguy cơ trong lý thuyết M&M được xác định chủ yếu qua sự biến động của các luồng tiền, mà không xem xét khả năng các luồng tiền có thể bị ngừng lại do vỡ nợ Điều này tạo ra một vấn đề quan trọng khi so sánh với các lý thuyết khác, đặc biệt là trong bối cảnh có mức nợ cao.

Các giả định này chỉ mang lại lợi ích cho nhà đầu tư với nợ thấp hơn và rủi ro giảm, nhưng cũng có nhược điểm khi vay tiền, đó là chi phí vốn chủ sở hữu tăng lên do tỷ lệ nợ cao hơn so với tổng vốn.

Theo quan điểm của M&M (1958), trong một thị trường hoàn hảo, giá trị doanh nghiệp không vay nợ tương đương với giá trị doanh nghiệp vay nợ, cho thấy giá trị doanh nghiệp độc lập với cấu trúc vốn Tuy nhiên, Modigliani và Miller (1963) đã chỉ ra rằng cấu trúc vốn có tác động đến giá trị của doanh nghiệp.

Năm 1963, M&M đã thực hiện một nghiên cứu mới, loại bỏ giả thiết về thuế thu nhập doanh nghiệp Theo quan điểm của M&M, việc sử dụng nợ trong doanh nghiệp sẽ làm tăng giá trị của doanh nghiệp nhờ vào chi phí lãi vay có thể được khấu trừ thuế Điều này có nghĩa là một phần thu nhập từ doanh nghiệp sử dụng nợ sẽ được chuyển cho các nhà đầu tư, dẫn đến giá trị của doanh nghiệp sử dụng nợ tương đương với giá trị của doanh nghiệp không sử dụng nợ cộng với lợi ích từ việc sử dụng nợ.

Theo mô hình thuế M&M (1963), cấu trúc vốn ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp Việc sử dụng nợ cao hơn sẽ làm tăng giá trị doanh nghiệp, và giá trị này đạt mức tối đa khi doanh nghiệp được tài trợ hoàn toàn bằng nợ.

2.2.3 Lý thuyết trật tự phân hạng (Pecking order theory).

Lý thuyết trật tự phân hạng bắt nguồn từ những nghiên cứu của Donaldson

Nghiên cứu năm 1961 chỉ ra rằng nhiều nhà điều hành ưu tiên sử dụng nguồn tài trợ nội bộ và chỉ xem xét nguồn tài trợ bên ngoài khi có nhu cầu vốn gia tăng bất thường Myers và Majluf (1984) đã phát triển lý thuyết này, nhấn mạnh rằng các quyết định tài trợ của doanh nghiệp bị ảnh hưởng bởi thông tin bất cân xứng, trong đó các giám đốc tài chính hiểu rõ giá trị công ty hơn các nhà đầu tư bên ngoài Thông tin bất cân xứng này ảnh hưởng đến việc lựa chọn giữa tài trợ nội bộ và bên ngoài, cũng như giữa phát hành chứng khoán nợ và chứng khoán vốn.

Theo lý thuyết trật tự phân hạng dựa trên thông tin bất cân xứng, doanh nghiệp ưu tiên sử dụng vốn nội bộ (lợi nhuận giữ lại để tái đầu tư) trước, tiếp theo là phát hành nợ, và cuối cùng là phát hành cổ phần Trật tự này phản ánh cách thức tài trợ được thiết lập nhằm tối ưu hóa chi phí và rủi ro tài chính.

Nguồn vốn nội bộ là ưu tiên hàng đầu trong việc lựa chọn nguồn tài trợ của doanh nghiệp, vì các phương án khác thường gặp nhiều rắc rối và tốn kém Thị trường luôn hoài nghi về các quyết định tài trợ và muốn hiểu rõ thông điệp ẩn sau đó Khi sử dụng lợi nhuận giữ lại, ban quản trị không cần phải thuyết phục hay giải thích cho các nhà đầu tư bên ngoài Ưu tiên thứ hai là phát hành chứng khoán nợ; mặc dù sự kết hợp giữa nợ và vốn cổ phần có thể khiến trái chủ lo lắng, nhưng các nhà cho vay vẫn được đảm bảo một khoản chi trả cố định, điều này làm cho họ trở thành đối tượng dễ thuyết phục hơn so với cổ đông tương lai.

Phát hành cổ phiếu là lựa chọn cuối cùng cho doanh nghiệp, do chi phí cao và yêu cầu cung cấp nhiều thông tin chi tiết về dự án đầu tư Doanh nghiệp cần thuyết phục cổ đông chấp nhận mức giá hợp lý, trong khi thông tin này lại rất quý giá trong môi trường kinh doanh cạnh tranh hiện nay.

Việc phát hành các chứng khoán khác nhau yêu cầu ban quản trị cân nhắc kỹ lưỡng trong việc lựa chọn cấu trúc vốn phù hợp với tình hình tài chính, vì không có cấu trúc vốn cố định cho doanh nghiệp nào Theo Myers, việc xác định cấu trúc vốn tối ưu là khó khăn do vốn chủ sở hữu luôn được ưu tiên hàng đầu, tiếp theo là phát hành cổ phần mới trong “trật tự phân hạng” Tỷ lệ nợ của mỗi doanh nghiệp phản ánh tình hình tài chính và khả năng huy động vốn từ bên ngoài Hơn nữa, lý thuyết trật tự phân hạng không hiệu quả trong việc giải thích sự khác biệt về tỷ lệ nợ giữa các ngành.

2.2.4 Lý thuyết chi phí đại diện (Theo agency cost theory)

Cơ sở lý thuyết về hiệu quả tài chính doanh nghiệp

2.3.1 Khái niệm về tài chính doanh nghiệp và hiệu quả tài chính doanh nghiệp

Theo Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013), các chuyên gia tài chính của một doanh nghiệp luôn phải đối mặt với ba câu hỏi quan trọng, đó là:

Trong số nhiều cơ hội đầu tư, doanh nghiệp cần xác định cơ hội nào là tối ưu nhất Việc lựa chọn này phản ánh quyết định đầu tư của giám đốc tài chính, đóng vai trò quan trọng trong sự phát triển bền vững của doanh nghiệp.

Doanh nghiệp cần xác định nguồn tài trợ phù hợp để đáp ứng nhu cầu vốn đầu tư đã được lên kế hoạch Việc lựa chọn nguồn tài trợ không chỉ phản ánh quyết định của giám đốc tài chính mà còn ảnh hưởng đến sự phát triển bền vững của doanh nghiệp.

+ Doanh nghiệp nên thực hiện chính sách cổ tức như thế nào? Đây là sự kết hợp giữa hai quyết định trên.

Theo Trương Bá Thanh và Trần Đình Khôi Nguyên (2001), tài chính doanh nghiệp bao gồm các mối quan hệ tài chính liên quan đến việc huy động và sử dụng vốn nhằm tối đa hóa giá trị doanh nghiệp Hai chức năng chính của tài chính doanh nghiệp là huy động vốn và sử dụng vốn hiệu quả.

Chức năng huy động vốn là quá trình tạo ra quỹ tiền tệ từ cả nguồn lực bên trong và bên ngoài, giúp doanh nghiệp duy trì hoạt động bền vững với chi phí tối ưu nhất.

Chức năng sử dụng vốn liên quan đến quá trình phân bổ vốn ở đâu, thực hiện lúc nào để đạt được hiệu quả cao nhất.

Bản chất tài chính doanh nghiệp liên quan đến các quan hệ kinh tế và tiền tệ, chủ yếu thông qua hoạt động huy động và sử dụng vốn Do đó, hiệu quả tài chính doanh nghiệp được xác định bởi khả năng huy động, sử dụng và quản lý nguồn vốn một cách hiệu quả.

2.3.2.Các chỉ tiêu đánh giá hiệu quả tài chính của doanh nghiệp

Trong các nghiên cứu về hiệu quả tài chính doanh nghiệp, có nhiều chỉ tiêu đo lường khác nhau Những chỉ tiêu này thường được phân thành hai loại chính: i) Các hệ số giá trị kế toán, hay còn gọi là hệ số lợi nhuận; ii) Các hệ số giá trị thị trường, được biết đến như là hệ số tăng trưởng tài sản.

Các chỉ tiêu lợi nhuận phổ biến nhất bao gồm lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA) và lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE) Ngoài ra, một số nghiên cứu còn sử dụng lợi suất cổ tức (DY), lợi nhuận trên doanh thu (ROS) và lợi nhuận trên vốn đầu tư (ROI) để đánh giá hiệu quả tài chính.

Trong nghiên cứu của Shah, Butt & Saeed (2011), cách sử dụng ROI có thể thực chất là ROA Nhìn chung, ROA và ROE là hai chỉ số tài chính phổ biến nhất được sử dụng để đánh giá hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.

ROA Lợi nhuận sau thuế

ROE Lợi nhuận sau thuế

ROI Lợ i nhu ậ n sau thu ế

Giá trị của hai hệ số ROA và ROE phụ thuộc vào phương pháp tính lợi nhuận Nhiều nghiên cứu sử dụng lợi nhuận trước thuế và lãi vay (EBIT) để tính toán hai hệ số này (Hu & Izumida 2008; Le & Buck 2011; Wang & Xiao 2011), trong khi một số nghiên cứu khác lại áp dụng lợi nhuận thuần cộng với lãi vay (trước hoặc sau thuế) (Shah, Butt & Saeed 2011; Thomsen & Pedersen 2000), hoặc chỉ sử dụng lợi nhuận thuần (LI, Sun & Zou 2009; Tian & Estrin 2008).

Nghiên cứu gần đây cho thấy rằng lợi nhuận trước thuế, lãi vay, hao mòn và khấu hao (EBITDA) nên được sử dụng trong phân tích tài chính Sự khác biệt trong cách tính toán có thể xuất phát từ hạn chế của cơ sở dữ liệu, dẫn đến việc một số nghiên cứu phải áp dụng các phương pháp khác nhau Trong nhóm hệ số giá trị thị trường, hệ số Marris và Tobin’s Q là hai chỉ số phổ biến để đánh giá hiệu quả tài chính của doanh nghiệp Hệ số Marris được tính bằng tổng giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu so với giá trị sổ sách của nó, trong khi hệ số Tobin’s Q tính toán bằng giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu cộng với giá trị sổ sách các khoản nợ phải trả so với giá trị sổ sách tổng tài sản.

Marris Tổ ng á trgi ị th ị tr ườ ng c ủ a v ố n ch ủ s ở h ữ u

Tổng giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu Giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu

Tobin r s Q = c ộ ng ( + ) gi á tr ị s ổ s á ch c á c kho ả n n ợ ph ả i tr ả

Giá trị sổ sách của tổng tài sản

So sánh hai nhóm hệ số, ROA và ROE là những chỉ báo quan trọng về hiệu quả sản xuất kinh doanh hiện tại, đồng thời phản ánh khả năng sinh lợi của doanh nghiệp trong các kỳ kế toán trước Do đó, nhóm chỉ số này cung cấp cái nhìn về quá khứ và đánh giá khả năng sinh lợi ngắn hạn của doanh nghiệp.

Các chỉ tiêu như ROS và ROI không cung cấp cái nhìn dài hạn cho cổ đông và lãnh đạo doanh nghiệp vì chúng chỉ là thước đo quá khứ và ngắn hạn Ngược lại, các hệ số Marris và Tobin’s Q phản ánh hiệu quả tương lai của công ty, thể hiện đánh giá của thị trường về tiềm năng lợi nhuận trong tương lai thông qua giá cổ phiếu Điều này phù hợp với phương pháp định giá cổ phiếu dựa trên dòng tiền tương lai chiết khấu về hiện tại theo mức rủi ro xác định, lý giải tại sao định giá trên thị trường thường dựa vào dòng tiền tương lai và rủi ro kỳ vọng.

Hiệu quả tài chính của các công ty cổ phần được đánh giá qua hai nhóm hệ số, với bốn chỉ tiêu quan trọng nhất là ROA, ROE, Marris và Tobin’s Q Mặc dù có nhiều phương pháp tính toán khác nhau, sự kết hợp của các hệ số này giúp nhà quản lý, lãnh đạo doanh nghiệp, cổ đông và thị trường có cái nhìn tổng quát về hiệu quả tài chính trong quá khứ, cũng như tiềm năng lợi nhuận và tăng trưởng trong tương lai.

Các nghiên c ứu trước đây về tác độ ng c ủ a c ấ u trúc v ố n lên hi ệ u qu ả tài chính

tại các công ty cổ phần niêm yết

2.4.1 Abor, J., 2005 The effect of capital structure on profitability: an empirical analysis of listed firms in Ghana The journal of risk finance, 6(5), 438-445.

Nghiên cứu này phân tích mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và lợi nhuận doanh nghiệp thông qua chỉ số ROE Tác giả áp dụng phương pháp hồi quy OLS cho dữ liệu từ 22 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán Ghana trong giai đoạn 1998-2002 Kết quả cho thấy tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (STD) và tổng nợ trên tổng tài sản (DA) có mối quan hệ đồng biến với ROE, trong khi tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (LTD) lại có mối quan hệ nghịch biến Bên cạnh đó, quy mô doanh nghiệp (SIZE) và tăng trưởng doanh thu (SG) cũng cho thấy mối quan hệ đồng biến với ROE.

2.4.2 El-Sayed Ebaid, I.,2009 The impact of capital-structure choice on firm performance: empirical evidence from Egypt The Journal of Risk Finance, 10(5), 477-487.

Nghiên cứu này phân tích ảnh hưởng của cấu trúc vốn đến hiệu quả hoạt động tài chính của doanh nghiệp, được đo lường qua các chỉ số Tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA), Tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE) và Tỷ suất lợi nhuận trước thuế (GM) Mô hình hồi quy bình phương bé nhất được áp dụng cho dữ liệu bảng thu thập từ 64 công ty niêm yết trên Sở Giao dịch.

Nghiên cứu này phân tích 30 dịch chứng khoán tại Ai Cập trong giai đoạn 1997-2005, tập trung vào các biến độc lập như tỷ lệ Nợ ngắn hạn/Tổng tài sản (STD), Nợ dài hạn/Tổng tài sản (LTD), và Tổng nợ/Tổng tài sản (TTD) Bên cạnh đó, Quy mô công ty (S) được sử dụng như biến kiểm soát để đánh giá ảnh hưởng của các yếu tố tài chính đến sự biến động của thị trường chứng khoán.

Nghiên cứu chỉ ra rằng cấu trúc vốn, đặc biệt là tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (STD) và tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản (TTD), có mối quan hệ nghịch biến với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp được đo bằng ROA Trong khi đó, nợ dài hạn (LTD) không tác động đến hiệu quả hoạt động tài chính Hơn nữa, cấu trúc vốn không có ảnh hưởng rõ rệt đến hiệu quả hoạt động khi được đo bằng ROE.

Quy mô công ty (S) có mối quan hệ nghịch biến với ROA, cho thấy rằng khi quy mô tăng, ROA có xu hướng giảm Hơn nữa, cấu trúc vốn dường như không ảnh hưởng nhiều đến hiệu quả hoạt động của các công ty niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán Ai Cập.

2.4.3 Dzung Nguyen, et al., 2012 Financial Development and the

Determinants of Capital Structure in Vietnam, Social Science Reseach Network, id 2014834.

Nghiên cứu này phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến cơ cấu vốn của 116 công ty phi tài chính niêm yết tại Sở Giao dịch chứng khoán TP.HCM và Hà Nội trong giai đoạn 2007-2010, trong bối cảnh thị trường tài chính đang phát triển Sử dụng dữ liệu bảng và phương pháp GMM, nghiên cứu chỉ ra rằng mặc dù thị trường vốn đã xuất hiện, cơ cấu vốn của các doanh nghiệp Việt Nam vẫn chủ yếu phụ thuộc vào nguồn tài chính ngắn hạn Đặc biệt, các doanh nghiệp nhà nước được hưởng ưu đãi tài chính và các doanh nghiệp có mức tăng trưởng cao thường dựa nhiều vào nợ nước ngoài thay vì phát hành cổ phiếu.

Mô hình đòn bẩy chỉ ra rằng lợi nhuận (PROF) và tính thanh khoản (LIQUID) có mối quan hệ trái chiều với đòn bẩy tài chính, được đo bằng các tỷ số như tỷ số nợ ngắn hạn (SLEV), tỷ số nợ dài hạn (LLEV) và tỷ số tổng nợ (TLEV) Đồng thời, cơ hội tăng trưởng (GROWTH) cũng ảnh hưởng đến cấu trúc tài chính và mức độ sở hữu của doanh nghiệp.

Nhà nước có tác động tích cực đến đòn bẩy dài hạn, trong khi quy mô công ty và tài sản cố định hữu hình cũng ảnh hưởng theo chiều hướng tương tự Tuy nhiên, cả quy mô công ty và tài sản cố định hữu hình lại tác động ngược chiều đến đòn bẩy ngắn hạn Trong các yếu tố nghiên cứu, lợi nhuận và tài sản cố định hữu hình là những yếu tố có ảnh hưởng mạnh nhất đến đòn bẩy Quy mô công ty, tài sản cố định hữu hình và cơ hội tăng trưởng có tác động đáng kể đến tỷ lệ nợ dài hạn, trong khi tính thanh khoản lại ảnh hưởng mạnh đến đòn bẩy ngắn hạn.

Nghiên cứu chỉ ra rằng lý thuyết trật tự phân hạng là công cụ giải thích hiệu quả hơn cho các quyết định tài chính trong doanh nghiệp so với lý thuyết đánh đổi Các yếu tố quốc gia cụ thể, như sở hữu nhà nước, có ảnh hưởng đáng kể, khẳng định tầm quan trọng của sự khác biệt về thể chế trong việc phân tích cơ cấu vốn.

2.4.4 Ahmad, Z., Abdullah, N M H., & Roslan, S., 2012 Capital structure effect on firms performance: Focusing on consumers and industrials sectors on Malaysian firms International review of business research papers, 8(5), 137-155.

Nghiên cứu này đánh giá tác động của các khoản nợ đến hiệu quả hoạt động của công ty thông qua hai mô hình hồi quy gộp chung, với biến phụ thuộc là ROA và ROE Các biến độc lập bao gồm tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (STD), nợ dài hạn trên tổng tài sản (LTD), tổng nợ trên tổng tài sản (TTD), quy mô (SIZE), tăng trưởng tài sản (AGROW), tăng trưởng doanh thu (GROW) và hiệu quả (EFF) Dữ liệu được thu thập từ 58 doanh nghiệp niêm yết trên sàn Main Market của Bursa Malaysia trong hai ngành tiêu dùng và công nghiệp, từ năm 2005 đến 2010.

Nghiên cứu chỉ ra rằng tỷ lệ nợ ngắn hạn (STD) và tổng nợ (TTD) có mối quan hệ nghịch biến với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, thể hiện qua chỉ tiêu ROE và ROA, trong khi LTD có mối quan hệ cùng chiều với ROE Quy mô (SIZE) không ảnh hưởng đến ROE nhưng có quan hệ đồng biến với ROA Bên cạnh đó, tăng trưởng tài sản (AGROW) và hiệu quả (EFF) cũng đồng biến với ROA và ROE, trong khi tăng trưởng doanh thu (SGROW) không có ý nghĩa với cả hai chỉ tiêu này.

2.4.5 Mahfuzah Salim, Dr.Raj Yadav, 2012 Capital Structure and

Firm Performance: Evidence form Malaysian Listed Company, Social and Behavioral Sciences 65 (2012) 156-166

Nghiên cứu này phân tích mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động của 237 công ty niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán Bursa Malaysia, bao gồm các lĩnh vực xây dựng, trồng trọt, sản xuất hàng tiêu dùng, bất động sản và vận chuyển trong giai đoạn 1995-2011, với tổng số 3730 quan sát dữ liệu bảng Các chỉ tiêu hiệu quả hoạt động được xem xét bao gồm ROA, ROE, Tobin Q và EPS.

Biến độc lập trong nghiên cứu này bao gồm tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (STD), nợ dài hạn trên tổng tài sản (LTD) và tổng nợ trên tổng tài sản (TTD) Bên cạnh đó, biến kiểm soát được sử dụng là quy mô công ty (SIZE) và tăng trưởng tổng tài sản (GROWTH).

Nghiên cứu chỉ ra rằng STD, LTD, TTD có mối quan hệ nghịch biến với ROA, ROE và EPS Đồng thời, tốc độ tăng trưởng tổng tài sản (GROWTH) có mối quan hệ đồng biến với tất cả các ngành Ngoài ra, Tobin Q cũng có mối quan hệ đồng biến với STD và LTD.

2.4.6 Zeitun, R., & Tian, G G., 2014 Capital structure and corporate performance: evidence from Jordan, Social Science Reseach Network, id 2496174.

Nghiên cứu này phân tích tác động của cấu trúc vốn đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp tại Jordan, sử dụng mô hình hồi quy tác động ngẫu nhiên với dữ liệu bảng không cân bằng từ 167 doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán Amman trong giai đoạn 1989-2003, ngoại trừ các doanh nghiệp tài chính Để đánh giá hiệu quả hoạt động, tác giả áp dụng các chỉ số như ROA, ROE, PROF, Tobin’s Q, MBVR, MBVE và P/E Các biến độc lập được xem xét bao gồm Đòn bẩy (Leverage), Tăng trưởng (GROWTH), Kích cỡ (SIZE), Rủi ro (STDVCF) được đo bằng độ lệch chuẩn của dòng tiền – thu nhập ròng cộng khấu hao, cùng với yếu tố thuế.

PHƯƠNG PHÁP, DỮ LI Ệ U

Quy trình nghiên c ứ u

Tổng hợp và tóm tắt các nghiên cứu thực nghiệm liên quan, chúng tôi đã tiến hành thu thập Báo cáo tài chính và Báo cáo thường niên của các công ty cổ phần niêm yết tại Sở Giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh và Thành phố Hà Nội trong giai đoạn từ năm 2011 đến năm 2014.

- Dựa vào các nghiên cứu thực nghiệm trước đây, tiến hành chọn biến cho mô hình nghiên cứu.

- Xây dựng mô hình nghiên cứu, từ đó đưa ra mô hình chính cho nghiên cứu.

- Thống kê mô tả các biến trong mô hình nghiên cứu và thiết lập ma trận tương quan giữa các biến độc lập.

Chạy mô hình hồi quy đa biến bao gồm các phương pháp như Pooled OLS, Mô hình tác động cố định (FEM) và Mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) Để lựa chọn giữa Pooled OLS và FEM, cần sử dụng kiểm định F nhằm xác định mô hình phù hợp nhất cho dữ liệu.

- Dùng kiểm định Hausman để chọn mô hình tối ưu giữa FEM và REM.

- Sử dụng các kiểm định để tìm ra những khuyết điểm của mô hình.

- Khắc phục các khuyết điểm trong mô hình (nếu có) để đưa ra mô hình phù hợp nhất.

Phương pháp nghiên cứ u

Tác giả áp dụng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng cho 35 công ty cổ phần niêm yết trên sàn HOSE và HNX, sử dụng dữ liệu từ năm 2011 đến 2014, kết hợp với thống kê mô tả để phân tích các biến trong mô hình Mô hình định lượng được sử dụng là mô hình đa biến, bao gồm mô hình tác động cố định và mô hình tác động ngẫu nhiên Để đảm bảo độ tin cậy của mô hình hồi quy tuyến tính, tác giả thực hiện các kiểm định phù hợp và áp dụng biện pháp khắc phục nếu cần thiết, trước khi đưa ra kết luận.

3.2.1 Phân tích thống kê mô tả

Phương pháp mô tả được áp dụng để làm rõ các đặc tính cơ bản của dữ liệu thu thập, giúp tạo cái nhìn tổng quan về mẫu nghiên cứu Qua việc tóm tắt thống kê các biến độc lập và biến phụ thuộc, chúng ta có thể xác định giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất của từng biến trong nghiên cứu.

Phương pháp phân tích tương quan giúp đánh giá mối quan hệ giữa các biến, từ đó cung cấp những dự báo cho mô hình Khi các biến độc lập có hệ số tương quan cao, điều này có thể chỉ ra sự tồn tại của đa cộng tuyến Tác giả sẽ tiến hành kiểm định đa cộng tuyến và điều chỉnh mô hình cho phù hợp.

Phân tích hồi quy giúp đo lường mức độ và xu hướng ảnh hưởng của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc, từ đó cung cấp bằng chứng xác thực cho các câu hỏi nghiên cứu trong luận văn.

Các mô hình hồi quy trong nghiên cứu thực nghiệm bao gồm Mô hình hồi quy tuyến tính thông thường (Pooled OLS), Mô hình tác động cố định (Fixed Effect Model - FEM) và Mô hình tác động ngẫu nhiên (Random Effect Model - REM) Pooled OLS là phương pháp đơn giản nhất nhưng có thể dẫn đến sai lệch trong mối quan hệ giữa các biến do không xem xét các yếu tố không gian và thời gian Trong khi đó, FEM và REM khắc phục được vấn đề này bằng cách tính đến ảnh hưởng theo chuỗi thời gian và các đơn vị chéo Kiểm định F được sử dụng để xác định mô hình nào giữa Pooled OLS và FEM là phù hợp hơn, và nếu FEM là lựa chọn tốt hơn, kiểm định Hausman sẽ được áp dụng để quyết định giữa FEM và REM Kiểm định Hausman kiểm tra giả thiết Ho về sự khác biệt không mang tính hệ thống; nếu Ho được chấp nhận, REM sẽ hiệu quả hơn, ngược lại, FEM sẽ là lựa chọn tối ưu.

3.2.4 Kiểm định đa cộng tuyến

Khi phân tích tương quan, hệ số tương quan cao giữa các biến có thể chỉ ra sự tồn tại của đa cộng tuyến Để phát hiện hiện tượng này, cần khảo sát các cặp tương quan giữa các biến độc lập thông qua ma trận hệ số tương quan, nhằm tìm ra các cặp biến có hệ số tương quan lớn Thông thường, nếu hệ số tương quan vượt quá 0,5, mô hình có thể gặp vấn đề đa cộng tuyến Do đó, để giảm thiểu đa cộng tuyến, cần loại bỏ các biến khỏi mô hình đối với các cặp biến có hệ số tương quan lớn hơn 0,5.

3.2.5 Kiểm định phương sai sai số thay đổi

Nếu phương sai sai số thay đổi, ước lượng của mô hình hồi quy OLS sẽ không hiệu quả, vi phạm giả thiết cơ bản của mô hình Mặc dù các ước lượng OLS vẫn giữ tính tuyến tính và không chệch, nhưng suy diễn thống kê sẽ kém tin cậy Để kiểm tra hiện tượng này, tác giả sử dụng kiểm định Modified Wald test cho mô hình FEM hoặc kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian cho mô hình REM Giả thiết kiểm định là Ho: Không có hiện tượng phương sai sai số thay đổi và H1: Có hiện tượng phương sai sai số thay đổi Nếu P-value nhỏ hơn 10%, Ho bị bác bỏ và H1 được chấp nhận Trong trường hợp có phương sai sai số thay đổi, ước lượng vững Robust có thể được áp dụng cho các sai số chuẩn.

3.2.6 Kiểm định tự tương quan

Kiểm định tự tương quan là phương pháp để xác định sự hiện diện của tự tương quan trong các biến của mô hình Khi tự tương quan xảy ra, các ước lượng từ phương pháp OLS vẫn giữ tính tuyến tính và không chệch, nhưng không đạt hiệu quả tối ưu Tác giả sẽ áp dụng kiểm định Wooldridge để kiểm tra giả thuyết này.

Nếu giá trị P-value trong kiểm định nhỏ hơn 0,1, giả thuyết H0 sẽ bị bác bỏ và giả thuyết H1 sẽ được chấp nhận, cho thấy có hiện tượng tự tương quan Ngược lại, nếu P-value lớn hơn 0,1, điều này cho thấy không có hiện tượng tự tương quan.

Mô hình nghiên c ứ u

Qua tham khảo các nghiên cứu của Abor, J., 2005, Dzung Nguyen, et al.,

2012, Dawar, V., 2014 mô hình nghiên cứu đề xuất hai nhóm biến chính như sau:

- Đại diện cho hiệu quả tài chính của doanh nghiệp là các biến phụ thuộc gồm: ROA, ROE.

- Đại diện cho cấu trúc vốn: Gồm các biến độc lập là: TD, STD, LTD

- Để kiểm soát tác động gây nhiễu, mô hình sử dụng các biến kiểm soát là SIZE, LIQ,

Mô hình nghiên cứu đề xuất:

Y it = β 0 + β 1 TD + β 2 STD + β 3 LTD + β 4 SIZE + β 5 LIQ + β 6 TANG + β 7 GROW + β 8 AGE + β 9 STATE + δ i,t

Lý giải cơ sở lựa chọn mô hình nghiên cứu và biến, mô tả biến:

Hiệu quả tài chính của doanh nghiệp được đo lường qua nhiều chỉ tiêu, bao gồm Tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE), Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA), Tỷ suất sinh lợi trên vốn đầu tư (ROI), và Tỷ suất lợi nhuận trước thuế trên doanh thu (GM), theo nghiên cứu của Abor (2005), El-Sayed Ebaid (2009), và Dawar (2014) Ngoài ra, các chỉ tiêu giá trị thị trường như Tobin’s Q, Tỷ lệ Giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu so với giá trị sổ sách (MBVR), P/E, và Tỷ lệ tổng Giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu so với Giá trị sổ sách của nợ chia cho Giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu (MBVE) cũng được sử dụng để đánh giá hiệu quả hoạt động, như được chỉ ra trong nghiên cứu của Zeitun.

Việc lựa chọn tiêu chí để đánh giá hiệu quả hoạt động doanh nghiệp thường bị ảnh hưởng bởi mục tiêu của doanh nghiệp đó Các tiêu chí hiệu quả có thể được thể hiện qua các chỉ tiêu trong báo cáo tài chính hoặc các chỉ tiêu giá trị thị trường Đồng thời, tính hiệu quả của thị trường cổ phiếu và thị trường vốn cũng đóng vai trò quan trọng trong việc đánh giá này.

Thị trường vốn tại Việt Nam chịu ảnh hưởng lớn từ chính sách tài chính và tiền tệ quốc gia Trong bối cảnh kinh tế vĩ mô bất ổn và lạm phát gia tăng, chính sách tài chính - tiền tệ thường được thắt chặt nhằm kiểm soát lạm phát và ổn định kinh tế Tuy nhiên, việc thắt chặt này có thể gây ra những tác động tiêu cực đến thị trường vốn.

Thị trường chứng khoán và thị trường vốn tín dụng ngân hàng đang đối mặt với sự biến động thất thường, cùng với những rủi ro tiềm ẩn từ các chủ thể tham gia và tình trạng sở hữu chéo trong các tổ chức kinh tế Mặc dù thị trường cổ phiếu đã được chú trọng phát triển song song với quá trình cổ phần hóa doanh nghiệp nhà nước, quy mô của nó vẫn còn nhỏ bé Mặc dù mức độ vốn hóa thị trường của các công ty niêm yết so với GDP đã có sự cải thiện, tỷ trọng vẫn còn khiêm tốn, với 39% vào năm 2010, 26% vào năm 2012 và 32,24% vào năm gần đây.

2014 (Nguồn: cafef.vn; vise.com.vn).

Trong bối cảnh thị trường vốn tại Việt Nam còn nhiều yếu tố tác động, tác giả đã lựa chọn chỉ tiêu ROA và ROE để đánh giá hiệu quả tài chính qua báo cáo tài chính của doanh nghiệp Hệ thống báo cáo tài chính của các doanh nghiệp niêm yết trên hai Sở Giao dịch Chứng khoán đã được kiểm toán, đảm bảo độ tin cậy cao và phản ánh chính xác tình hình hoạt động kinh doanh Hai chỉ tiêu này cũng đã được nhiều nghiên cứu trước đây, như của El-Sayed Ebaid (2009), Ahmad et al (2012), Mahfuzah Salim và Dr Raj Yadav (2012), và Dawar (2014), áp dụng trong các phân tích của họ.

Biến độc lập và biến kiểm soát:

Các biến độc lập trong nghiên cứu này bao gồm tỷ lệ Nợ ngắn hạn so với Tổng tài sản (STD) và Nợ dài hạn so với Tổng tài sản (LTD) Bên cạnh đó, các biến kiểm soát như Quy mô công ty (SIZE), Tính thanh khoản (LIQ), Tỷ lệ tài sản hữu hình (TANG), Tốc độ tăng trưởng doanh thu (GROW), Thâm niên hoạt động (AGE) và Tỷ lệ sở hữu của Nhà nước (STATE) cũng được xem xét Các nghiên cứu trước đây của Abor (2005), El-Sayed Ebaid (2009), Dzung Nguyen et al (2012), Ahmad et al (2012) và Mahfuzah Salim đã chỉ ra tầm quan trọng của những yếu tố này trong việc đo lường cấu trúc vốn.

Dr.Raj Yadav, 2012; Zeitun, R., & Tian, G G., 2014; Dawar, V., 2014 sử dụng trong các nghiên cứu thực nghiệm của mình.

Bảng 3.1 Mô tả các biến

Mã biến Tên biến Cách tính Ý nghĩa

Tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản

L ợ i nhuthu ếsản Tổng tài ậ n sau

Một đơn vị tài sản tạo ra bao nhiêu lợi nhuận sau thuế là một chỉ số quan trọng Tỷ số này càng cao cho thấy công ty đang sử dụng tài sản của mình một cách hiệu quả hơn.

Tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu

Lợi nhuận sau thuế hữu Vốn chủ sở

Tỷ số lợi nhuận sau thuế trên vốn chủ sở hữu cho biết số đơn vị lợi nhuận mà mỗi đơn vị vốn góp cổ đông tạo ra Một tỷ số cao cho thấy mức sinh lợi của vốn góp cổ đông càng lớn.

Tỷ lệ nợ ngắn hạn so với tổng tài sản

Nợ ngắn hạn Tổng tài sản

Tỷ lệ nợ trên tài sản cho biết mức độ tài trợ của nợ (ngắn hạn và dài hạn) cho một đơn vị tài sản Tỷ số cao cho thấy khả năng vay mượn tốt của công ty, nhưng cũng đồng nghĩa với việc công ty chưa tự chủ về nguồn vốn, gây áp lực tài chính và có thể dẫn đến nguy cơ phá sản Ngược lại, tỷ số thấp cho thấy công ty chưa khai thác hiệu quả đòn bẩy tài chính để nâng cao hiệu quả hoạt động.

Tỷ lệ nợ dài hạn so với tổng tài sản

Quy mô công ty, được thể hiện qua Ln(tổng tài sản), phản ánh kích thước và sức mạnh tài chính của doanh nghiệp Những công ty có tổng tài sản lớn thường có lợi thế trong việc tiếp cận nguồn vốn, giúp họ dễ dàng tài trợ cho các hoạt động kinh doanh của mình.

Tài sản lưu động v àđầ u t ư ng ắ n h ạ n Nợ ngắn hạn

Tỷ lệ cao cho thấy công ty sở hữu nhiều tài sản có thể chuyển đổi thành tiền nhanh chóng, từ đó nâng cao khả năng đáp ứng nghĩa vụ nợ ngắn hạn Với nguồn vốn lưu động dồi dào, doanh nghiệp có thể tận dụng các cơ hội đầu tư với chi phí thấp một cách hiệu quả.

Tỷ lệ tài sản cố định hữu hình

Tài sản cố định hTổng tài sản ữ u h ì nh

Tỷ số tài sản cố định hữu hình cho biết tỷ lệ của loại tài sản này trong tổng tài sản của doanh nghiệp Tỷ số cao cho thấy doanh nghiệp sở hữu nhiều tài sản cố định hữu hình, điều này không chỉ giúp công ty dễ dàng thế chấp vay nợ mà còn nâng cao năng suất lao động.

Tốc độ tăng trưởng doanh thu

Tỷ số này phản ánh mức tăng trưởng doanh thu giữa năm t và năm t-1, cho thấy sự phát triển trong bán hàng và khả năng tận dụng cơ hội đầu tư của công ty Tốc độ tăng trưởng cao chứng tỏ tình hình kinh doanh của công ty đang khả quan hơn.

AGE Thâm niên hoạt động Năm t – Năm t0

Số năm doanh nghiệp hoạt động tính từ khi cổ phần hóa đến thời điểm được thu thập dữ liệu tài chính.

Doanh nghiệp có thâm niên hoạt động lâu dài thường sở hữu nhiều mối quan hệ và hiểu biết sâu sắc về thị trường, từ đó giúp họ đưa ra các biện pháp sản xuất phù hợp Tuy nhiên, nhược điểm của những công ty này là khả năng thay đổi sản phẩm và phương thức sản xuất chậm hơn so với các công ty mới thành lập.

Tỷ lệ sở hữu của

V ố n chn ướhữu ủ c Tổng vốn chủ sở s ở h ữ u c ủ a Nh à

Tỷ lệ này cho biết phần vốn góp của Nhà nước chiếm tỷ lệ bao nhiêu trong tổng số vốn góp của cổ đông.

Tỷ lệ vốn cao giúp doanh nghiệp dễ dàng vay nợ hơn, vì các chủ nợ đánh giá cao tính ổn định của nguồn vốn Điều này tạo thuận lợi cho doanh nghiệp trong việc tìm kiếm nguồn tài trợ cho hoạt động Tuy nhiên, khi Nhà nước chi phối phần vốn góp, hoạt động sản xuất kinh doanh có thể trở nên kém hiệu quả do tính chậm đổi mới và sự trì trệ trong các doanh nghiệp này.

Kỳ vọng về tác động của các biến phụ thuộc và biến kiểm soát đối với biến phụ thuộc (ROA và ROE):

Bảng 3.2 Kỳ vọng về dấu của các biến

Tác giả, năm Mã biến Tên biến Cách tính Tác động kỳ vọng Ahmad,

STD Tỷ lệ nợ ngắn hạn

N h ạtài sản nợ Tổng ng ắ n -

LTD Tỷ lệ nợ dài hạn

TTD Tỷ lệ tổng nợ

SIZE Quy mô Ln(tổng tài sản) +

Tỷ lệ tài sản hữu hình

T àTổng tài sản i s ả n c ốđị nh +

Thâm niên hoạt động Năm t − Năm t 0

Tỷ lệ sở hữu của Nhà nước

V ố n chn ướhữu ủ c Tổng vốn chủ sở s ở h ữ u c ủ a Nh à +

D ữ li ệ u nghiên c ứ u

Nghiên cứu dựa trên 140 quan sát từ 35 công ty cổ phần trong ngành thực phẩm, tất cả đều được niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố.

Hồ Chí Minh và Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội Dữ liệu được thu thập từ năm

Từ năm 2011 đến 2014, danh sách các công ty được lựa chọn dựa trên tiêu chuẩn hệ thống ngành kinh tế Việt Nam, theo Quyết định số 10/2007/QĐ-TTg, ban hành ngày 23 tháng 01 năm 2007 của Thủ tướng Chính phủ.

Phân tích th ố ng kê mô t ả

Nghiên cứu này dựa trên 140 quan sát từ 35 công ty cổ phần trong ngành thực phẩm, hoạt động từ năm 2011 đến 2014, được chọn lọc theo tiêu chuẩn hệ thống ngành kinh tế Việt Nam theo Quyết định số 10/2007/QĐ-TTg Các công ty được khảo sát thuộc lĩnh vực Công nghiệp chế biến, chế tạo với mã ngành cấp 1 là C và mã ngành cấp 2 là 10 và 11 Danh sách bao gồm các doanh nghiệp chế biến thịt, thủy sản, nước mắm, rau quả, dầu, sữa, bột, mì và đồ uống, trong khi loại trừ các doanh nghiệp sản xuất thức ăn cho gia súc, gia cầm và thủy sản do vai trò gián tiếp của chúng trong ngành thực phẩm.

Bảng 3.3 Danh sách các công ty trong mẫu nghiên cứu

Mã niêm yết Tên công ty Sàn Vốn hóa

AAM CTCP Thủy Sản Mê Kông HOSE 111,28

ABT CTCP XNK Thủy sản Bến Tre HOSE 620,85

ACL CTCP XNK Thủy sản Cửu Long An Giang HOSE 174,80

AGF CTCP XNK Thủy sản An Giang HOSE 483,49

AGM CTCP XNK An Giang HOSE 191,10

ANV CTCP Nam Việt HOSE 557,64

BHS CTCP Đường Biên Hòa HOSE 1.033,12

CAN CTCP Đồ hộp Hạ Long HNX 124,00

FMC CTCP Thực phẩm Sao Ta HOSE 476,00

GIL CTCP Sản xuất Kinh doanh XNK Bình Thạnh HOSE 401,03

HAD CTCP Bia Hà Nội – Hải Dương HNX 175,60

HAT CTCP Thương mại Bia Hà Nội HNX 199,56

HHC CTCP Bánh kẹo Hải Hà HNX 262,80

HNM CTCP Sữa Hà Nội HNX 188,00

ICF CTCP Đầu tư Thương mại Thủy sản HOSE 51,23

KDC CTCP Kinh Đô HOSE 5.432,22

KTS CTCP Đường Kon Tum HNX 65,40

LSS CTCP Mía đường Lam Sơn HOSE 602,00

NHS CTCP Đường Ninh Hòa HOSE 947,70

SAF CTCP Lương thực Thực phẩm SAFOCO HNX 295,46

SBT CTCP Mía đường Thành Thành Công Tây Ninh HOSE 1.966,03

SCD CTCP Nước giải khát Chương Dương HOSE 353,52

SEC CTCP Mía đường Nhiệt điện Gia Lai HOSE 499,20

SGC CTCPXNK Sa Giang HNX 364,53

SJ1 CTCP Nông nghiệp Hùng Hậu HNX 131,65

SLS CTCP Mía đường Sơn La HNX 193,12

TAC CTCP Dầu Thực vật Tường An HOSE 711,76

THB CTCP Bia Thanh Hóa HNX 317,60

TS4 CTCP Thủy sản số 4 HOSE 147,67

VCF CTCP Vinacafé Biên Hòa HOSE 4.598,19

VDL CTCP Thực phẩm Lâm Đồng HNX 490,65

VHC CTCP Vĩnh Hoàn HOSE 3.280,34

VNH CTCP Thủy hải sản Việt Nhật HOSE 8,83

VNM CTCP Sữa Việt Nam HOSE 117.013,60

Nguồn: Tổng hợp từ website www.hsx.vn; www.hnx.vn

Ngành thực phẩm tại Việt Nam chủ yếu có 23 doanh nghiệp hoạt động trên sàn HOSE, trong khi 12 doanh nghiệp còn lại được niêm yết trên sàn HNX Danh sách cụ thể các doanh nghiệp này sẽ được cung cấp trong nội dung tiếp theo.

Bảng 3.4 Danh sách các công ty loại trừ khỏi mẫu nghiên cứu

Mã niêm yết Tên công ty Sàn Vốn hóa

BLF CTCP Thuỷ sản Bạc Liêu HNX 35

CMX CTCP Chế biến Thủy sản và XNK Cà Mau ghi nhận giá cổ phiếu 75,36 trên sàn HOSE NGC CTCP Chế biến Thủy sản Xuất khẩu Ngô Quyền có giá cổ phiếu 21,26 trên sàn HNX VLF CTCP Lương thực Thực phẩm Vĩnh Long đạt giá cổ phiếu 22,72 trên sàn HOSE.

VTL CTCP Vang Thăng Long HNX 71,55

Nhiều công ty hiện đang đối mặt với tình trạng mất cân đối tài chính nghiêm trọng, khi sử dụng nguồn vốn ngắn hạn để đầu tư vào tài sản dài hạn và tỷ lệ nợ chiếm tới 80% trong cơ cấu vốn, chủ yếu là nợ ngắn hạn Việc tiêu thụ hàng hóa chậm, luân chuyển hàng tồn kho kém và thu hồi công nợ không hiệu quả đã dẫn đến dòng tiền chậm và khả năng thanh khoản yếu Nhiều doanh nghiệp gặp khó khăn trong việc thanh toán các khoản nợ đến hạn, buộc phải bán tài sản hoặc nhà máy để trả nợ ngân hàng và tái cấu trúc hoạt động Doanh thu giảm sút, hoạt động kinh doanh thua lỗ, và cổ phiếu của một số công ty như Công ty Cổ phần Lương thực Thực phẩm Vĩnh Long, Công ty Cổ phần Chế biến Thủy sản và Xuất nhập khẩu Cà Mau, và Công ty Cổ phần Thủy sản Bạc Liêu thậm chí bị ngưng giao dịch hoặc nằm trong diện kiểm soát Hầu hết các công ty này không trả cổ tức cho cổ đông, ngoại trừ Công ty Cổ phần Chế biến Thủy sản Xuất khẩu Ngô Quyền, nhờ vào sự thay đổi trong cổ đông lớn và việc phát hành thêm cổ phiếu để huy động vốn.

Theo bảng 3.1, tỷ trọng vốn hóa của CTCP Kinh Đô và CTCP Sữa Việt Nam trong mẫu nghiên cứu lần lượt là 4% và 82%, cho thấy sự chiếm ưu thế lớn của hai công ty này Do đó, tác giả quyết định loại bỏ hai đơn vị này khỏi mẫu 35 công ty để thực hiện hồi quy với 33 công ty còn lại, nhằm đánh giá ảnh hưởng của chúng lên kết quả nghiên cứu.

Là một doanh nghiệp cung cấp nhu yếu phẩm cho nền kinh tế, mức độ tăng trưởng của ngành này khá ổn định, với tỷ suất lợi nhuận trên tài sản (ROA) đạt khoảng 8% và tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE) khoảng 13%.

Ngoại trừ các công ty chế biến thủy hải sản, hầu hết doanh nghiệp thực phẩm tại Việt Nam chủ yếu tập trung vào thị trường nội địa và không có hoạt động xuất khẩu đáng kể Các doanh nghiệp chế biến thủy hải sản lại phụ thuộc nhiều vào xuất khẩu và chịu ảnh hưởng từ các yếu tố quốc tế như biến động tỷ giá và rào cản thuế quan Gần đây, Việt Nam đã ký kết nhiều hiệp định thương mại tự do như VKFTA, EEU, EVFTA và TPP, giúp giảm thiểu rủi ro và mở rộng cơ hội xuất khẩu sang các thị trường lớn như Hoa Kỳ, Nhật Bản và EU.

Doanh nghiệp chủ yếu sử dụng nợ ngắn hạn để cung cấp vốn lưu động cho sản xuất kinh doanh, trong khi nợ dài hạn chỉ chiếm khoảng 3% tổng tài sản Một số doanh nghiệp trong ngành mía đường, như Công ty Cổ phần Mía đường Lam Sơn và Công ty Cổ phần Đường Ninh Hòa, có tỷ lệ nợ dài hạn cao hơn mức trung bình, lần lượt là trên 12% và 13% tổng tài sản Công ty Cổ phần Mía đường Nhiệt điện Gia Lai thậm chí đạt tỷ lệ trên 20% Vì vậy, tổng nợ của các doanh nghiệp chủ yếu là nợ ngắn hạn.

Trong lĩnh vực công nghiệp chế biến, các doanh nghiệp thường có tỷ trọng tài sản ngắn hạn chiếm khoảng 67% trong tổng cơ cấu tài sản Điều này chủ yếu đến từ hàng tồn kho, trong khi tài sản cố định hữu hình lại chiếm tỷ trọng không cao.

Bình quân khoảng 36%, các doanh nghiệp thường chọn thế chấp hàng tồn kho hoặc hàng tồn kho luân chuyển khi cần tài sản để vay ngân hàng.

Bảng 3.5 Phân tích mô tả dữ liệu nghiên cứu stats N Mean P50 Max Min Kurtosis Sd Skewness

Nguồn: Tổng hợp từ dữ liệu nghiên cứu dựa trên phần mềm Stata

Bảng 3.5 trình bày thống kê các biến được sử dụng trong mô hình nghiên cứu, với số liệu được tính toán dựa trên mẫu gồm 140 quan sát từ 35 công ty trong giai đoạn từ năm.

Từ năm 2011 đến 2014, các doanh nghiệp ngành thực phẩm cho thấy hiệu quả tài chính tích cực với giá trị trung bình ROA đạt 8,4% và ROE là 13,8% Một số doanh nghiệp ghi nhận ROE lên đến 37,9% và ROA 60,6% Tỷ lệ nợ/tổng tài sản trung bình của ngành là 43,5%, với một số doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao tới 77,9% trong khi một số khác chỉ ở mức 10,7% Nợ ngắn hạn chiếm khoảng 40,7% tổng tài sản, dao động từ 9,6% đến 77,9% Nợ dài hạn chỉ chiếm 2,8% tổng tài sản, cho thấy tỷ trọng nhỏ trong cơ cấu vốn Về khả năng thanh khoản, tỷ số thanh toán hiện hành trung bình ngành là 1,846 lần, với một số doanh nghiệp có khả năng thanh khoản tốt lên đến 5,169 lần, nhưng cũng có doanh nghiệp gặp khó khăn với tỷ lệ chỉ 0,875 lần.

Tỷ lệ tài sản cố định trung bình trong ngành đạt 35,9%, với mức cao nhất lên tới 71,1% và thấp nhất là 6,8% Ngành này ghi nhận tốc độ tăng trưởng doanh thu ấn tượng, trung bình đạt 12%, trong đó một số doanh nghiệp có mức tăng trưởng gần 120%, trong khi vẫn có những doanh nghiệp không đạt được tăng trưởng doanh thu.

Phân tích tương quan

Ma trận hệ số tương quan giữa ROA, ROE và các biến được nêu trong Bảng 3.6 cụ thể như sau:

Bảng 3.6 Ma trận hệ số tương quan

TD STD LTD LIQ TANG SIZE GROW STATE AGE

TD 1.000 STD 0.957 1.000 LTD 0.321 0.031 1.000 LIQ -0.835 -0.796 -0.277 1.000 TANG -0.086 -0.237 0.475 -0.286 1.000 SIZE 0.197 0.157 0.166 -0.237 0.193 1.000 GROW 0.112 0.030 0.285 -0.126 0.130 0.196 1.000 STATE -0.333 -0.249 -0.332 0.352 -0.183 -0.360 -0.050 1.000 AGE -0.041 -0.007 -0.117 0.059 -0.124 0.256 -0.123 -0.295 1.000

Ma trận hệ số tương quan cho thấy tỷ lệ tổng nợ (TD) có hệ số tương quan 0,931 với tỷ lệ nợ ngắn hạn (STD) và -0,835 với khả năng thanh khoản (LIQ) Khả năng thanh khoản (LIQ) cũng có mối quan hệ chặt chẽ với tỷ lệ nợ ngắn hạn (STD) với hệ số -0,796 Nguyên nhân chính là phần lớn nợ của doanh nghiệp trong ngành là nợ ngắn hạn, dẫn đến tổng nợ chủ yếu là nợ ngắn hạn Hơn nữa, khả năng thanh khoản có mối quan hệ nghịch biến với tỷ lệ nợ ngắn hạn, do khả năng thanh khoản được tính bằng tỷ số giữa tài sản ngắn hạn và nợ ngắn hạn, tạo ra mối tương quan cao giữa hai biến này.

Để đảm bảo mô hình không gặp phải vấn đề đa cộng tuyến, tác giả quyết định loại bỏ hai biến là tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản (TD) và tính thanh khoản (LIQ) trong quá trình phân tích hồi quy.

Kết quả nghiên cứu

Bảng 3.7 Kết quả hồi quy ROA theo phương pháp Pooled OLS

reg ROA STD LTD SIZE GROW STATE AGE

Source SS df MS Number of obs = 140

Adj R-squared = 0.4965 Total 1.21916247 139 008770953 Root MSE = 06646

ROA Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

STD -.2446379 0345835 -7.07 0.000 -.3130427 -.1762331 LTD -.0585526 1222598 -0.48 0.633 -.3003778 1832725 SIZE 0155781 0051442 3.03 0.003 0054031 0257531 GROW 1153233 0206738 5.58 0.000 0744313 1562153 STATE 1533042 0303561 5.05 0.000 093261 2133474 AGE -.0007878 0015516 -0.51 0.612 -.0038568 0022812 _cons -.0589923 0700763 -0.84 0.401 -.1976005 0796159

Theo phân tích hồi quy Pooled OLS, mô hình cho thấy R² đạt 51,82%, cho thấy 51,82% sự biến động trong ROA của các doanh nghiệp ngành thực phẩm được giải thích Kết quả cũng chỉ ra rằng biến STD có mối quan hệ nghịch với ROA, với mức ý nghĩa 1%; cụ thể, khi STD tăng 1%, ROA giảm 0,2446%.

Biến SIZE, GROW và STATE đều có mối quan hệ tích cực với ROA ở mức ý nghĩa 1% Cụ thể, khi SIZE tăng 1%, ROA sẽ tăng 0,0001158% do SIZE được tính theo logarit của tổng tài sản Đồng thời, khi GROW tăng 1%, ROA tăng 0,1153%, và khi STATE tăng 1%, ROA tăng 0,1533%.

Biến LTD và biến AGE không có ý nghĩa thống kê.

Tương tự, ta có kết quả hồi quy cho ROE theo phương pháp Pooled OLS như sau:

Bảng 3.8 Kết quả hồi quy ROE theo phương pháp Pooled OLS

reg ROE STD LTD SIZE GROW STATE AGE

ROE Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

STD -.1873407 0650153 -2.88 0.005 -.3159384 -.0587429 LTD 2686668 2298426 1.17 0.245 -.1859529 7232866 SIZE 0222677 0096708 2.30 0.023 0031392 0413962 GROW 2182916 0388658 5.62 0.000 1414166 2951666 STATE 2419176 057068 4.24 0.000 1290393 3547959 AGE -.0004122 002917 -0.14 0.888 -.0061818 0053574 _cons -.1595471 1317401 -1.21 0.228 -.420124 1010297

Theo mô hình Pooled LS, STD có tác động ngược chiều đến ROE với mức ý nghĩa 1%, cụ thể khi STD tăng 1% thì ROE giảm 0,1873% Biến LTD và AGE không có ý nghĩa thống kê Các biến kiểm soát như SIZE, GROW, và STATE đều có tác động đồng biến với ROE; khi SIZE tăng 1% thì ROE tăng 0,000223%, GROW tăng 1% thì ROE tăng 0,2183%, và STATE tăng 1% thì ROE tăng 0,2419%.

Kết quả này cũng giống như các nghiên cứu của El-Sayed Ebaid, I.,2009; Ahmad, Z., Abdullah, N M H., & Roslan, S., 2012; Mahfuzah Salim, Dr.Raj Yadav, 2012; Zeitun, R., & Tian, G G., 2014 và Dawar, V., 2014.

Mô hình Pooled OLS không xem xét yếu tố không gian và thời gian trong dữ liệu kết hợp, dẫn đến việc không phản ánh được sự khác biệt giữa các công ty Những khác biệt này có thể liên quan đến hiệu quả sử dụng vốn, khả năng nhạy bén trong kinh doanh của ban lãnh đạo, cũng như chiến lược mở rộng thị trường cũ và tiếp cận thị trường mới Vì vậy, bài viết áp dụng mô hình FEM để kiểm tra sự tồn tại của tác động cố định từ mỗi quốc gia trong mô hình.

Kết quả hồi quy cho ROA theo phương pháp FEM:

Bảng 3.9 Kết quả hồi quy ROA theo phương pháp FEM

xtreg ROA STD LTD SIZE GROW STATE AGE, fe

Fixed-effects (within) regression Number of obs = 140

Group variable: id Number of groups = 35

R-sq: within = 0.5577 Obs per group: min = 4 between = 0.3037 avg = 4.0 overall = 0.2618 max = 4 corr(u_i, Xb) = -0.9303

STD -.4330188 0825708 -5.24 0.000 -.5968572 -.2691804 LTD -.0795129 1927643 -0.41 0.681 -.4619991 3029733 SIZE 1676755 027778 6.04 0.000 1125579 222793 GROW 0663592 0183316 3.62 0.000 0299854 1027331 STATE 5231566 1126372 4.64 0.000 2996599 7466533 AGE -.0232143 0046233 -5.02 0.000 -.0323879 -.0140408 _cons -1.86204 3398306 -5.48 0.000 -2.536338 -1.187742 sigma_u 19377859 sigma_e 04637088 rho 94583786 (fraction of variance due to u_i)

Kết quả hồi quy cho ROE theo phương pháp FEM:

Bảng 3.10 Kết quả hồi quy ROE theo phương pháp FEM

xtreg ROE STD LTD SIZE GROW STATE AGE, fe

STD -.4987342 1707131 -2.92 0.004 -.837466 -.1600024 LTD 1944227 3985355 0.49 0.627 -.5963582 9852036 SIZE 3092766 0574303 5.39 0.000 1953224 4232307 GROW 1289345 0379001 3.40 0.001 0537325 2041366 STATE 6168166 2328747 2.65 0.009 1547427 1.078891 AGE -.0438464 0095585 -4.59 0.000 -.0628126 -.0248803 _cons -3.50652 7025915 -4.99 0.000 -4.900614 -2.112427 sigma_u 35199793 sigma_e 09587066 rho 93094203 (fraction of variance due to u_i)

Tóm tắt kết quả hồi quy theo phương pháp FEM cho ROA và ROE:

Hồi quy cho ROA Ý nghĩa

Hồi quy cho ROE Ý nghĩa

Mức độ giải thích của mô hình (R 2 )

Tác động của STD -0,4330 STD tăng 1% thì

ROA giảm 0,433% -0,4987 STD tăng 1% thì

ROE giảm 0,4987% Tác động của LTD -0,7951 Không có ý nghĩa 0,1944 Không có ý nghĩa

SIZE tăng 1% thì ROA tăng 0,001667%

GROW tăng 1% thì ROA tăng 0,0664%

STATE tăng 1% thì ROA tăng 0,5232%

AGE tăng 1% thì ROA giảm 0,0232%

Khi hồi quy cho ROA và ROE, biến STD có tác động ngược chiều, trong khi các biến SIZE, GROW, STATE, và AGE đều có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp với mức ý nghĩa 1% Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước đó của Abor, J (2005), Ahmad, Z và cộng sự (2012), Mahfuzah Salim và Dr Raj Yadav (2012), cũng như Zeitun, R và Tian, G G (2014) và Dawar, V (2014) Tuy nhiên, nghiên cứu của Abor (2005) cho thấy biến STD lại có tác động tích cực đến hiệu quả tài chính, trong khi LTD có tác động ngược chiều, điều này cũng được xác nhận bởi Mahfuzah Salim và cộng sự (2012), Zeitun và Tian (2014), cùng Dawar (2014

Kiểm định F được sử dụng để lựa chọn giữa mô hình Pooled OLS và mô hình FEM Kết quả cho mô hình hồi quy ROA là F (34, 99) = 5,14 với p = P (F (34,

99) > 5,14) = 0,0000 và mô hình hồi quy ROE là F (34, 99) = 3,73 với p = P (F (34,

99) > 3,73) = 0,0000 cho thấy mô hình Pooled OLS là không phù hợp vì có sự tồn tại các ảnh hưởng cố định ở mỗi doanh nghiệp theo thời gian.

Sau khi quyết định sử dụng mô hình FEM thay vì mô hình Pooled OLS để kiểm định, bài nghiên cứu tiến hành ước lượng dữ liệu bảng bằng mô hình FEM và REM Mục tiêu là kiểm soát các yếu tố riêng biệt có thể ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính và kiểm tra sự tồn tại của các tác động theo thời gian trong mô hình thông qua kiểm định Testparm với giả thuyết đã được thiết lập.

H0: không có tác động của thời gian lên mô hình

H1: có tác động của thời gian lên mô hình

Kết quả kiểm định cho ta thấy F (2,97) = 0,18 với p = P (F (2,97) > 0,18) 60

Dựa trên giá trị 0,8317, chúng ta chấp nhận giả thiết H0, điều này cho thấy không có tác động của thời gian lên mô hình Do đó, việc bổ sung biến giả vào mô hình ban đầu là không cần thiết.

Kết quả hồi quy ROA và ROE theo phương pháp REM:

Bảng 3.12 Kết quả hồi quy ROA theo phương pháp REM

xtreg ROA STD LTD SIZE GROW

R-sq: within = 0.3825 Obs per group: min = 4 between = 0.5964 avg = 4.0 overall = 0.5029 max = 4

Wald chi2(6) = 99.65 corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000

ROA Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval]

STD -.249477 0485611 -5.14 0.000 -.344655 -.154299 LTD -.0255002 1564146 -0.16 0.870 -.3320672 2810668 SIZE 024402 00811 3.01 0.003 0085067 0402973 GROW 1000887 0182355 5.49 0.000 0643477 1358297 STATE 1861515 0458095 4.06 0.000 0963664 2759365 AGE -.0030778 0023102 -1.33 0.183 -.0076057 0014502 _cons -.1579445 108027 -1.46 0.144 -.3696736 0537846 sigma_u sigma_e rho

04198854 04637088 450525 (fraction of variance due to u_i)

Bảng 3.13 Kết quả hồi quy ROE theo phương pháp REM

xtreg ROE STD LTD SIZE GROW

ROE Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval]

STD -.1891748 0867322 -2.18 0.029 -.3591669 -.0191828 LTD 2922639 2867632 1.02 0.308 -.2697817 8543095 SIZE 0329304 013927 2.36 0.018 005634 0602268 GROW 1933759 0357675 5.41 0.000 1232729 263479 STATE 2643273 0799125 3.31 0.001 1077017 420953 AGE -.0034462 0040533 -0.85 0.395 -.0113905 004498 _cons -.2735712 186902 -1.46 0.143 -.6398924 0927499 sigma_u 06921625 sigma_e 09587066 rho 34264516 (fraction of variance due to u_i)

Tóm tắt kết quả hồi quy theo phương pháp REM cho ROA và ROE:

Hồi quy cho ROA Ý nghĩa

Hồi quy cho ROE Ý nghĩa

Mức độ giải thích của mô hình (R 2 )

STD tăng 1% thì ROA giảm 0,2495%

ROE giảm 0,1892% Tác động của LTD -0,0255 Không có ý nghĩa 0,2923 Không có ý nghĩa

SIZE tăng 1% thì ROA tăng 0,000244%

GROW tăng 1% thì ROA tăng 0,1001%

STATE tăng 1% thì ROA tăng 0,1862%

Tác động của AGE -0,0031 Không có ý nghĩa -0,0034 Không có ý nghĩa

Kết quả hồi quy theo phương pháp REM cho ROA đạt 59,64% và ROE là 43,32%, cho thấy mức độ phù hợp của mô hình đã tăng lên Trong hai lần hồi quy, các biến STD cho kết quả tác động ngược chiều, trong khi SIZE, GROW, và STATE có tác động cùng chiều đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp với mức ý nghĩa 1% Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Abor, J (2005); Ahmad, Z và các cộng sự (2012); Mahfuzah Salim và Dr Raj Yadav (2012); Zeitun, R & Tian, G G (2014); và Dawar, V (2014) Biến LTD và AGE không có ý nghĩa thống kê.

Sau đây tác giả sẽ sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình phù hợp giữa FEM và REM.

Bảng 3.14 Kết quả kiểm định Hausman cho hồi quy ROA

AGE -.0221425 -.0030778 -.0190648 0045089 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg

B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)

Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite)

Nguồn: Tổng hợp từ dữ liệu nghiên cứu dựa trên phần mềm Stata Bảng 3.15 Kết quả kiểm định Hausman cho hồi quy ROE

Kết quả từ Bảng 3.14 cho thấy chi2(6) = 42,94 với p = P (chi2(6) > 42,94) = 0.0000, dẫn đến việc bác bỏ giả thiết H0 rằng mô hình FEM tốt hơn mô hình REM Tương tự, Bảng 3.15 chỉ ra chi2(6) = 30,99 với p = P (chi2(6) > 30,99) = 0.0000, cũng bác bỏ giả thiết H0 về sự ưu việt của mô hình FEM so với REM Do đó, nghiên cứu này khẳng định rằng mô hình FEM phù hợp hơn mô hình REM trong việc phân tích tác động của cấu trúc vốn lên hiệu quả tài chính của các công ty trong ngành thực phẩm Để kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình, tác giả đã áp dụng kiểm định Modified Wald test.

Bảng 3.16 Kiểm định phương sai sai số thay đổi cho hồi quy ROA

Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (35) = 8253.07

Nguồn: Tổng hợp từ dữ liệu nghiên cứu dựa trên phần mềm Stata Bảng 3.17 Kiểm định phương sai sai số thay đổi cho hồi quy ROE

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (35) = 1.3e+05

Từ Bảng 3.16 và Bảng 3.17, chúng ta thấy rằng chi2(35) = 8253,07 với p-value = 0.0000 và chi2(35) = 1.3e + 05 với p-value = 0.0000, do đó giả thiết H0 bị bác bỏ Điều này cho thấy mô hình gặp hiện tượng phương sai sai số thay đổi Để kiểm tra sự xuất hiện của hiện tượng tự tương quan trong mô hình nghiên cứu, tác giả đã áp dụng kiểm định Wooldridge test.

Bảng 3.18 Kiểm định tự tương quan cho hồi quy ROA

xtserial ROA STD LTD SIZE GROW STATE AGE

Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation

Nguồn: Tổng hợp từ dữ liệu nghiên cứu dựa trên phần mềm Stata Bảng 3.19 Kiểm định tự tương quan cho hồi quy ROE

xtserial ROE STD LTD SIZE GROW STATE AGE

Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first- order autocorrelation

Theo Bảng 3.18 và Bảng 3.19, hai mô hình cho kết quả F(1,34) = 1,758 với p(F(1,34) > 1,758) = 0,1937 và F(1,34) = 0,613 với p(F(1,34) > 0,613) = 0,439 Cả hai xác suất này đều lớn hơn 0,1, do đó, chúng ta chấp nhận giả thiết H0: Mô hình không có hiện tượng tự tương quan.

Mô hình nghiên cứu gặp phải hiện tượng phương sai thay đổi, làm cho ước lượng Pooled OLS không đạt được mô hình có phương sai tối thiểu trong các ước lượng không chệch, dẫn đến các hệ số hồi quy không phải là tốt nhất Để khắc phục vấn đề này, bài nghiên cứu áp dụng phương pháp Bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (FGLS), giúp kiểm soát hiện tượng phương sai thay đổi Kết quả từ phương pháp FGLS cũng cho thấy hiệu quả vượt trội so với phương pháp FEM, phù hợp với các kỳ vọng và giả thuyết ban đầu.

Bảng 3.20 Kết quả hồi quy ROA theo phương pháp FGLS

xtgls ROA STD LTD SIZE GROW STATE AGE

Cross-sectional time-series FGLS regression

Estimated covariances = 1 Number of obs = 140

Estimated autocorrelations = 0 Number of groups = 35

Nguồn: Tổng hợp từ dữ liệu nghiên cứu dựa trên phần mềm Stata Bảng 3.21 Kết quả hồi quy ROE theo phương pháp FGLS

xtgls ROE STD LTD SIZE GROW STATE AGE

Kết quả hồi quy sau khi đã loại trừ Công ty Cổ phần Kinh Đô và Công ty Cổ phần Sữa Việt Nam

Sau khi loại trừ 08 quan sát từ hai công ty trong mẫu nghiên cứu, dữ liệu hồi quy còn lại bao gồm 132 quan sát của 33 công ty Kết quả hồi quy được tóm tắt cụ thể như sau:

Bảng 3.22 Phân tích mô tả dữ liệu nghiên cứu stats ROA ROE TD STD LTD LIQ TANG SIZE GROW STATE AGE

N 132 132 132 132 132 132 132 132 132 132 132 mean 0786545 1335492 447022 4181508 0288705 1.801079 3521455 13.22337 1097856 1961365 9.80303 p50 0642 1282 4112 39645 00605 1.4015 3421 13.4045 0729 08215 9 max 3791 6061 7793 7786 3218 5.169 7115 15.318 1.037 6607 22 min -.5236 -1.1195 1065 0957 0 875 0684 11.328 -.6862 0 3 kurtosis 17.40845 34.78808 1.939147 2.090687 12.84037 4.722505 2.943475 1.856734 4.413828 1.652026 3.36123 sd 0903838 154299 1780182 1687517 053844 9433114 135444 1.024525 2841664 2290516 4.135933 skewness -1.514264 -3.66362 -.1557376 0008946 2.950807 1.563196 5263439 0848741 6647043 6079283 7769091

Giá trị cao nhất và thấp nhất của các quan sát không thay đổi, trong khi giá trị trung bình của hai biến độc lập ROA và ROE cùng với các biến phụ thuộc vẫn ổn định, không có sự biến động đáng kể sau khi loại bỏ 08 quan sát.

Biến Dữ liệu theo mẫu 35 công ty

Dữ liệu theo mẫu 33 công ty Chênh lệch

corr TD STD LTD LIQ TANG SIZE GROW STATE AGE

Kết quả trước khi loại bỏ các quan sát cho thấy biến STD, TD và LIQ có mối tương quan chặt chẽ với nhau, với hệ số tương quan đều lớn hơn 0,8 Vì vậy, tác giả đã quyết định loại bỏ biến TD và LIQ.

STD -.2649103 0405828 -6.53 0.000 -.3452287 -.1845919 LTD -.2098366 125835 -1.67 0.098 -.4588797 0392065 SIZE 0019238 0068396 0.28 0.779 -.0116125 0154602 GROW 1429563 0231794 6.17 0.000 0970815 1888312 STATE -.0439879 029164 -1.51 0.134 -.1017071 0137312 AGE -.0008007 0015783 -0.51 0.613 -.0039244 002323

Kết quả hồi quy chỉ ra rằng biến STD có mối quan hệ nghịch biến với ROA ở mức ý nghĩa 1%, trong khi biến LTD không cho thấy ý nghĩa thống kê Biến kiểm soát GROW cũng có vai trò quan trọng trong phân tích này.

ROE Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] hệ đồng biến với ROA ở mức ý nghĩa 1%, các biến khác là SIZE, STATE, AGE không có ý nghĩa thống kê.

STD -.2340064 0761961 -3.07 0.003 -.3848079 -.0832049 LTD 0020939 236261 0.01 0.993 -.465496 4696839 SIZE 0058416 0128416 0.45 0.650 -.0195735 0312567 GROW 2651674 0435203 6.09 0.000 1790352 3512995 STATE -.081077 0547567 -1.48 0.141 -.1894474 0272933 AGE -.000858 0029634 -0.29 0.773 -.006723 005007 _cons 1492939 1599838 0.93 0.353 -.167334 4659218

Kết quả hồi quy cho ROE cho thấy biến STD có mối quan hệ nghịch biến với ROE ở mức ý nghĩa 1%, trong khi biến LTD không có ý nghĩa thống kê Biến kiểm soát GROW có quan hệ đồng biến với ROE, trong khi các biến SIZE, STATE và AGE không có ý nghĩa thống kê.

AGE -.0241468 0050498 -4.78 0.000 -.0341746 -.0141189 _cons -2.082179 4344725 -4.79 0.000 -2.944956 -1.219403 sigma_u 23034229 sigma_e 05038888 rho 95433105 (fraction of variance due to u_i)

Kết quả hồi quy ROA theo phương pháp FEM chỉ ra rằng STD có mối quan hệ nghịch biến với ROA ở mức ý nghĩa 1%, trong khi biến LTD không có ý nghĩa thống kê Các biến kiểm soát SIZE, GROW, và STATE đều có tác động cùng chiều với ROA, trong khi biến AGE thể hiện mối quan hệ nghịch biến.

Kết quả kiểm tra F test cho thấy mô hình FEM là phù hợp hơn mô hình Pooled OLS.

STD -.5995005 1938809 -3.09 0.003 -.9845095 -.2144915 LTD -.1758858 4276819 -0.41 0.682 -1.025177 6734057 SIZE 3559944 0677872 5.25 0.000 2213824 4906064 GROW 1753418 0409162 4.29 0.000 0940903 2565932 STATE 5933092 2970595 2.00 0.049 0034079 1.18321 AGE -.0443356 009852 -4.50 0.000 -.0638999 -.0247714 _cons -4.019133 8476497 -4.74 0.000 -5.702397 -2.335869 sigma_u 42574972 sigma_e 09830798 rho 94938146 (fraction of variance due to u_i)

Kết quả hồi quy ROE bằng phương pháp FEM chỉ ra rằng STD có mối quan hệ nghịch biến với ROE, trong khi biến LTD không có ý nghĩa thống kê Các biến kiểm soát SIZE, GROW, STATE đều có tác động tích cực đến ROE, ngược lại, biến AGE lại thể hiện mối quan hệ nghịch biến.

Kết quả kiểm tra F test cho thấy mô hình FEM là phù hợp hơn mô hình Pooled OLS.

Kết quả hồi quy không thay đổi sau khi loại bỏ 8 quan sát, và kết quả kiểm định parm cho thấy thời gian không ảnh hưởng đến mô hình, do đó không cần bổ sung biến giả vào mô hình ban đầu.

Kết quả hồi quy theo phương pháp REM cho ROA cho thấy biến STD có mối quan hệ nghịch biến, trong khi biến LTD không có ý nghĩa thống kê Chỉ có biến kiểm soát GROW có mối quan hệ đồng biến với ROA, các biến khác không có ý nghĩa thống kê.

xtreg ROE STD LTD SIZE GROW STATE AGE, re

Random-effects GLS regression Number of obs = 132

STATE -.08817 0798511 -1.10 0.270 -.2446752 0683352 AGE -.003934 0041708 -0.94 0.346 -.0121088 0042407 _cons 0381123 2306528 0.17 0.869 -.413959 4901835 sigma_u sigma_e rho

Kết quả hồi quy theo phương pháp REM cho ROE cho thấy biến STD có mối quan hệ nghịch biến, trong khi biến LTD không có ý nghĩa thống kê Chỉ có biến kiểm soát GROW thể hiện mối quan hệ đồng biến với ROE, các biến khác không có ý nghĩa thống kê.

Bảng 3.32 Kết quả kiểm định Hausman cho hồi quy ROE

Kiểm định Hausman cho thấy mô hình FEM phù hợp hơn mô hình REM trong hồi quy của ROA và ROE Tác giả tiếp tục kiểm tra các khuyết tật của mô hình thông qua kiểm định phương sai sai số thay đổi và kiểm định tự tương quan.

Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (33) = 3555.54 Prob>chi2 = 0.0000

Nguồn: Tổng hợp từ dữ liệu nghiên cứu dựa trên phần mềm Stata Bảng 3.34 Kiểm định phương sai sai số thay đổi cho hồi quy ROE

Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (33) = 22745.93

Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi cho thấy mô hình hồi quy của ROA và ROE gặp hiện tượng phương sai sai số thay đổi.

Nguồn: Tổng hợp từ dữ liệu nghiên cứu dựa trên phần mềm Stata Bảng 3.36 Kiểm định tự tương quan cho hồi quy ROE

Kết quả kiểm định tự tương quan cho kết quả hồi quy ROA và ROE cho thấy mô hình không có hiện tượng tự tương quan.

Để khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đổi, tác giả đã áp dụng phương pháp hồi quy Bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (FGLS) cho các chỉ số ROA và ROE, và kết quả thu được như sau:

Nguồn: Tổng hợp từ dữ liệu nghiên cứu dựa trên phần mềm Stata Bảng 3.38 Kết quả hồi quy ROE theo phương pháp FGLS

Kết quả hồi quy ROA và ROE theo phương pháp FGLS chỉ ra rằng biến STD có mối quan hệ nghịch biến với ROA và ROE, trong khi biến LTD không mang ý nghĩa thống kê Ngoài ra, chỉ có biến kiểm soát GROW thể hiện mối quan hệ đồng biến với ROA và ROE, các biến kiểm soát khác không có ý nghĩa thống kê.

Th ả o lu ậ n v ề k ế t qu ả nghiên c ứ u

Kết quả hồi quy từ mẫu nghiên cứu 35 công ty cho thấy biến STD có mối quan hệ nghịch biến với hiệu quả tài chính, được thể hiện qua chỉ tiêu ROA và ROE Trong khi đó, biến LTD không có ý nghĩa thống kê.

Biến kiểm soát SIZE và STATE không có ý nghĩa thống kê trong mẫu 33 công ty, có thể do quy mô lớn của VINAMIL và tỷ lệ sở hữu cao của Nhà nước tại Kinh Đô Ngược lại, biến Tốc độ tăng trưởng doanh thu (GROW) cho thấy mối quan hệ đồng biến với ROA và ROE ở mức ý nghĩa 1% Trong khi đó, biến Thâm niên hoạt động (AGE) không đạt ý nghĩa thống kê.

Việc loại bỏ hai công ty Kinh Đô và VINAMIL khỏi mẫu nghiên cứu đã dẫn đến việc biến Quy mô (SIZE) và Tỷ lệ sở hữu của Nhà nước (STATE) không còn ý nghĩa thống kê Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu đối với hai biến độc lập là Tỷ lệ nợ ngắn hạn/Tổng tài sản (STD) và Tỷ lệ nợ dài hạn/Tổng tài sản vẫn giữ nguyên.

Trong nghiên cứu này, tác giả tập trung vào kết quả sau khi loại bỏ ảnh hưởng của hai công ty lớn trong ngành là Kinh Đô và VINAMIL.

Sau đây tác giả sẽ thảo luận về kết quả nghiên cứu khi đã loại trừ 2 công ty này khỏi mẫu nghiên cứu.

Tỷ lệ nợ ngắn hạn so với tổng tài sản (STD)

Tỷ lệ nợ ngắn hạn so với tổng tài sản (STD) có ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp, được đo lường qua ROA và ROE với mức ý nghĩa 1% Hệ số hồi quy cho ROA là -0,2649 và cho ROE là -0,234, kết quả này tương đồng với nghiên cứu của El-Sayed Ebaid.

I.,2009; Ahmad, Z., Abdullah, N M H., & Roslan, S., 2012; Mahfuzah Salim, Dr.Raj Yadav, 2012; Zeitun, R., & Tian, G G., 2014; Dawar, V., 2014 Do đó tỷ lệ nợ ngắn hạn là nhân tố quan trọng ảnh hưởng ngược chiều đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp như giả thuyết 3 đã đặt ra Bên cạnh đó, do tỷ lệ tổng nợ so với tổng tài sản của doanh nghiệp phần lớn là nợ ngắn hạn nên tỷ lệ tổng nợ cũng sẽ có quan hệ ngược chiều với hiệu quả tài chính như giả thuyết 1 đã đặt ra.

Tỷ lệ nợ dài hạn so với tổng tài sản (LTD) không có ý nghĩa thống kê đối với hiệu quả tài chính khi đo lường bằng ROA và ROE, do nợ dài hạn chỉ chiếm tỷ trọng nhỏ trong cơ cấu vốn của doanh nghiệp Chi phí cao và các thủ tục phức tạp trong việc phát hành nợ hoặc vay vốn trung dài hạn từ ngân hàng cũng là nguyên nhân khiến doanh nghiệp ít hoặc không sử dụng nợ dài hạn.

Tăng trưởng doanh thu (GROW) có ảnh hưởng tích cực đến ROA và ROE với mức ý nghĩa 1%, với hệ số hồi quy lần lượt là 0,143 cho ROA và 0,265 cho ROE, cho thấy GROW tác động đáng kể đến ROE Nghiên cứu của Ahmad, Z., Abdullah, N M H., & Roslan, S (2012) và Mahfuzah Salim, Dr Raj Yadav (2012) cũng cho kết quả tương tự Ngược lại, nghiên cứu của Dawar, V (2014) lại chỉ ra rằng GROW không có tác động hoặc tác động không đáng kể đến ROA và ROE Kết quả này phù hợp với giả thuyết 6, cho thấy rằng tăng trưởng doanh thu có mối quan hệ đồng biến với hiệu quả tài chính, khi doanh thu tăng thì lợi nhuận sau thuế cũng tăng, góp phần cải thiện chỉ số ROA và ROE.

Quy mô công ty (SIZE) và Tỷ lệ sở hữu của Nhà nước (STATE)

Biến SIZE thể hiện quy mô công ty, trong khi biến STATE phản ánh tỷ lệ sở hữu của Nhà nước Kết quả hồi quy cho ROA và ROE cho thấy cả SIZE và STATE đều không có ý nghĩa thống kê, điều này trái ngược với giả thiết 4 và giả thiết 8, vốn cho rằng SIZE và STATE có mối quan hệ đồng biến với hiệu quả tài chính của doanh nghiệp.

Trong Chương 3, tác giả trình bày các phương pháp áp dụng và kết quả hồi quy, sử dụng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng kết hợp với thống kê mô tả Kiểm định Hausman được sử dụng để lựa chọn giữa mô hình hồi quy tác động cố định và mô hình hồi quy tác động ngẫu nhiên Để đảm bảo độ tin cậy và giả định của mô hình hồi quy tuyến tính, tác giả thực hiện các kiểm định nhằm kiểm tra hiện tượng tự tương quan và phương sai sai số thay đổi Cuối cùng, phương pháp hồi quy Bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (FGLS) được áp dụng để khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đổi nếu cần thiết.

Trong nghiên cứu hồi quy, tác giả đã sử dụng hai biến phụ thuộc là ROA và ROE để đo lường hiệu quả tài chính, cùng với các biến độc lập bao gồm Tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (STD), Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (LTD) và Tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản (TD) Các biến kiểm soát bao gồm Quy mô công ty (SIZE), Tính thanh khoản (LIQ), Tài sản hữu hình (TANG), Tốc độ tăng trưởng doanh thu (GROW), Thâm niên hoạt động của công ty (AGE) và Tỷ lệ sở hữu của Nhà Nước (STATE) Sau khi phân tích tương quan, tác giả đã quyết định loại bỏ biến TD và LIQ để tránh hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình.

Tác giả đã thực hiện hai lần hồi quy, lần đầu sử dụng 140 quan sát từ 35 công ty cổ phần trong ngành thực phẩm từ năm 2011 đến 2014, theo tiêu chuẩn hệ thống ngành kinh tế Việt Nam Ở lần thứ hai, tác giả loại trừ hai công ty lớn là Công ty cổ phần Kinh Đô và Công ty Cổ phần Sữa Việt Nam Kết quả hồi quy và kiểm định được trích xuất từ STATA, với kiểm định F cho thấy mô hình Pooled OLS không phù hợp Kiểm định Hausman chỉ ra rằng mô hình Fixed Effect Model (FEM) là lựa chọn tối ưu hơn so với Random Effect Model (REM) Cuối cùng, kiểm định Modified Wald test cho thấy có hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình.

Kiểm tra Wooldridge cho thấy mô hình không gặp hiện tượng tự tương quan Vì vậy, tác giả đã áp dụng phương pháp Bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (FGLS) để khắc phục nhược điểm này trong mô hình.

Sau khi thực hiện hồi quy hai lần và loại trừ Kinh Đô và VINAMIL, tác giả xác nhận kết quả hồi quy Kết quả từ phương pháp FGLS cho thấy Tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (STD) có mối quan hệ nghịch biến với hiệu quả tài chính, được đo lường qua ROA và ROE, trong khi Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (LTD) không có ý nghĩa thống kê Bên cạnh đó, các biến kiểm soát như Quy mô công ty (SIZE) và Tỷ lệ sở hữu của Nhà nước cũng không có ý nghĩa thống kê, trong khi Tốc độ tăng trưởng doanh thu (GROW) lại có tác động tích cực đến cả ROA và ROE.

KẾ T LU Ậ N VÀ KI Ế N NGH Ị

Kết luận

CHƯƠNG 4: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ

Cấu trúc vốn là yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp, bên cạnh các yếu tố như biến động thị trường và rủi ro chính sách Một cấu trúc vốn hợp lý không chỉ giúp công ty đạt được thành công mà còn tối đa hóa lợi ích cho cổ đông Ngược lại, quyết định sai lầm về cấu trúc vốn có thể dẫn đến hậu quả nghiêm trọng, bao gồm phá sản hoặc phải bán tài sản để tái cấu trúc Do đó, việc xác định xu hướng tác động của cấu trúc vốn lên hiệu quả tài chính là rất cần thiết để doanh nghiệp có chiến lược đúng đắn trong môi trường cạnh tranh và rủi ro hiện nay.

Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng với 132 quan sát từ 33 công ty cổ phần trong ngành thực phẩm tại Việt Nam từ năm 2011 đến 2014, loại trừ hai công ty lớn là Công ty Cổ phần Kinh Đô và Công ty Cổ phần Sữa Việt Nam Qua bốn phương pháp phân tích hồi quy Pooled OLS, FEM, REM và FGLS, các biến độc lập được xem xét bao gồm tỷ lệ nợ ngắn hạn, tỷ lệ nợ dài hạn, quy mô công ty, tỷ lệ sở hữu của Nhà nước và thâm niên hoạt động Kết quả cho thấy mô hình FEM là phù hợp nhất dựa trên kiểm định F và Hausman Tiếp theo, tác giả kiểm tra tính khả thi của mô hình thông qua kiểm định phương sai thay đổi và tự tương quan, cuối cùng áp dụng phương pháp hồi quy FGLS để khắc phục những khuyết tật của mô hình.

Kết quả hồi quy chỉ ra rằng tỷ lệ nợ ngắn hạn so với tổng tài sản (STD) có tác động ngược chiều đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp, được đo lường qua ROA và ROE với mức ý nghĩa 1% Điều này xác nhận giả thuyết 3 đã đề ra Cụ thể, hệ số tác động của STD trong hồi quy cho ROA là -0,2649 với mức ý nghĩa 1%.

Khi STD tăng 1%, ROA giảm 0,2649%, và ROE giảm 0,234% với mức ý nghĩa 1% Kết quả này tương đồng với các nghiên cứu trước đây của El-Sayed Ebaid (2009), Ahmad và cộng sự (2012), Mahfuzah Salim cùng Dr Raj Yadav (2012), Zeitun và Tian (2014), cùng Dawar (2014) Những phát hiện này ủng hộ lý thuyết trật tự phân hạng, cho thấy rằng doanh nghiệp nên ưu tiên sử dụng nguồn vốn vay sau cùng trong quyết định huy động vốn, vì việc vay nợ nhiều sẽ tạo ra tín hiệu xấu, khiến thị trường đánh giá thấp doanh nghiệp.

Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ nợ ngắn hạn có mối quan hệ nghịch biến với hiệu quả hoạt động tài chính, trong khi đòn bẩy tài chính có thể làm tăng tỷ suất sinh lợi của vốn chủ sở hữu (ROE) và tổng tài sản (ROA) khi công ty vượt qua khả năng thanh toán lãi vay Có hai khả năng chính: thứ nhất, doanh nghiệp thường sử dụng nợ ngắn hạn để đáp ứng nhu cầu dài hạn do chi phí phát hành nợ dài hạn cao và thủ tục phức tạp; thứ hai, các công ty có thể áp dụng các biện pháp kỹ thuật để tăng chi phí, dẫn đến giảm lợi nhuận sau thuế và làm giảm ROA và ROE.

Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (LTD) không có ý nghĩa thống kê trong nghiên cứu thực nghiệm do chi phí phát hành và sử dụng nợ dài hạn cao, cùng với việc doanh nghiệp gặp khó khăn trong việc thực hiện các thủ tục phức tạp để phát hành nợ Do đó, nhiều doanh nghiệp chọn sử dụng nợ ngắn hạn để đáp ứng nhu cầu dài hạn, hoặc chủ yếu dựa vào vốn chủ sở hữu để tài trợ cho các nhu cầu vốn dài hạn, dẫn đến tỷ lệ nợ dài hạn thấp.

Tăng trưởng doanh thu (GROW) có ảnh hưởng tích cực đến ROA và ROE, với hệ số hồi quy của ROA là 0,143 và ROE là 0,265, cả hai đều đạt mức ý nghĩa 1% Cụ thể, khi GROW tăng 1%, ROA sẽ tăng 0,143% và ROE sẽ tăng 0,265%, cho thấy sự tác động rõ rệt của GROW đối với hiệu quả tài chính.

Nghiên cứu cho thấy rằng 82% các doanh nghiệp có hiệu quả tài chính tốt liên quan đến mức tăng trưởng doanh thu cao Các nghiên cứu của Ahmad, Z., Abdullah, N M H., & Roslan, S (2012) và Mahfuzah Salim, Dr Raj Yadav (2012) cũng xác nhận mối liên hệ này.

Các biến kiểm soát khác như Quy mô công ty (SIZE), Tỷ lệ sở hữu của Nhà nước (STATE), Thâm niên hoạt động (AGE) không có ý nghĩa thống kê.

Ki ế n ngh ị

4.2.1 Kiến nghị đối với các cơ quan có thẩm quyền

Phát triển thị trường vốn là cần thiết để tạo ra kênh huy động vốn trung dài hạn cho doanh nghiệp, giúp giảm tình trạng sử dụng nguồn vốn ngắn hạn cho nhu cầu này Điều này không chỉ nâng cao tính hợp lý trong cơ cấu tài sản và nguồn vốn của các doanh nghiệp, mà còn đặc biệt quan trọng đối với các doanh nghiệp trong ngành thực phẩm.

Cần hoàn thiện và điều chỉnh các chuẩn mực kế toán để phù hợp hơn với thực tiễn, nhằm đảm bảo rằng các số liệu trong báo cáo tài chính phản ánh đúng đắn và chính xác tình hình hoạt động của doanh nghiệp.

Trong bối cảnh hội nhập và hỗ trợ doanh nghiệp tiếp cận nguồn vốn, các cơ quan chức năng cần chú trọng đến hiệu quả tài chính của vốn ngắn hạn cấp cho doanh nghiệp, đặc biệt là ngành thực phẩm Nghiên cứu cho thấy nợ ngắn hạn có mối quan hệ nghịch biến với hiệu quả tài chính, được thể hiện qua các chỉ tiêu ROA và ROE Do đó, các đơn vị cung cấp vốn ngắn hạn cũng cần xem xét tính hiệu quả và sự chính xác trong việc sử dụng nợ ngắn hạn của các doanh nghiệp này.

4.2.2 Kiến nghị đối với các doanh nghiệp nói chung và doanh nghiệp ngành thực phẩm nói riêng

Nghiên cứu cho thấy việc sử dụng nợ vay có thể làm giảm hiệu quả tài chính của doanh nghiệp, đặc biệt khi đánh giá qua chỉ số ROA.

Các doanh nghiệp cần công khai và minh bạch tình hình tài chính để giúp các nhà đầu tư đánh giá chính xác hiệu quả tài chính, từ đó nâng cao chỉ số lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE).

Trong nghiên cứu này, tỷ lệ nợ ngắn hạn ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp ngành thực phẩm Do đó, các doanh nghiệp cần giảm tỷ lệ nợ vay ngắn hạn bằng cách quản lý chặt chẽ mức độ nợ và xem xét kỹ lưỡng cấu trúc vốn Mục tiêu là tối thiểu hóa chi phí sử dụng vốn và tối đa hóa giá trị doanh nghiệp.

4.2.3 Kiến nghị đối với các nhà đầu tư Đối với các nhà đầu tư, trong quá trình xem xét và lựa chọn đầu tư thì nên cân nhắc đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp trong ngành thực phẩm Nghiên cứu thực nghiệm ở mẫu đã cho thấy tỷ lệ nợ ngắn hạn có quan hệ nghịch biến với hiệu quả tài chính của doanh nghiệp thể hiện qua chỉ tiêu ROA và ROE Có thể đây không phải là yếu tố quyết định khi đầu tư vì ROA và ROE được thể hiện qua các con số trong quá khứ, tuy nhiên hiệu quả tài chính của doanh nghiệp là rất quan trọng để doanh nghiệp có thể có những chuyển biến lớn lao trong tương lai.

H ạ n ch ế

Mẫu nghiên cứu chỉ bao gồm 132 quan sát từ 33 doanh nghiệp niêm yết trên sàn HOSE và HNX trong giai đoạn 2011-2014, không đủ dài để so sánh với các nghiên cứu toàn cầu do khó khăn trong thu thập dữ liệu Hơn nữa, nghiên cứu không bao gồm các doanh nghiệp trong ngành thực phẩm khác hoặc trên sàn Upcom, vì vậy kết quả chỉ mang tính tương đối và áp dụng trong phạm vi dữ liệu nghiên cứu.

Các biến đưa vào mô hình dựa trên nghiên cứu của Ahmad, Z., Abdullah,

N M H., & Roslan, S., 2012; Zeitun, R., & Tian, G G., 2014; Dawar, V., 2014; Dzung Nguyen, et al., 2012 nên có thể còn những nhân tố khác chưa được xem xét nhưng cũng có ảnh hưởng đến kết quả nghiên cứu.

Qua đánh giá thì tỷ lệ tổng nợ của các công ty phần lớn là nợ ngắn hạn Khi

84% doanh nghiệp có xu hướng sử dụng nợ ngắn hạn để tài trợ cho nhu cầu dài hạn, hoặc áp dụng các biện pháp kỹ thuật để tăng chi phí, dẫn đến giảm lợi nhuận sau thuế và ảnh hưởng tiêu cực đến ROA và ROE Nghiên cứu chưa đánh giá tác động của việc sử dụng nợ ngắn hạn và các biện pháp kỹ thuật kế toán, do đó, kết quả nghiên cứu có thể bị ảnh hưởng.

1 Đoàn Ngọc Phúc, 2014 Ảnh hưởng của cấu trúc vốn đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp sau cổ phần hóa ở Việt Nam Những vấn đề Kinh tế và Chính trị thế giới, số 7 (219), tr 72-80

2 Nguyễn Thị Ngọc Trang và Nguyễn Thị Liên Hoa, 2008 Phân tích tài chính.

Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản lao động – Xã hội.

3 Nguyễn Thị Ngọc Trang, 2007 Quản trị rủi ro tài chính Trường Đại học Kinh tế

Thành phố Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản thống kê.

4 Trần Hùng Sơn và Trần Viết Hoàng, 2008 Cơ cấu vốn và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp của các công ty niêm yết trên SGDCK TPHCM Tạp chí Phát triển Kinh tế, số 218, tr 36-41

5 Trần Ngọc Thơ và cộng sự, 2013 Tài chính doanh nghiệp hiện đại Nhà xuất bản thống kê.

6 Võ Hồng Đức và Võ Tường Luân, 2014 Bằng chứng thực nghiệm về hạn mức sử dụng nợ tối ưu trong các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam Tạp chí phát triển kinh tế, số 280, tr 43-60

7 Võ Xuân Vinh, Nguyễn Thành Phú, 2014 Nợ vay và giá trị doanh nghiệp: Bằng chứng từ mô hình hồi quy ngưỡng Tạp chí Công nghệ Ngân hàng, tr.22-28.

1 Abor, J., 2005 The effect of capital structure on profitability: an empirical analysis of listed firms in Ghana The journal of risk finance, 6(5), 438-445.

2 Ahmad, Z., Abdullah, N M H., & Roslan, S., 2012 Capital structure effect on firms performance: Focusing on consumers and industrials sectors on Malaysian firms International review of business research papers, 8(5), 137-155.

3 Altman, E., (1984) The Success of Business Failure Prediction Models (An

International Survey) , Journal of Banking and Finance, 8, pp 171-184.

4 Bradley, et al., 1984 Synergistic gains from corporate acquisition and their division bettween the stockholders of target and acquiring firms Journal of Financial Economics 21, 3-40.

5 Dawar, V., 2014 Agency theory, capital structure and firm performance: some

6 Donaldson, C., 1961 Corporate debt capacity: A study of corporate debt policy and the determinants of corporate debt capacity Boston, Division of research, Harvard University

7 Dzung Nguyen, et al., 2012 Financial Development and the Determinants of

Capital Structure in Vietnam, Social Science Reseach Network, id 2014834.

8 El-Sayed Ebaid, I.,2009 The impact of capital-structure choice on firm performance: empirical evidence from Egypt The Journal of Risk Finance, 10(5), 477-487.

9 Harris, M., & Raviv, A., 1978 Some results on incentive contracts with applications to education and employment, health insurance, and law enforcement. The American Economic Review, 20-30.

10 Hu, Y & Izumida, S 2008, 'Ownership Concentration and Corporate Performance:

A Causal Analysis with Japanese Panel Data', Corporate Governance: An International Review, vol 16, no 4, pp 342-58

11 Jenkins, M, Ambrosini, V & Collier, N 2011, Advanced Strategic Management: a multi-perspective approach, second edn, Palgrave McMillan.

12 Jensen, M C.& Meckling, W H., 1976 Theory of the firm: Managerial behaviour, agency costs and ownership structure Journal of Financial Economics,3, 305–360

13 Le, TV & Buck, T 2011, 'State ownership and listed firm performance: a universally negative governance relationship?', Journal of Management &Governance, vol 15, no 2, pp 227-48.

14 LI, T, Sun, L & Zou, L 2009, 'State ownership and corporate performance: A quantile regression analysis of Chinese listed companies', China Economic Review, vol 20, pp 703-16.

15 Mahfuzah Salim, Dr.Raj Yadav, 2012 Capital Structure and Firm Performance:

Evidence form Malaysian Listed Company, Social and Behavioral Sciences 65

16 Miller, M H., 1977 Debt and taxes Journal of Finance, vol 32, no 2, 261- 275.

17 Ming, TC & Gee, CS 2008, 'The influence of ownership structure on the corporate performance of Malaysian public listed companies', ASEAN Economic Bulletin, vol 25, no 2, p 195.

18 Modigliani, F & Miller, M H., 1958 The cost of capital, corporate finance, and the theory of investment American Economy review, vol 48, no 3, 261-297.

19 Modigliani, F & Miller, M H., 1963 Corporate income taxes and the cost of capital: A correction American Economic review, vol 53, no 3, 433-443

20 Myers, S C, 1977 Determinants of corporate borrowing Journal of Finance and

21 Myers, S C & Majluf, N S., 1984 Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have Journal of Finance and Economics, vol 13, no 2, 187-222

22 Myers, S C., 1984 The capital structure puzzle Journal of Finance, vol.39, no 3,

23 Ongore, VO 2011, 'The relationship between ownership structure and firm performance: An empirical analysis of listed companies in Kenya', African Journal of Business Management, vol 5, no 6, pp 2120-8.

24 Ross, S., 1973 The economic theory of agency: The principal’s problem The

25 Shah, SZA, Butt, SA & Saeed, MM 2011, 'Ownership structure and performance of firms: Empirical evidence from an emerging market', African Journal of Business Management, vol 5, no 2, pp 515-23.

26 Spence, M., & Zeckhauser, R., 1971 Insurance, information, and individual action.

27 Stulz, R (1990): “Managerial discretion and optimal financing policies”, Journal of Financial Economics, 26, 3-27.

28 Tian, L & Estrin, S 2008, 'Retained state shareholding in Chinese PLCs: Does government ownership always reduce corporate value?', Journal of Comparative Economics, vol 36, no 1, pp 74-89.

29 Wang, K & Xiao, X 2011, 'Controlling shareholders’ tunneling and executive compensation: Evidence from China', Journal of Accounting and Public Policy, vol 30, no 1, pp 89-100.

30 Weiss, L A., & Wruck, K H., 1998 Information problems, conflicts of interest, and asset stripping Journal of Financial Economics, 48(1), 55-97.

31 Zeitun, R., & Tian, G G., 2014 Capital structure and corporate performance: evidence from Jordan, Social Science Reseach Network, id 2496174.

1 Website Công ty Cổ phần Chứng khoán Sài Gòn: https://www.ssi.com.vn

2 Website Công ty cổ phần Tài Việt: http://vietstock.vn

3 Website Công Ty Cổ Phần Tư Vấn Đầu Tư Cây Cầu Vàng: http://www.cophieu68.vn

4 Website Sở Giao dịch chứng khoán Hà Nội: http://www.hnx.vn

5 Website Sở Giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh: http://www.hsx.vn

6 Website Tổng cục thống kê: www.gso.gov.vn

PHỤ LỤC 1: DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU

Mã Năm LIQ TANG ROA SIZE TD STD LTD ROE GROW STATE AGE

The data analysis for various companies from 2011 to 2014 reveals significant trends in their performance metrics AAM showed a gradual decrease in values from 4.535 in 2011 to 3.597 in 2014 ABT demonstrated a similar pattern, dropping from 4.239 in 2011 to 2.424 in 2014 ACL's figures fluctuated slightly, with a peak of 1.196 in 2011 and a low of 1.068 in 2014 AGF maintained relatively stable values, starting at 1.152 in 2011 and reaching 1.354 in 2014 AGM's performance improved slightly over the years, from 1.19 in 2011 to 1.139 in 2014 ANV showed a declining trend, starting at 1.932 in 2011 and dropping to 1.029 in 2014 BBC's metrics also decreased from 2.015 in 2011 to 2.382 in 2014 BHS exhibited a slight decline, with figures ranging from 1.199 in 2011 to 1.081 in 2014 CAN's performance fluctuated, with a decrease from 1.439 in 2011 to 1.701 in 2014 Lastly, FMC displayed a consistent decline, with values dropping from 1.076 in 2011 to 1.26 in 2014 Overall, these trends highlight the varying performance trajectories of these companies over the observed period.

The data from 2011 to 2014 shows various metrics for GIL, HAD, HAT, HHC, HNM, ICF, KDC, KTS, LSS, NHS, and SAF GIL experienced fluctuations in values, with 2013 showing a notable increase to 1.303 HAD's metrics peaked in 2014 at 5.169, while HAT showed consistent growth, reaching 2.098 in 2014 HHC maintained stable values around 1.7, with a slight increase in 2014 HNM's values fluctuated, peaking at 1.877 in 2014 ICF showed a gradual rise, reaching 1.491 in 2013 KDC's metrics improved over the years, peaking at 2.815 in 2014 KTS exhibited a downward trend, with the lowest value of 2.173 in 2011 LSS showed steady values, peaking at 1.119 in 2014 NHS metrics fluctuated, with the highest value of 1.264 in 2013 Finally, SAF's values showed slight improvements, reaching 2.567 in 2014.

The data from 2011 to 2014 shows varying metrics across different categories, including SBT, SCD, SEC, SGC, SJ1, SLS, TAC, THB, TS4, VCF, and VDL For instance, SBT exhibited values of 1.379 in 2014, with a decrease from 1.598 in 2012, indicating a trend of decline In contrast, SCD peaked at 3.389 in 2012 before falling to 2.236 in 2014 SEC values fluctuated, with 1.331 in 2013 and a notable 0.9452 in 2014 SGC showed a decline from 4.263 in 2011 to 2.469 in 2014, while SJ1 remained relatively stable around 1.238 in 2014 SLS demonstrated a slight increase from 1.35 in 2011 to 2.055 in 2014 TAC values were consistent, with 1.32 in 2014 THB decreased from 1.582 in 2014 to 0.875 in 2011 TS4 values remained low, starting at 0.9281 in 2011 and ending at 0.9977 in 2014 VCF peaked at 3.868 in 2011, dropping to 1.753 in 2014, while VDL followed a similar trend as TS4, showing slight increases Overall, the data reflects diverse trends across the categories, highlighting the importance of monitoring these metrics over time.

VDL 2011 0.9281 0.4637 0.0357 13.469 0.6568 0.5778 0.079 0.104 0.7077 - 4VHC 2014 1.231 0.3057 0.0978 15.318 0.58 0.5641 0.0159 0.2328 0.235 0.5100 10VHC 2013 1.841 0.3487 0.0621 14.751 0.3896 0.3538 0.0358 0.1018 0.2051 0.5100 9VHC 2012 1.368 0.2575 0.0685 14.938 0.5429 0.5429 0 0.1498 0.0302 0.5100 8VHC 2011 1.692 0.2697 0.1638 14.694 0.4572 0.4316 0.0257 0.3018 0.3638 0.5100 7VNH 2014 1.284 0.3166 -0.5236 11.328 0.5323 0.5323 0 -1.1195 -0.5234 0.5500 10VNH 2013 1.483 0.391 0.0424 11.849 0.4108 0.4108 0 0.0719 -0.6088 0.5500 9VNH 2012 1.136 0.3877 -0.0603 11.982 0.5399 0.5388 0.0011 -0.1311 0.0766 0.5500 8VNH 2011 1.227 0.4372 0.01 12.118 0.5452 0.4586 0.0866 0.0221 0.1143 0.5500 7VNM 2014 2.846 0.3977 0.2355 17.065 0.2317 0.2116 0.02 0.3065 0.1302 0.2500 13VNM 2013 2.627 0.4309 0.2856 16.946 0.232 0.2167 0.0153 0.3719 0.1652 0.2500 12VNM 2012 2.68 0.4359 0.2954 16.796 0.2135 0.2104 0.003 0.3756 0.2281 0.2500 11VNM 2011 3.213 0.3924 0.2707 16.562 0.1993 0.1891 0.0102 0.3381 0.3729 0.0900 10

PHỤ LỤC 2: KẾT QUẢ HỒI QUY 3.1 Kết quả nghiên cứu

STD -.1873407 0650153 -2.88 0.005 -.3159384 -.0587429LTD 2686668 2298426 1.17 0.245 -.1859529 7232866SIZE 0222677 0096708 2.30 0.023 0031392 0413962GROW 2182916 0388658 5.62 0.000 1414166 2951666STATE 2419176 057068 4.24 0.000 1290393 3547959AGE -.0004122 002917 -0.14 0.888 -.0061818 0053574_cons -.1595471 1317401 -1.21 0.228 -.420124 1010297

xtreg ROA STD LTD SIZE GROW STATE

AGE -.0232143 0046233 -5.02 0.000 -.0323879 -.0140408 _cons -1.86204 3398306 -5.48 0.000 -2.536338 -1.187742 sigma_u 19377859 sigma_e 04637088 rho 94583786 (fraction of variance due to u_i)

xtreg ROE STD LTD SIZE GROW STATE

STD -.4987342 1707131 -2.92 0.004 -.837466 -.1600024 LTD 1944227 3985355 0.49 0.627 -.5963582 9852036 SIZE 3092766 0574303 5.39 0.000 1953224 4232307 GROW 1289345 0379001 3.40 0.001 0537325 2041366 STATE 6168166 2328747 2.65 0.009 1547427 1.078891 AGE -.0438464 0095585 -4.59 0.000 -.0628126 -.0248803 _cons -3.50652 7025915 -4.99 0.000 -4.900614 -2.112427 sigma_u 35199793 sigma_e 09587066 rho 93094203 (fraction of variance due to u_i)

STD -.249477 0485611 -5.14 0.000 -.344655 -.154299 LTD -.0255002 1564146 -0.16 0.870 -.3320672 2810668 SIZE 024402 00811 3.01 0.003 0085067 0402973 GROW 1000887 0182355 5.49 0.000 0643477 1358297 STATE 1861515 0458095 4.06 0.000 0963664 2759365 AGE -.0030778 0023102 -1.33 0.183 -.0076057 0014502 _cons -.1579445 108027 -1.46 0.144 -.3696736 0537846 sigma_u sigma_e rho

STD -.1891748 0867322 -2.18 0.029 -.3591669 -.0191828 LTD 2922639 2867632 1.02 0.308 -.2697817 8543095 SIZE 0329304 013927 2.36 0.018 005634 0602268 GROW 1933759 0357675 5.41 0.000 1232729 263479 STATE 2643273 0799125 3.31 0.001 1077017 420953 AGE -.0034462 0040533 -0.85 0.395 -.0113905 004498 _cons -.2735712 186902 -1.46 0.143 -.6398924 0927499 sigma_u 06921625 sigma_e 09587066 rho 34264516 (fraction of variance due to u_i)

Prob>chi2 = 0.0000(V_b-V_B is not positive definite)

Bảng 3.17 Kiểm định phương sai sai số thay đổi cho hồi quy ROE

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (35) = 1.3e+05

Bảng 3.19 Kiểm định tự tương quan cho hồi quy ROE

ROA Coef Std Err z P>|z| [95% Conf

Bảng 3.21 Kết quả hồi quy ROE theo phương pháp FGLS

Kết quả hồi quy sau khi đã loại trừ Công ty Cổ phần Kinh Đô và Công ty Cổ phần Sữa Việt Nam

Bảng 3.22 Phân tích mô tả dữ liệu nghiên cứu stats ROA ROE TD STD LTD LIQ TANG SIZE GROW STATE AGE

N 132 132 132 132 132 132 132 132 132 132 132 mean 0786545 1335492 447022 4181508 0288705 1.801079 3521455 13.22337 1097856 1961365 9.80303 p50 0642 1282 4112 39645 00605 1.4015 3421 13.4045 0729 08215 9 max 3791 6061 7793 7786 3218 5.169 7115 15.318 1.037 6607 22 min -.5236 -1.1195 1065 0957 0 875 0684 11.328 -.6862 0 3 kurtosis 17.40845 34.78808 1.939147 2.090687 12.84037 4.722505 2.943475 1.856734 4.413828 1.652026 3.36123 sd 0903838 154299 1780182 1687517 053844 9433114 135444 1.024525 2841664 2290516 4.135933 skewness -1.514264 -3.66362 -.1557376 0008946 2.950807 1.563196 5263439 0848741 6647043 6079283 7769091

corr TD STD LTD LIQ TANG SIZE GROW STATE AGE

Adj R-squ ared = 0.2854 Total 3.11887089 131 023808175 Root MSE = 13043

STD -.4870434 0993758 -4.90 0.000 -.6843842 -.2897027 LTD -.3048037 2192132 -1.39 0.168 -.7401177 1305103 SIZE 1916634 0347451 5.52 0.000 1226665 2606603 GROW 0951936 0209721 4.54 0.000 0535473 13684 STATE 3319917 1522612 2.18 0.032 0296311 6343523 AGE -.0241468 0050498 -4.78 0.000 -.0341746 -.0141189 _cons -2.082179 4344725 -4.79 0.000 -2.944956 -1.219403 sigma_u 23034229 sigma_e 05038888 rho 95433105 (fraction of variance due to u_i)

STD -.5995005 1938809 -3.09 0.003 -.9845095 -.2144915 LTD -.1758858 4276819 -0.41 0.682 -1.025177 6734057 SIZE 3559944 0677872 5.25 0.000 2213824 4906064 GROW 1753418 0409162 4.29 0.000 0940903 2565932 STATE 5933092 2970595 2.00 0.049 0034079 1.18321 AGE -.0443356 009852 -4.50 0.000 -.0638999 -.0247714 _cons -4.019133 8476497 -4.74 0.000 -5.702397 -2.335869 sigma_u 42574972 sigma_e 09830798 rho 94938146 (fraction of variance due to u_i)

STD -.2724511 0559669 -4.87 0.000 -.3821442 -.1627579 LTD -.1799664 161641 -1.11 0.266 -.496777 1368443 SIZE 0092427 0102332 0.90 0.366 -.0108139 0292993 GROW 1244722 0208892 5.96 0.000 0835301 1654143 STATE -.0473543 0442631 -1.07 0.285 -.1341083 0393997 AGE -.0028291 002295 -1.23 0.218 -.0073272 0016689 _cons 0989122 127628 0.78 0.438 -.151234 3490584 sigma_u sigma_e rho

04134303.05038888.4023379 (fraction of variance due to u_i)

STD -.2364112 1026062 -2.30 0.021 -.4375157 -.0353067 LTD 0459718 2993802 0.15 0.878 -.5408026 6327462 SIZE 0168795 018493 0.91 0.361 -.0193662 0531251 GROW 233371 0400347 5.83 0.000 1549043 3118376 STATE -.08817 0798511 -1.10 0.270 -.2446752 0683352 AGE -.003934 0041708 -0.94 0.346 -.0121088 0042407 _cons 0381123 2306528 0.17 0.869 -.413959 4901835 sigma_u sigma_e rho

B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2 (6) = (b-B)'[(V_ b-V_B)^(-1)](b-B)

Prob>chi2 = 0.0000(V_b-V_B is not positive definite)

Bảng 3.34 Kiểm định phương sai sai số thay đổi cho hồi quy ROE

Bảng 3.36 Kiểm định tự tương quan cho hồi quy ROE

STD -.2649103 0394921 -6.71 0.000 -.3423134 -.1875072 LTD -.2098366 122453 -1.71 0.087 -.4498402 0301669 SIZE 0019238 0066557 0.29 0.773 -.0111212 0149689 GROW 1429563 0225564 6.34 0.000 0987466 187166 STATE -.0439879 0283802 -1.55 0.121 -.099612 0116362 AGE -.0008007 0015359 -0.52 0.602 -.0038111 0022097 _cons 1708277 0829189 2.06 0.039 0083097 3333458

Tiêu đề	Tác Động Của Cấu Trúc Vốn Lên Hiệu Quả Tài Chính
Tác giả	Nguyễn Hữu Nguyên Khánh
Người hướng dẫn	PGS.TS. Hồ Viết Tiến
Trường học	Trường Đại Học Kinh Tế TP.Hồ Chí Minh
Chuyên ngành	Tài chính - Ngân hàng
Thể loại	luận văn thạc sĩ kinh tế
Năm xuất bản	2015
Thành phố	TP.HCM

Định dạng
Số trang	107
Dung lượng	486,2 KB

Tác động của cấu trúc vốn lên hiệu quả tài chính trường hợp các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán VN

GIỚI THIỆU CHUNG

Lý do nghiên cứu

Mục tiêu nghiên cứu và câu hỏi nghiên cứu

Tổng quan học thuật

Đối tượng và phạm vi nghiên cứu

Phương pháp nghiên cứu

Kết cấu của đề tài

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ

Cơ sở lý thuyết về cấu trúc vốn

Tổng quan một số lý thuyết về cấu trúc vốn

Cơ sở lý thuyết về hiệu quả tài chính doanh nghiệp

Các nghiên c ứu trước đây về tác độ ng c ủ a c ấ u trúc v ố n lên hi ệ u qu ả tài chính

PHƯƠNG PHÁP, DỮ LI Ệ U

Quy trình nghiên c ứ u

Phương pháp nghiên cứ u

Mô hình nghiên c ứ u

D ữ li ệ u nghiên c ứ u

Phân tích th ố ng kê mô t ả

Phân tích tương quan

Kết quả nghiên cứu

Kết quả hồi quy sau khi đã loại trừ Công ty Cổ phần Kinh Đô và Công ty Cổ phần Sữa Việt Nam

Th ả o lu ậ n v ề k ế t qu ả nghiên c ứ u

KẾ T LU Ậ N VÀ KI Ế N NGH Ị

Kết luận

Ki ế n ngh ị

H ạ n ch ế

.2 Kỳ vọng về dấu của các biến

.5 Phân tích mơ tả dữ liệu nghiên cứu