Luận văn thạc sĩ kinh tế phân tích các nhân tố tác động đến tỷ số nợ của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán việt nam

GIỚI THIỆU

Đặt vấn đề nghiên cứu

Khủng hoảng tài chính toàn cầu đã qua, nhưng hậu quả của nó vẫn kéo dài, ảnh hưởng đến tình hình tài chính của nhiều doanh nghiệp Để thích ứng với bối cảnh mới, các doanh nghiệp cần tái cấu trúc hệ thống và đặc biệt chú trọng đến việc tái cấu trúc nguồn vốn hợp lý nhằm tối đa hóa lợi nhuận và giảm thiểu rủi ro Cấu trúc nguồn vốn, bao gồm tỷ trọng nợ phải trả và vốn chủ sở hữu, cần được cân nhắc kỹ lưỡng để đảm bảo sự cân bằng, chi phí sử dụng vốn thấp và phù hợp với điều kiện kinh doanh cụ thể của doanh nghiệp Cấu trúc vốn hợp lý sẽ được thể hiện qua các chỉ tiêu tài chính quan trọng.

Tỷ lệ nợ (cấu trúc vốn) = Nợ phải trả/ Tổng nguồn vốn (Tổng tài sản)

Trong đó, hệ số nợ phản ánh trong một đồng vốn kinh doanh bình quân mà

Hệ số nợ của doanh nghiệp (DN) phản ánh tỷ lệ vốn được hình thành từ nợ vay, bao gồm nợ ngân hàng và nợ phải trả cho nhà cung cấp Hệ số nợ cao cho thấy DN sử dụng nhiều vốn vay, làm tăng rủi ro thanh toán khi đến hạn trả nợ Ngược lại, hệ số vốn chủ sở hữu cao giúp đảm bảo khả năng thanh toán và duy trì tình hình tài chính an toàn cho DN Tuy nhiên, vốn vay cũng có thể là yếu tố quan trọng giúp DN tận dụng lợi thế đòn bẩy tài chính, kích thích thực hiện các hợp đồng và dự án hiệu quả nhằm gia tăng lợi nhuận.

Trong nền kinh tế thị trường, quyết định cấu trúc nguồn vốn là vấn đề quan trọng đối với mỗi doanh nghiệp, vì nó ảnh hưởng lớn đến tỷ suất lợi nhuận và rủi ro tài chính Do đó, việc doanh nghiệp cần điều chỉnh cấu trúc nguồn vốn phù hợp với từng giai đoạn phát triển là rất cần thiết.

Luận văn thạc sĩ Kinh tế kế toán

Quá trình tổ chức và sắp xếp lại nguồn vốn kinh doanh là rất quan trọng, bao gồm việc lựa chọn và thực hiện các quyết định tài trợ của doanh nghiệp Điều này không chỉ liên quan đến việc đa dạng hóa các kênh huy động vốn mà còn bao gồm tổ chức hoạt động kinh doanh một cách hiệu quả và cải thiện tình hình tài chính Mục tiêu cuối cùng là đạt được một cấu trúc vốn hợp lý, phù hợp với từng giai đoạn phát triển và thực hiện hiệu quả các mục tiêu kinh doanh mà doanh nghiệp đề ra.

Trong bối cảnh thị trường chứng khoán và tài chính phái sinh tại Việt Nam đang phát triển sau suy thoái kinh tế, việc tái cấu trúc nguồn vốn thông qua huy động vốn ngắn hạn và dài hạn còn gặp nhiều hạn chế, chủ yếu phụ thuộc vào vốn vay từ ngân hàng Do đó, một số loại hình doanh nghiệp cần được tái cấu trúc nguồn vốn để thích ứng với tình hình hiện tại.

Theo quy mô doanh nghiệp, có hai loại hình chính: doanh nghiệp nhỏ và vừa, và doanh nghiệp lớn Doanh nghiệp nhỏ và vừa thường có thời gian hoạt động ngắn, chưa xây dựng được uy tín và thương hiệu, quy trình làm việc chưa chuẩn hóa, và tài sản cố định giá trị thấp, dẫn đến khả năng tiếp cận vốn vay hạn chế Tuy nhiên, nhiều doanh nghiệp này vẫn hoạt động hiệu quả, doanh thu tăng trưởng và tạo ra lợi nhuận ổn định Ngược lại, doanh nghiệp lớn mặc dù sở hữu tài sản giá trị lớn và có thương hiệu, nhưng cũng đối mặt với rủi ro tài chính do nhu cầu vay vốn cao và hoạt động đa ngành Những khó khăn trong kinh doanh có thể gây ra tình trạng kiệt quệ tài chính và khả năng thanh toán kém, dẫn đến nguy cơ phá sản Thêm vào đó, thị trường tài chính tại Việt Nam với thông tin không hoàn hảo đã tạo điều kiện thuận lợi cho nhiều doanh nghiệp, đặc biệt là doanh nghiệp nhà nước, trong việc tiếp cận nguồn vốn.

3 vốn vay quá mức Nếu không đánh giá cẩn thận và giám sát chặt chẽ, nhiều

DNNN đang đối mặt với rủi ro tín dụng và nguy cơ phá sản do sử dụng vốn vay vượt ngưỡng an toàn, bắt nguồn từ đầu tư kinh doanh đa ngành của các tập đoàn, tổng công ty nhà nước giai đoạn 2005 – 2008 Báo cáo kiểm toán Nhà nước tháng 7/2012 chỉ ra rằng tỷ lệ vốn bị chiếm dụng cao, nợ quá hạn và khó đòi lớn, cùng với việc đầu tư ngoài ngành dàn trải và thiếu kế hoạch tiền lương là những sai sót phổ biến Đến hết năm 2010, tổng nợ phải thu của 21 tập đoàn, tổng công ty lên tới 56.656 tỷ đồng, chiếm 9,7% tổng tài sản và hơn 36% vốn chủ sở hữu Việc thiếu biện pháp thu hồi nợ hiệu quả và tác động của suy thoái kinh tế đã khiến nhiều doanh nghiệp như Tập đoàn HUD gặp khó khăn với tỷ lệ vốn bị chiếm dụng cao và nợ khó đòi.

Công ty Xây dựng đường thủy, Tổng Công ty Máy động lực và máy nông nghiệp ” (Dương Thu Phương (2012))

Trong bối cảnh doanh nghiệp hiện nay, nhiều công ty gặp khó khăn với hiệu quả kinh doanh thấp và thua lỗ, dẫn đến giảm giá trị tài sản và vốn chủ sở hữu, từ đó làm tăng tỷ lệ nợ và rủi ro tài chính Để cải thiện tình hình, doanh nghiệp cần tổ chức lại sản xuất và tái cấu trúc nguồn vốn Đồng thời, những doanh nghiệp tăng trưởng nhanh cũng phải đối mặt với nhu cầu vốn lớn, thường phải huy động từ bên ngoài như tín dụng thương mại và ngân hàng, khiến hệ số nợ gia tăng Do đó, việc tái cấu trúc nguồn vốn là cần thiết để đạt được sự cân bằng tài chính và đưa hệ số nợ về mức an toàn Ngoài ra, các doanh nghiệp cũng cần xem xét thay đổi cấu trúc kinh doanh hoặc thực hiện mua bán, sáp nhập nhằm gia tăng tỷ suất sinh lời, nâng cao năng lực cạnh tranh và giá trị doanh nghiệp Việc rà soát cấu trúc tài chính và đánh giá rủi ro từng bộ phận là rất quan trọng để phát triển các phương án nâng cao năng lực tài chính.

4 lực tài chính cho những bộ phận trọng yếu hậu sáp nhập nhằm quyết định then chốt đến doanh thu và hiệu quả kinh doanh

Việc tái cấu trúc nguồn vốn của doanh nghiệp chịu ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố như tỷ suất sinh lời, quy mô công ty, tài sản cố định và cơ hội tăng trưởng Quyết định tái cơ cấu tài chính chủ yếu nằm trong tay các nhà quản lý doanh nghiệp Khi sử dụng vốn vay hiệu quả, chủ sở hữu doanh nghiệp sẽ là người hưởng lợi, nhưng nếu không, giám đốc doanh nghiệp sẽ phải gánh chịu những khó khăn tài chính Do đó, tâm lý chung của các nhà quản lý thường ngại mạo hiểm, ít sử dụng vốn vay và thiên về huy động vốn chủ sở hữu Hành vi tài chính này sẽ giúp doanh nghiệp có tình hình tài chính ổn định hơn, với hệ số nợ thấp, nhưng tỷ suất sinh lời cũng sẽ thấp hơn so với các đơn vị trong ngành có đòn bẩy tài chính cao hơn.

Bài nghiên cứu này nhằm cung cấp những kết quả thực nghiệm về tác động của các yếu tố như cơ hội tăng trưởng, tỷ suất sinh lời, quy mô công ty và tỷ lệ tài sản cố định đến tỷ số nợ Qua đó, nghiên cứu kỳ vọng sẽ giúp các nhà quản lý doanh nghiệp có cơ sở để đánh giá và đưa ra nhận xét về cơ cấu vốn phù hợp cho doanh nghiệp của họ.

Sự cần thiết của vấn đề nghiên cứu

Trong giai đoạn 2009 – 2015, ngành ngân hàng Việt Nam đối mặt với tỷ lệ nợ xấu cao, được các chuyên gia kinh tế nhận định là do nợ xấu đã tích tụ từ nhiều năm trước và bắt đầu được chú ý từ cuối năm 2011 Trong giai đoạn 2008 – 2011, tốc độ tăng trưởng tín dụng bình quân đạt 26,56%, trong khi nợ xấu tăng nhanh hơn với tỷ lệ 51% Tình hình này đặt ra nhiều thách thức cho hệ thống ngân hàng và yêu cầu các biện pháp khắc phục hiệu quả.

NHNN đang tập trung vào việc củng cố thanh khoản của hệ thống ngân hàng và lành mạnh hóa hoạt động tài chính nhằm xử lý nợ xấu một cách toàn diện Vào năm 2013, nợ xấu gia tăng nhanh chóng, trở thành mối đe dọa nghiêm trọng đối với an ninh của hệ thống ngân hàng và sự ổn định của tài chính quốc gia.

Năm 2014, kết quả xử lý nợ xấu đạt được ấn tượng nhờ sự nỗ lực của toàn hệ thống và việc bán nợ cho VAMC Đến năm 2015, Ngân hàng Nhà nước và toàn hệ thống đang tích cực làm việc để giảm tỷ lệ nợ xấu xuống dưới 3% trước cuối năm theo chỉ tiêu của Chính phủ.

Theo tiêu chuẩn phân loại quốc tế, mức cảnh báo nợ xấu cần xem xét là trên 3% GDP Hiện tại, nợ xấu ở Việt Nam đã vượt xa mức chuẩn này và đang ở mức đáng báo động Nguy cơ gia tăng nợ xấu sẽ càng lớn hơn khi tăng trưởng kinh tế thấp và thị trường bất động sản đóng băng, dẫn đến khó khăn trong việc xử lý nợ xấu.

Bảng 1.1: Tỷ lệ nợ xấu trong tổng dƣ nợ tín dụng từ 2009 – Tháng 11/2015

Tỷ lệ nợ xấu/ tổng dư nợ (%) 2,05% 2,16% 3,43% 4,08% 3,79% 4,11% 2,72

Biểu đồ 1.1: Tỷ lệ nợ xấu trên tổng dƣ nợ (%)

(Nguồn: Báo cáo tổng kết hoạt động của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam giai đoạn 2009 – 2015)

Bên cạnh các nguyên nhân khách quan như lừa đảo, rủi ro cháy nổ, tai nạn, thiên tai và dịch bệnh, nhiều doanh nghiệp gặp khó khăn do mất cân đối tài chính, mất khả năng thanh khoản và không thể chi trả nợ vay đến hạn Điều này không chỉ phản ánh trách nhiệm của lãnh đạo doanh nghiệp trong việc thiếu định hướng kinh doanh đúng đắn, mà còn cho thấy ngân hàng chưa thực hiện tốt vai trò thẩm định và tư vấn khách hàng để xây dựng cấu trúc vốn phù hợp với hoạt động của doanh nghiệp.

Tỷ lệ nợ xấu/ tổng dƣ nợ (%)

Tỷ lệ nợ xấu/ tổng dư nợ (%)

Bài nghiên cứu này nhằm cung cấp cơ sở cho việc xác định tỷ trọng các nguồn vốn trong tổng giá trị vốn huy động của doanh nghiệp, với mục tiêu tối đa hóa giá trị doanh nghiệp và tối thiểu hóa chi phí sử dụng vốn bình quân, phù hợp với điều kiện kinh doanh cụ thể.

Hiện nay, nhiều nghiên cứu trên thế giới đã phân tích tác động của các yếu tố như cơ hội tăng trưởng, tỷ suất sinh lời, quy mô công ty và tỷ lệ tài sản cố định đến tỷ số nợ, điển hình là công trình của Rajan & Zingales (1995).

Pandey (2004), Gaud (2005) và Serrasqueiro & Macus Nunes (2010), Wanrapee

Banchuenvijit (2009), Chen (2004)… những nghiên cứu thực nghiệm này thường dựa trên dữ liệu tại Hoa Kỳ, các nước thuộc G-7, Bồ Đào Nha, Malaysia, Thái

Trong bối cảnh nghiên cứu về tác động của tỷ số nợ đến giá trị thị trường tại Việt Nam, hiện chỉ có một số công trình như của Trần Hùng Sơn (2012), Lê Đạt Chí (2013) và Đặng Thị Quỳnh Anh & Quách Thị Hải Yến (2014) Các nghiên cứu trước đây chủ yếu tập trung vào ảnh hưởng đến giá trị sổ sách của cấu trúc vốn Do đó, bài nghiên cứu này kỳ vọng áp dụng mô hình nghiên cứu theo giá trị thị trường sẽ mang lại ý nghĩa mới Tác giả mong muốn đóng góp vào cơ sở lý luận, cải tiến các mô hình hồi quy trước đó và kiểm định lại các giả thuyết trong nghiên cứu định lượng nhằm hoàn thiện vấn đề nghiên cứu.

Mục tiêu nghiên cứu

Nghiên cứu này nhằm xác định các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ lệ nợ của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn sau khủng hoảng tài chính từ 2010 đến 2015.

Bài nghiên cứu này nhằm đánh giá mức độ ảnh hưởng của từng yếu tố đến tỷ lệ nợ của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

Cuối cùng, việc xác định cấu trúc vốn dựa trên giá trị sổ sách và giá trị thị trường sẽ kế thừa các nghiên cứu thực nghiệm trước đó, từ đó góp phần hoàn thiện vấn đề nghiên cứu.

Câu hỏi nghiên cứu

Thứ nhất, những nhân tố nào tác động đến tỷ số nợ của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam trong giai đoạn 2010 – 2015?

Thứ hai, mức độ tác động của các nhân tố này đến tỷ số nợ của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam trong giai đoạn 2010 - 2015?

Trong bài viết này, chúng tôi sẽ so sánh các nhân tố ảnh hưởng đến giá trị thị trường và giá trị sổ sách của tỷ số nợ ở các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn hiện tại Nghiên cứu sẽ tập trung vào việc phân tích các yếu tố như tình hình kinh tế, chính sách tài chính và đặc điểm ngành nghề để hiểu rõ hơn về mối quan hệ giữa tỷ số nợ và giá trị thị trường của các công ty Mục tiêu là cung cấp cái nhìn sâu sắc giúp các nhà đầu tư và doanh nghiệp đưa ra quyết định chính xác hơn trong việc đánh giá giá trị thực của công ty trên thị trường.

Đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu

- Đối tƣợng nghiên cứu của luận văn là các nhân tố tác động đến tỷ số nợ của các công ty niêm yết trên TTCK tại Việt Nam

+ Phạm vi về thời gian:

Báo cáo tài chính, báo cáo thường niên của các công ty phi tài chính niêm yết trên TTCK Việt Nam trong 06 năm từ năm 2010 đến năm 2015

+ Phạm vi về nội dung:

Nghiên cứu thực nghiệm này tập trung vào tỷ số nợ và các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ số nợ theo giá trị sổ sách và giá trị thị trường của các công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

+ Phạm vi về không gian:

Luận văn nghiên cứu đối với 285 công ty phi tài chính niêm yết trên TTCK

Việt Nam cung cấp đầy đủ dữ liệu tài chính và báo cáo thường niên của các công ty trên hai sàn HOSE và HNX mỗi năm.

Phương pháp nghiên cứu

Nghiên cứu dựa trên dữ liệu từ báo cáo tài chính đã được kiểm toán của 285 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2010 - 2015, nhằm phân tích các yếu tố tác động đến hoạt động của các doanh nghiệp này.

Công trình nghiên cứu đã thu thập và phân tích số liệu thống kê sẵn có, sử dụng bảng biểu và đồ thị để so sánh và đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ số nợ Ngoài ra, nghiên cứu còn áp dụng phương pháp suy diễn để lập luận và giải thích đặc điểm của từng yếu tố trong quá trình phân tích dữ liệu.

Bài nghiên cứu được thực hiện theo phương pháp nghiên cứu định lượng

Phân tích thống kê mô tả giúp tóm tắt các đặc điểm của dữ liệu, bao gồm giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn nhất và số mẫu quan sát trong nghiên cứu.

Phân tích mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc là cần thiết để hiểu rõ sự tương tác trong nghiên cứu Việc kiểm tra khả năng xuất hiện đa cộng tuyến giữa các biến số có thể được thực hiện thông qua việc thiết lập ma trận hệ số tương quan.

Bài nghiên cứu áp dụng phương pháp ước lượng bình phương tối thiểu thông thường Pooled OLS và các phương pháp hồi quy dữ liệu dạng bảng, bao gồm ước lượng với tác động cố định (FEM) và tác động ngẫu nhiên (REM) Dựa trên kết quả từ các mô hình, tác giả sẽ tiến hành các kiểm định như Hausman test, F-Test và Lagrangian multiplier test (LM test) để xác định phương pháp ước lượng tối ưu.

Sau khi kiểm định mô hình hồi quy, chúng tôi phát hiện rằng mô hình này vi phạm các giả thuyết cổ điển của kinh tế lượng, bao gồm đa cộng tuyến, phương sai sai số thay đổi và tự tương quan Do đó, các phương pháp hồi quy đã chọn không còn hiệu quả.

Khi mô hình không đạt được kết quả đáng tin cậy và không ổn định, cần áp dụng phương pháp khác hiệu quả hơn, như phương pháp bình phương bé nhất tổng quát khả thi.

Phương pháp FGLS được áp dụng để khắc phục các vấn đề trong mô hình REM, theo nghiên cứu của Wooldridge (2002), trong khi phương pháp hồi quy với sai số chuẩn (D & K) được sử dụng để cải thiện mô hình FEM, dựa trên quan điểm của Driscoll & Kraay (1998) Qua phương pháp định lượng này, tác giả mong muốn xác định mức độ phù hợp lý thuyết của mô hình đã chọn.

Kết cấu của luận văn

Kết cấu luận văn gồm có 5 chương:

Chương 1: Giới thiệu về vấn đề nghiên cứu

Chương 2: Cơ sở lý thuyết liên quan đến các nhân tố tác động đến tỷ số nợ của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam

Chương 3: Phương pháp nghiên cứu

Chương 4: Kết quả nghiên cứu và thảo luận về các nhân tố tác động đến tỷ số nợ của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam

Chương 5: Kết luận, hạn chế và kiến nghị nhằm hoàn thiện vấn đề nghiên cứu

Ý nghĩa khoa học của đề tài nghiên cứu

Góp phần vào việc xác định mô hình các yếu tố tác động đến tỷ số nợ thông qua một bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam (empirical evidence)

Có tính cập nhật đóng góp vào việc ra quyết định do nghiên cứu được thực hiện trong giai đoạn gần nhất (đến năm 2015)

Phương pháp tiếp cận trong đo lường giúp nhà quản trị ngân hàng, cổ đông, nhà quản trị doanh nghiệp và nhà hoạch định chính sách có cái nhìn toàn diện hơn, từ đó đưa ra những quyết định tài chính chính xác và hiệu quả.

Tóm tắt chương I

Chương I tổng quát vấn đề nghiên cứu nhằm nêu bật lên các nhân tố tác

10 động đến tỷ số nợ của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam giai đoạn 2010

Vào năm 2015, tác giả đã phác thảo mục tiêu nghiên cứu nhằm đánh giá tác động và xây dựng mô hình hồi quy để ước lượng các nhân tố ảnh hưởng đến hệ số nợ Trong chương tiếp theo, tác giả sẽ trình bày các cơ sở lý thuyết liên quan đến vấn đề nghiên cứu, từ đó xây dựng mô hình mục tiêu dựa trên việc kế thừa và chọn lọc các mô hình nghiên cứu trước đó.

CHƯƠNG II: CƠ SỞ LÝ THUYẾT LIÊN QUAN ĐẾN CÁC NHÂN TỐ

TÁC ĐỘNG ĐẾN TỶ SỐ NỢ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN

Giới thiệu chương

Chương II trình bày các cơ sở lý thuyết liên quan đến vấn đề nghiên cứu như lý thuyết về cấu trúc vốn theo quan điểm của Modigliani và Miller, lý thuyết đánh đổi, lý thuyết tín hiệu và trật tự phân hạng Bên cạnh đó, chương này cũng tham khảo các nghiên cứu trước đây của nhiều tác giả từ Hoa Kỳ, nhóm nước G-

Nghiên cứu về sự độc lập và phụ thuộc giữa các biến tại Nigeria, Malaysia, Thái Lan và Trung Quốc sẽ tập trung vào việc xác định mối tương quan giữa các biến và xây dựng mô hình nghiên cứu dự kiến.

Nền tảng lý thuyết về vấn đề nghiên cứu

2.2.1 Lý thuyết về cấu trúc vốn theo quan điểm của Modigliani và Miller Đây là nghiên cứu khởi đầu cho các nghiên cứu về cấu trúc vốn hiện đại do Modigliani & Miller (M&M) đưa ra vào năm 1958 Với hai trường hợp được nghiên cứu là DN hoạt động trong môi trường không thuế và trong môi trường có thuế M&M đã đưa ra các kết luận quan trọng về cấu trúc vốn của DN Đó là trong trường hợp không thuế giá trị công ty không vay nợ và có vay nợ là như nhau, hay nói một cách khác cấu trúc vốn không ảnh hưởng đến giá trị công ty và không có cấu trúc vốn nào là tối ưu cả Còn trong trường hợp có thuế thì giá trị công ty có vay nợ cao hơn giá trị công ty không vay nợ do được hưởng lợi ích từ lá chắn thuế

Các kết luận trên được xây dựng dựa trên giả định về thị trường hoàn hảo, không có thuế thu nhập doanh nghiệp và thuế thu nhập cá nhân, cũng như không có chi phí giao dịch, chi phí phá sản và chi phí kiệt quệ tài chính, với lãi suất tiền gửi cá nhân và doanh nghiệp giống nhau Tuy nhiên, những giả định này khó có thể xảy ra trong thực tế, dẫn đến hạn chế khả năng ứng dụng của lý thuyết M&M.

2.2.2 Lý thuyết đánh đổi (Trade off Theory) Được phát triển bởi Kraus & Litzenberger (1973) cho rằng nhà quản trị của

Doanh nghiệp cần xác định cấu trúc vốn tối ưu để tối đa hóa giá trị công ty, dựa trên sự đánh đổi giữa lợi ích và chi phí của việc sử dụng nợ Lợi ích từ nợ chủ yếu đến từ lá chắn thuế nhờ lãi vay, trong khi chi phí tiềm ẩn bao gồm chi phí kiệt quệ tài chính, như chi phí pháp lý khi giải quyết phá sản, chi phí quản lý trong thời gian chờ phá sản, và mất khách hàng do tình hình tài chính không ổn định Các giám đốc doanh nghiệp phải cân nhắc giữa lợi ích từ lá chắn thuế và chi phí kiệt quệ tài chính khi quyết định vay nợ.

Lý thuyết đánh đổi được viết dưới dạng công thức như sau:

DN = Giá trị DN được tài trợ bằng vốn cổ phần + Giá trị hiện tại của khoản lợi thuế - Chi phí phá sản kỳ vọng

Lý thuyết đánh đổi giúp giải thích sự khác biệt trong cấu trúc vốn giữa các ngành Chẳng hạn, các công ty công nghệ cao thường có tài sản chủ yếu là vô hình, dẫn đến đòn bẩy tài chính thấp, trong khi các hãng hàng không có nhiều tài sản hữu hình và an toàn hơn, cho phép họ vay mượn nhiều hơn.

2.2.3 Lý thuyết thông tin bất cân xứng (The Asymmetric Information

2.2.3.1 Lý thuyết tín hiệu (Signaling Theory)

Theo lý thuyết tín hiệu, cơ cấu vốn của doanh nghiệp không chỉ phản ánh tình hình tài chính mà còn gửi đi thông điệp quan trọng đến các nhà đầu tư bên ngoài về thông tin nội bộ Thêm vào đó, lý thuyết này cho thấy rằng thị trường có thể có phản ứng tiêu cực đối với các hành động mà doanh nghiệp thực hiện, nếu những hành động đó được coi là dấu hiệu không tích cực về tình hình nội bộ của họ.

Giảm đòn bẩy tài chính thường dẫn đến phản ứng tích cực từ thị trường, trong khi việc phát hành nợ cho thấy doanh nghiệp đang nắm bắt cơ hội tăng trưởng Ngược lại, khi doanh nghiệp phát hành cổ phiếu, điều này có thể chỉ ra rằng tốc độ tăng trưởng đang chậm lại, khiến thị trường có xu hướng phản ứng tiêu cực và có thể làm giảm giá trị doanh nghiệp trên sàn chứng khoán.

2.2.3.2 Lý thuyết trật tự phân hạng (Pecking Order Theory)

Thứ nhất, lý thuyết trật tự phân hạng được phát triển bởi Stewart Myers và

Nicolas Majluf (1984) phân tích quyết định đầu tư và tài trợ của doanh nghiệp dựa trên thông tin bất cân xứng, cho thấy rằng các nhà quản trị nắm rõ hơn về tình hình kinh doanh và khả năng sinh lời của dự án so với các nhà đầu tư bên ngoài Do đó, nếu dự án có tiềm năng và lợi nhuận cao, nguồn tài trợ tối ưu là sử dụng lợi nhuận giữ lại Khi nguồn này không đủ, doanh nghiệp thường chọn vay vốn với lãi suất cố định, thường thấp hơn tỷ suất sinh lời của dự án, nhằm tránh chia sẻ lợi nhuận với cổ đông mới.

Theo lý thuyết trật tự phân hạng, không tồn tại một hỗn hợp nợ và vốn cổ phần mục tiêu rõ ràng Myers cho rằng việc xác định cấu trúc vốn tối ưu là khó khăn, vì vốn chủ sở hữu thường được ưu tiên hàng đầu trong thứ tự tài trợ.

(lợi nhuận giữ lại) và cuối cùng (phát hành cổ phần mới) trong trật tự phân hạng

Theo lý thuyết trật tự phân hạng, công ty ưu tiên sử dụng nguồn vốn nội bộ, chủ yếu là lợi nhuận sau thuế giữ lại, để tái đầu tư trước khi phát hành nợ vay Phát hành cổ phần thường được xem là giải pháp cuối cùng khi công ty đã khai thác hết lợi nhuận giữ lại và không còn khả năng vay nợ.

Thứ ba, thông qua lý thuyết trật tự phân hạng giúp giải thích (1) tại sao các

Các doanh nghiệp có khả năng sinh lợi cao thường vay ít hơn do không cần nguồn tài trợ từ bên ngoài, trong khi các doanh nghiệp kém sinh lời lại phát hành nợ vì thiếu vốn nội bộ cho đầu tư Theo trật tự tài trợ, vay nợ chỉ đứng sau lợi nhuận giữ lại Hành vi quản trị của các doanh nghiệp này phản ánh rõ sự khác biệt trong khả năng sinh lời và chiến lược tài chính của họ.

Các doanh nghiệp với cơ hội đầu tư hạn chế sẽ nỗ lực duy trì tỷ lệ nợ mục tiêu thấp, trong khi những doanh nghiệp có cơ hội đầu tư lớn và nguồn vốn nội bộ dồi dào sẽ phải tăng cường sử dụng đòn bẩy tài chính Dự báo cho thấy có sự thay đổi trong tỷ lệ nợ của nhiều doanh nghiệp.

DN ở giai đoạn phát triển ổn định Tỷ lệ nợ tăng khi các DN có thâm hụt tài chính và giảm khi có thặng dư tài chính.

Lược khảo một số nghiên cứu thực nghiệm trước đây

Sau khi tổng hợp và phân tích các nghiên cứu trước đây cả ở Việt Nam và trên thế giới, tác giả đã rút ra một số kết luận quan trọng.

Các nghiên cứu trên thế giới:

Nghiên cứu của Pandey (2004) phân tích dữ liệu từ 208 công ty tại Malaysia trong giai đoạn 1994-2000, cho thấy cấu trúc vốn được đo bằng tỷ số nợ (tổng nợ/tổng tài sản) và cơ hội tăng trưởng được đánh giá qua tỷ số Tobin Q Kết quả nghiên cứu chỉ ra mối quan hệ phi tuyến giữa cơ hội tăng trưởng và nợ, đồng thời phát hiện mối quan hệ đồng biến tích cực giữa quy mô công ty, tài sản cố định và cấu trúc vốn Cụ thể, các công ty có quy mô lớn hơn thường sử dụng nợ nhiều hơn, và những công ty sở hữu nhiều tài sản cố định có khả năng vay nợ cao hơn.

Nghiên cứu của Gaud (2005) phân tích 104 công ty niêm yết tại Thụy Sĩ trong giai đoạn 1991 – 2000, sử dụng mô hình động kết hợp GMM Kết quả cho thấy quy mô công ty và tài sản cố định hữu hình có mối quan hệ đồng biến với tỷ lệ nợ, trong khi cơ hội tăng trưởng và lợi nhuận lại có tương quan nghịch biến với đòn bẩy nợ Nghiên cứu này xác nhận sự tồn tại của tỷ số nợ trên vốn chủ sở hữu mục tiêu, đồng thời phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng và lý thuyết đánh đổi, cho thấy các công ty có lợi nhuận giữ lại nhiều sẽ ưu tiên tái đầu tư hơn là sử dụng nợ vay.

Nghiên cứu của Raijan và Zingales (1995) trong nhóm G-7 cho thấy mối quan hệ giữa cơ hội tăng trưởng và đòn bẩy nợ, tương tự như kết quả của Pandey (2004) Đòn bẩy nợ được đo bằng giá trị sổ sách và giá trị thị trường của nợ, trong khi cơ hội tăng trưởng được tính qua tỷ số giữa giá trị sổ sách của tài sản và vốn chủ sở hữu Nghiên cứu chỉ ra rằng cơ hội tăng trưởng có mối quan hệ nghịch biến với tỷ số nợ, đồng thời lợi nhuận cũng có mối quan hệ nghịch biến với đòn bẩy nợ, hỗ trợ lý thuyết trật tự phân hạng Các công ty có lợi nhuận cao thường ưu tiên tái đầu tư thay vì sử dụng nợ vay Cuối cùng, nghiên cứu cũng cho thấy tỷ lệ tài sản cố định và quy mô công ty có tương quan cùng chiều với tỷ số nợ.

Zộlia Serrasqueiro & Paulo Maỗós Nunes (2010) - bài nghiờn cứu sử dụng số liệu được lấy từ báo cáo tài chính của các công ty niêm yết trên TTCK Bồ Đào

Nghiên cứu này phân tích 39 công ty từ năm 1998 đến 2006, nhằm xác định tác động của các yếu tố như cơ hội tăng trưởng (GO1, GO2), tỷ suất lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản (PRO) và quy mô doanh nghiệp đến tỷ lệ nợ của các doanh nghiệp.

Trong nghiên cứu này, chúng tôi phân tích tỷ lệ tài sản cố định (TANG) và kích thước (SIZE) của doanh nghiệp Nghiên cứu có sự tương đồng với công trình của Raijan và Zingales (1995) liên quan đến phương pháp tính tỷ số nợ và các cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp.

(GO1) tính theo Tobin Q, biến mở rộng nghiên cứu và phát triển (được sử dụng bởi Ozkan 2011, Panley 2004, Gaud 2005) Thêm vào đó, cơ hội tăng trưởng

GO2 được xác định thông qua tỷ lệ giữa quỹ đầu tư phát triển (R&D) và tổng tài sản, trong khi quy mô công ty được đo lường bằng logarit của tổng tài sản (Chen 2003 & Pandey 2004).

Nghiên cứu thực nghiệm tại Bồ Đào Nha cho thấy mối quan hệ nghịch biến giữa lợi nhuận và đòn bẩy nợ, trong khi đó, lợi nhuận có mối quan hệ đồng biến với quy mô công ty và tỷ lệ tài sản cố định Bài nghiên cứu cũng nhấn mạnh sự tồn tại của mối quan hệ phi tuyến giữa cơ hội tăng trưởng và nợ, cùng với ảnh hưởng của các yếu tố khác đến tỷ số nợ.

Nghiên cứu của Bevan và Danbolt (2000) phân tích cấu trúc vốn của 822 công ty tại Vương Quốc Anh, sử dụng phương pháp hồi quy Kết quả cho thấy cấu trúc vốn, được đo bằng tỷ lệ nợ trên tổng tài sản, có mối quan hệ tỷ lệ thuận với tỷ lệ tài sản cố định, trong khi lại có mối quan hệ tỷ lệ nghịch với lợi nhuận và mức độ cơ hội tăng trưởng của công ty.

Nghiên cứu của Shumi Aktar và Barry Oliver (2005) đã phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn (LEV) của 500 doanh nghiệp tại Nhật Bản, bao gồm cả tập đoàn đa quốc gia và công ty trong nước, trong giai đoạn 1978 - 2004 Dựa trên 5.508 quan sát, nghiên cứu đã xác định 6 biến độc lập có tác động đến tỷ lệ nợ (LEV) của các doanh nghiệp này.

DN, gồm: (1) Tự tin thái quá – CONF, (2) Giá trị thị trường trên giá trị sổ sách –

MB; (3) Sự ảnh hưởng của thị trường đến cơ hội tăng trưởng của DN – EFWAMB

(GO); (4) Quy mô của DN dựa trên yếu tố doanh thu - SIZE; (5) Cơ cấu tài sản –

Nghiên cứu cho thấy có mối tương quan nghịch giữa hiệu quả kinh doanh (PRO) và cơ hội tăng trưởng (GO), trong khi đó, quy mô doanh nghiệp (SIZE) và cơ cấu tài sản (TANG) lại có mối tương quan thuận với tỷ lệ nợ của doanh nghiệp.

Rafiu Oyesola Salawu và Akinlolu Ayodeji Agboola (2008) đã tiến hành nghiên cứu dữ liệu của 33 doanh nghiệp phi tài chính tại Nigeria trong giai đoạn 1990 – 2004 Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng các yếu tố như cơ hội tăng trưởng, lợi nhuận, tỷ lệ tài sản và quy mô doanh nghiệp đều có ảnh hưởng đáng kể đến hiệu suất hoạt động của các doanh nghiệp này.

DN có tác động cùng chiều (+) lên tỷ lệ nợ và tỷ lệ nợ dài hạn, ngược chiều với tỷ lệ nợ ngắn hạn

Wanrapee Banchuenvijit (2009) - đã thực hiện nghiên cứu dữ liệu của 81

DN từ 6 ngành kinh tế niêm yết tại Sở Giao dịch chứng khoán Thái Lan giai đoạn

2004 - 2008 Với năm nhân tố được đưa vào mô hình gồm tỷ suất sinh lời, quy mô

Nghiên cứu cho thấy ba yếu tố chính ảnh hưởng đến tỷ lệ nợ của doanh nghiệp (DN) là tỷ suất lợi nhuận (PRO) và tỷ lệ tài sản cố định hữu hình (TANG), cả hai đều có tác động ngược chiều (-) với tỷ lệ nợ Ngược lại, quy mô doanh nghiệp (SIZE) lại có tác động cùng chiều (+) đến tỷ lệ nợ, cho thấy mối liên hệ giữa quy mô và khả năng vay nợ của DN.

Nghiên cứu của Huang & Song (2002) phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của hơn 1.000 công ty Trung Quốc niêm yết trên thị trường chứng khoán, dựa trên dữ liệu thị trường và kế toán Sử dụng phương pháp OLS và mô hình Tobit, nghiên cứu chỉ ra rằng tỷ lệ nợ trên tổng tài sản có mối tương quan tỷ lệ thuận với quy mô công ty, lá chắn thuế và tài sản cố định, trong khi có mối tương quan tỷ lệ nghịch với lợi nhuận và ngành nghề kinh doanh.

Jean J Chen (2003) - bài nghiên cứu được thực hiện trên 77 công ty lớn có cổ phiếu niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán Thượng Hải, Trung Quốc

Nghiên cứu dựa trên lý thuyết đánh đổi và lý thuyết trật tự phân hạng đã xác định các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các công ty niêm yết, bao gồm tỷ suất sinh lợi, khả năng tăng trưởng, tỷ lệ tài sản cố định hữu hình, chi phí kiệt quệ tài chính và lá chắn thuế Kết quả cho thấy tỷ suất sinh lợi và quy mô doanh nghiệp có tác động tiêu cực đến tỷ lệ nợ, trong khi tốc độ tăng trưởng và tỷ lệ tài sản cố định hữu hình lại có tác động tích cực Bên cạnh đó, nghiên cứu cũng chỉ ra sự khác biệt trong việc sử dụng cấu trúc vốn giữa các công ty tại các nước đang phát triển và Trung Quốc, với xu hướng các công ty Trung Quốc ưa chuộng nợ ngắn hạn hơn nợ dài hạn.

Một số nghiên cứu trong nước:

Mô hình nghiên cứu dự kiến

Sau khi khảo sát một số bài nghiên cứu, tác giả nhận thấy rằng mặc dù số lượng biến tác động và công thức tính toán khác nhau, nhưng vẫn tồn tại những điểm chung như lựa chọn các nhân tố tác động như cơ hội tăng trưởng, quy mô doanh nghiệp, tỷ suất sinh lời và tỷ lệ tài sản cố định hữu hình Các biến này không chỉ có ý nghĩa kinh tế mà còn có mối tương quan và giải thích rõ ràng cho vấn đề nghiên cứu Đặc biệt, cách tiếp cận và mô hình nghiên cứu của tác giả tương đồng với các nghiên cứu thực nghiệm của Zélia.

Serrasqueiro & Paulo Maỗós Nunes (2010) tại Bồ Đào Nha, Shumi Aktar, Barry

Oliver (2005) và Vương Đức Hoàng Quân (2014) đã đề xuất các mô hình nghiên cứu có khả năng thu thập dữ liệu hiệu quả Tác giả khuyến nghị kế thừa những mô hình này để phát triển mô hình hồi quy cùng với các biến nghiên cứu liên quan.

Mô hình hồi quy dự kiến:

BLEVit = β0 + β1GO1 it + β2GO2 it + β3PROit + β4SIZE it + β5TANGit + ε it (Mô hình 1)

MLEVit = β0 + β1GO1it + β2GO2 it + β3PROit + β4SIZEit + β5TANG it + ε it (Mô hình 2)

BLEVit : Tỷ số nợ theo giá trị sổ sách của DN i tại năm t

MLEVit : Tỷ số nợ theo giá trị thị trường của DN i tại năm t

GO1 : Cơ hội tăng trưởng của DN i tại năm t

GO2 : Cơ hội tăng trưởng của DN (đo bằng tỷ lệ giá trị tài sản vô hình)

PRO : Tỷ số lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản của DN i tại năm t

SIZE : Quy mô của DN i tại năm t

TANG : Tỷ lệ tài sản cố định trên tổng tài nản của DN i năm t β : Hệ số tác động của các biến độc lập εit : Sai số

Tính mới của đề tài

Qua khảo sát các nghiên cứu trước đây, tác giả nhận thấy rằng hầu hết đều dựa vào giá trị sổ sách của tỷ số nợ Tuy nhiên, tại Việt Nam, với thị trường không hoàn hảo và thông tin bất cân xứng, giá trị sổ sách không phản ánh chính xác tình hình thực tế của công ty Do báo cáo tài chính thường được điều chỉnh trước khi công bố, bài nghiên cứu này kỳ vọng sẽ đóng góp vào các giả thuyết nghiên cứu thông qua một nghiên cứu thực nghiệm vững chắc dựa trên giá trị thị trường của tỷ số nợ, nhằm phản ánh trung thực hơn về vấn đề nghiên cứu.

Tóm tắt chương II

Chương II đã tổng quan các cơ sở lý thuyết về các nhân tố tác động đến tỷ số nợ đồng thời lược khảo các kết quả nghiên cứu thực nghiệm trước đây tại nhiều quốc gia trên thế giới bao gồm các nước phát triển và một số nước trong khu vực châu Á Trong đó, các yếu tố tác động đến tỷ số nợ bao gồm cơ hội tăng trưởng

Tỷ suất sinh lời (PRO), quy mô công ty (SIZE) và tỷ lệ tài sản cố định hữu hình (TANG) là những yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến tỷ số nợ của các doanh nghiệp Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu cho thấy sự tác động của các yếu tố này có sự khác nhau và thậm chí mâu thuẫn, điều này xuất phát từ dữ liệu nghiên cứu và đặc trưng riêng của từng vùng, miền.

Bài viết này sẽ đề cập đến 23 quốc gia trong những giai đoạn khác nhau, nhấn mạnh rằng công thức tính toán các biến số và phương pháp nghiên cứu là nguyên nhân chính dẫn đến sự khác biệt trong kết quả nghiên cứu Để đảm bảo tính chính xác và đáng tin cậy, luận văn sẽ trình bày phương pháp nghiên cứu định lượng trong chương tiếp theo nhằm phát triển phương pháp ước lượng phù hợp.

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Luận văn áp dụng phương pháp nghiên cứu định lượng để mô tả dữ liệu và kiểm định mối tương quan giữa các biến Bài nghiên cứu lựa chọn mô hình hồi quy, nhưng nếu mô hình vi phạm giả thiết nghiên cứu, cần có biện pháp khắc phục Cuối cùng, luận văn đề xuất mô hình hồi quy phù hợp và đáng tin cậy cho vấn đề nghiên cứu.

Số liệu và lấy mẫu

Dữ liệu được thu thập từ 285 công ty phi tài chính hoạt động trong nhiều lĩnh vực khác nhau, niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam tại hai sàn giao dịch HOSE và HNX.

Mặc dù thời điểm niêm yết của 285 công ty phi tài chính khác nhau, do hạn chế trong việc thu thập dữ liệu và không đánh giá sâu về các đặc điểm ngành nghề, lợi thế cạnh tranh hay yếu tố vốn Nhà nước, số liệu sẽ được thống nhất lấy từ các công ty trong giai đoạn từ năm 2010 đến năm 2015, tương ứng với mẫu 6 năm.

Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ các báo cáo thường niên và báo cáo tài chính hợp nhất đã kiểm toán của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam từ năm 2010 đến 2015 Sau khi thu thập, dữ liệu đã được xử lý bằng phần mềm Excel và phân tích hồi quy thông qua Stata 12 Mẫu nghiên cứu bao gồm 285 công ty trên TTCK Việt Nam với tổng cộng 1.710 quan sát được sử dụng cho mục đích nghiên cứu.

Phương pháp nghiên cứu

Bài nghiên cứu áp dụng công thức đo lường các biến, trong đó số liệu được thu thập từ báo cáo tài chính đã được kiểm toán của các công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam qua nhiều năm.

Nam Như vậy, bộ dữ liệu nghiên cứu có tính tin cậy, tính chính xác, tính minh bạch và có khả năng thu thập

Thứ hai, bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng (panel data) theo ba phương pháp Pool Regression, REM và FEM Sau đó sử dụng các kiểm định Hausman

Kiểm định F được sử dụng để chọn lựa mô hình phù hợp, tuy nhiên nếu mô hình vi phạm các giả thuyết kinh tế lượng như tự tương quan và phương sai sai số thay đổi, các ước lượng từ phương pháp hồi quy thông thường trên dữ liệu bảng (OLS, FEM, REM) sẽ không hiệu quả và các kiểm định hệ số hồi quy sẽ trở nên không đáng tin cậy Do đó, tác giả đã áp dụng phương pháp D & K (Driscoll & Kraay) để cải thiện độ tin cậy của các ước lượng.

Kraay (1998) đã đề xuất các phương pháp nhằm khắc phục hiện tượng tự tương quan giữa các sai số và biến động của phương sai sai số, từ đó đảm bảo rằng ước lượng thu được sẽ có tính ổn định và hiệu quả cao hơn.

Mô hình nghiên cứu

Dựa trên mô hình nghiên cứu đã trình bày trong Chương II, tác giả đề xuất phương pháp đo lường các biến và mô hình nghiên cứu cho bài luận văn, kế thừa từ nghiên cứu thực nghiệm của Serrasqueiro và Macus Nunes (2010) Mô hình hồi quy và các biến nghiên cứu sẽ được xây dựng dựa trên những kết quả của nghiên cứu trước đó.

Macus Nunes (2010) cho thấy rằng, trên thị trường chứng khoán Bồ Đào Nha đang phát triển, các doanh nghiệp gặp khó khăn trong việc tiếp cận nguồn vốn tài chính, dẫn đến việc họ phụ thuộc nhiều vào vay nợ Tình trạng này cũng phản ánh thực tế tại thị trường chứng khoán Việt Nam hiện nay Nghiên cứu này còn kế thừa các công trình thực nghiệm của Shumi Aktar và Barry Oliver (2005) tại Nhật Bản, cũng như của Vương Đức Hoàng Quân (2014) tại Việt Nam.

Trong nghiên cứu này, tác giả áp dụng hai biến GO1 và GO2 để thể hiện cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp, biến PRO để chỉ tỷ số lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản, SIZE đại diện cho quy mô công ty, và TANG phản ánh tỷ lệ tài sản cố định hữu hình.

Mô hình hồi quy nghiên cứu dự kiến:

Mô hình nghiên cứu một (01) có phương trình như sau:

BLEVit = β0 + β1GO1it + β2GO2 it + β3PROit + β4SIZE it + β5TANGit + ε it (01)

Mô hình nghiên cứu hai (02) có phương trình như sau:

MLEVit =β0 + β1GO1it + β2GO2 it + β3PROit + β4SIZEit + β5TANG it + ε it (02)

BLEV it : Tỷ lệ nợ theo giá trị sổ sách của DN i tại năm t

MLEVit : Tỷ lệ nợ theo giá trị thị trường của DN i tại năm t

GO1 : Cơ hội tăng trưởng của DN i tại năm t

GO2 : Cơ hội tăng trưởng của DN (đo bằng tỷ lệ giá trị tài sản vô hình)

PRO : Tỷ số lợi nhuận sau thuế trên tài sản của DN i tại năm t

SIZE : Quy mô của DN i tại năm t

TANG : Tỷ lệ tài sản cố định hữu hình trên tổng tài sản của DN i năm t β : Hệ số tác động của các biến độc lập εit : Sai số

Mô tả các biến, cách thức đo lường các biến và nguồn số liệu

3.5.1 Các biến trong mô hình nghiên cứu

Tỷ lệ nợ (BLEV, MLEV) phản ánh tỷ trọng của các nguồn vốn, bao gồm nợ phải trả và vốn chủ sở hữu, trong tổng nguồn vốn mà doanh nghiệp huy động và sử dụng cho hoạt động sản xuất – kinh doanh Một cấu trúc vốn hợp lý cần đảm bảo sự cân bằng giữa vốn chủ sở hữu và các khoản nợ phải trả, với chi phí sử dụng vốn thấp và rủi ro chấp nhận được, phù hợp với điều kiện kinh doanh cụ thể của doanh nghiệp.

Hệ số nợ của doanh nghiệp phản ánh tỷ lệ vốn nợ trong tổng vốn kinh doanh, cho thấy mức độ phụ thuộc vào vay mượn Hệ số nợ cao có thể dẫn đến rủi ro thanh toán lớn khi đến hạn trả nợ, trong khi hệ số vốn chủ sở hữu cao cho thấy khả năng thanh toán tốt hơn và tài chính ổn định hơn Mặc dù vậy, việc sử dụng vốn vay hợp lý có thể kích thích sự phát triển của doanh nghiệp.

Bài nghiên cứu này phân tích 27 hợp đồng và dự án hiệu quả, nhấn mạnh việc tận dụng lợi thế đòn bẩy tài chính để gia tăng lợi nhuận Đặc biệt, nghiên cứu sử dụng tỷ lệ nợ theo giá trị sổ sách như một chỉ số quan trọng để đánh giá hiệu quả tài chính của các dự án này.

BLEV được tính bằng tổng nợ vay ngắn hạn và dài hạn chia cho tổng tài sản, bao gồm giá trị sổ sách của nợ và vốn chủ sở hữu Đây là phương pháp đo lường hiệu quả nhất để phản ánh cấu trúc vốn và hoạt động tài trợ của doanh nghiệp.

Tỷ lệ nợ theo giá trị thị trường (MLEV) được xác định bằng tổng nợ vay ngắn hạn và dài hạn so với tổng tài sản, bao gồm giá trị sổ sách của nợ vay và giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu Phương pháp này là một cách đo lường hiệu quả, giúp phản ánh cấu trúc vốn và hoạt động tài trợ của doanh nghiệp.

3.5.1.2 Biến độc lập (biến giải thích)

Cơ hội tăng trưởng (GO1) được đánh giá qua chỉ số Tobin's Q, phản ánh sự chênh lệch giữa giá trị thị trường và giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu Nghiên cứu của Panley (2004) và Serasquiro đã chỉ ra tầm quan trọng của yếu tố này trong việc xác định tiềm năng phát triển của doanh nghiệp.

Macas Nunes (2010) thì cơ hội tăng trưởng và tỷ số nợ có mối quan hệ phi tuyến

Các công ty có triển vọng tăng trưởng thường dựa vào tài trợ bằng vốn chủ sở hữu, điều này liên quan đến thuyết chi phí vấn đề đại diện Theo Myers (1984), khi một công ty có đòn bẩy tài chính cao, cổ đông có xu hướng không đầu tư vào các dự án của công ty vì lợi nhuận từ các khoản đầu tư sẽ thiên về các chủ nợ Những chi phí này rất đáng kể, dẫn đến việc các công ty tăng trưởng cao với nhiều dự án sinh lời thường ưu tiên sử dụng vốn chủ sở hữu thay vì nợ vay Do đó, có sự tương quan tỷ lệ nghịch giữa đòn bẩy tài chính và cơ hội tăng trưởng Kết quả thực nghiệm của Rafiu Oyesola Salawu & Akinlolu Ayodeji Agboola (2008) cũng hỗ trợ quan điểm này.

Nghiên cứu của Nigeria và Jean J Chen (2003) tại Trung Quốc chỉ ra rằng có mối tương quan đồng biến tích cực giữa cơ hội tăng trưởng và tỷ lệ nợ Bài nghiên cứu này tập trung vào việc phân tích mối liên hệ này để hiểu rõ hơn về ảnh hưởng của nợ đến sự phát triển kinh tế.

1 Xem chú thích tại Phụ Lục I – Hệ số Tobin Q

28 tác giả đề xuất đánh giá mối quan hệ tuyến tính giữa cơ hội tăng trưởng (GO1) và tỷ số nợ

Cơ hội tăng trưởng (GO2) - Theo kết quả nghiên cứu của Ozkan (2001),

Theo Panley (2004) và Gaud (2005), biến mở rộng nghiên cứu và phát triển (R&D intensity) được coi là đại diện cho cơ hội tăng trưởng (GO2) Nghiên cứu của Serrasqueiro và Macus Nunes (2010) cũng cho thấy cơ hội tăng trưởng có thể được đo bằng tỷ lệ quỹ đầu tư phát triển trên tổng tài sản Tuy nhiên, do đặc điểm của thị trường Việt Nam, nhiều doanh nghiệp gặp khó khăn trong việc xác định chi phí cho nghiên cứu và phát triển công nghệ Vì vậy, tác giả đã lựa chọn tỷ lệ chênh lệch giá trị tài sản vô hình để đại diện cho cơ hội tăng trưởng, phù hợp với các kết quả nghiên cứu trước đó.

Galbreath and Gavin (2008) and Whitwell (2007) emphasize that intangible assets are a crucial source of growth for companies These intangible assets encompass elements such as company reputation, copyrights, and organizational culture.

The article discusses various aspects of intangible assets, including culture, customer service reputation, design, human resource management policies, organizational structure, patents, product reputation, and trademarks In Vietnam, intangible fixed assets primarily consist of land use rights Additionally, the study evaluates the linear relationship between growth opportunities and these intangible assets.

(GO2) và tỷ số nợ

Lợi nhuận sau thuế (PRO) - Căn cứ theo nghiên cứu của Zélia

Serrasqueiro & Paulo Maỗós Nunes (2010) đã chỉ ra rằng biến PRO được tính toán dựa trên tỷ số giữa lợi nhuận từ hoạt động kinh doanh và tổng tài sản Tuy nhiên, bài luận văn này sử dụng biến PRO được đo lường bằng lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản Theo lý thuyết trật tự phân hạng, các nhà quản lý thường ưu tiên tài trợ cho các dự án bằng nguồn vốn nội bộ trước khi xem xét đến các nguồn vốn khác.

2 Operating Income - earnings before interest, taxes and depreciations: Lợi nhuận trước lãi, thuế và khấu hao

(Nguồn: Serrasqueiro and Macas Nunes (2010), Non-linear relationships between growth opportunities and debt: Evidence from quoted Portuguese companies, J Business Research, vol 62, pp 870-878)

Việc sử dụng nguồn vốn nội bộ chỉ được thực hiện sau khi hoàn tất nghĩa vụ tài chính với Nhà nước, trong khi các công ty có lợi nhuận thường tránh huy động thêm vốn chủ sở hữu để không làm pha loãng quyền sở hữu Điều này dẫn đến việc các công ty này có tỷ lệ nợ vay thấp Nghiên cứu của Zôlia Serrasqueiro & Paulo Maỗós Nunes (2010) tại Bồ Đào Nha, Gaud (2005) tại Thụy Sĩ, Rajan & Zingales (1995) ở các nước phát triển (G7), và Wanrapee Banchuenvijit (2009) ở Thái Lan đã chỉ ra những xu hướng này.

Quốc cho thấy mối quan hệ tỷ lệ nghịch (-) giữa đòn bẩy tài chính và lợi nhuận

Mô hình lý thuyết dựa trên thuế cho rằng các công ty có lợi nhuận nên vay mượn nhiều hơn để tận dụng tấm chắn thuế Nghiên cứu của Rafiu Oyesola Salawu và Akinlolu Ayodeji Agboola (2008) cũng hỗ trợ khẳng định này.

Nigeria trong giai đoạn 1990 – 2004 Do vậy, về mặt lý thuyết lợi nhuận có tác động cùng chiều (+) hoặc ngược chiều (-) đến tỷ lệ nợ

Quy mô công ty (SIZE) được đo lường bằng giá trị logarithm tổng tài sản và có mối quan hệ tỷ lệ thuận với nợ vay Các công ty lớn thường có rủi ro và chi phí phá sản thấp hơn, đồng thời chi phí vấn đề người đại diện của nợ vay cũng thấp hơn Họ ít gặp phải chênh lệch thông tin, có dòng tiền ổn định và dễ dàng tiếp cận thị trường tín dụng Do đó, các công ty lớn có xu hướng sử dụng nợ vay nhiều hơn để tận dụng lợi ích từ lá chắn thuế.

Tại một số quốc gia, nghiên cứu của Wanrapee Banchuenvijit (2009) tại Thái

Lan, Pandey (2004) tại Malaysia, Rafiu Oyesola Salawu & Akinlolu Ayodeji

Agboola (2008) tại Nigeria, Zộlia Serrasqueiro & Paulo Maỗós Nunes (2010) tại

Bồ Đào Nha; nghiên cứu của Rajan & Zingales (1995) ở các nước phát triển G7,

Tóm tắt chương III

Nghiên cứu cho thấy các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ lệ nợ theo giá trị thị trường và sổ sách của doanh nghiệp bao gồm cơ hội tăng trưởng (GO1 và GO2), tỷ suất lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản (PRO), quy mô doanh nghiệp (SIZE) và tỷ số tài sản cố định hữu hình (TANG) Tuy nhiên, do hạn chế trong việc thu thập số liệu, công thức tính toán các biến độc lập đã được điều chỉnh so với nghiên cứu thực nghiệm của Zélia Serrasqueiro và Paulo.

Maỗós Nunes (2010) đã điều chỉnh mô hình GO2 bằng cách sử dụng tỷ lệ chênh lệch tài sản cố định vô hình thay cho tỷ lệ quỹ đầu tư phát triển trên tổng tài sản, phù hợp với đặc thù tại Việt Nam.

Nam không phải DN nào cũng ưu tiên cho công tác nghiên cứu phát triển nên việc

Việc thu thập số liệu gặp nhiều khó khăn, đặc biệt trong việc đo lường tỷ suất sinh lợi (PRO) bằng lợi nhuận sau thuế Doanh nghiệp chỉ có thể tái đầu tư vào hoạt động kinh doanh sau khi đã hoàn thành nghĩa vụ tài chính của mình.

Nhà nước, điều này cũng phù hợp với tình hình hoạt động kinh doanh tại Việt

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU & THẢO LUẬN VỀ CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN TỶ SỐ NỢ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN

Nghiên cứu này áp dụng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng (Panel data) với hai biến phụ thuộc là MLEV và BLEV Biến MLEV đã được điều chỉnh để phù hợp với phương pháp thu thập dữ liệu tại Việt Nam.

Bài nghiên cứu này áp dụng ba phương pháp hồi quy mô hình: Pooled regression (OLS), FEM và REM, đồng thời tiến hành kiểm định để xác định phương pháp phù hợp nhất cho mô hình nghiên cứu Tuy nhiên, nếu mô hình vi phạm các giả thuyết sau kiểm định, các phương pháp này sẽ không còn tối ưu và cần sử dụng phương pháp FGLS để khắc phục.

(căn cứ theo Wooldrige (2002)) hoặc phương pháp D & K (căn cứ theo Driscoll &

Mô hình hồi quy được cải tiến sau khi khắc phục các khuyết tật trước đó, mang lại hiệu quả và độ tin cậy cao Đây là nền tảng quan trọng cho việc thảo luận về kết quả nghiên cứu.

Thống kê mô tả dữ liệu nghiên cứu

Bảng 4.1 Thống kê mô tả các biến

Tên Biến BLEVi,t MLEVi,t GO1 GO2 PRO

TANG Logarithm Giá trị tuyệt đối của tổng tài sản (Tỷ đồng) Giá trị trung bình 0,5181542 0,5699743 0,9971996 7,4484396 0,0563184 27,32166 733,91 0,2752567

Giá trị nhỏ nhất 0,005599 0,0130114 0,2610048 (0,9999993) (0,6455064) 23,44991 15,28 0,000214 Độ lệch chuẩn 0,208727 0,246527 0,382925 94,3729 0,079604 1,43041 0,2117763

Nguồn: Tính toán của tác giả từ phần mềm thống kê Stata 12 3

3 Xem chú thích tại Phụ Lục II

Bảng 4.1 trình bày số liệu thống kê về trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất của các biến được sử dụng trong nghiên cứu từ năm 2010 đến 2015.

BLEV - Với 1.710 quan sát, số liệu được thu thập trong giai đoạn từ 2010 -

Năm 2015, 285 công ty trên thị trường chứng khoán Việt Nam, bao gồm hai sàn HOSE và HNX, cho thấy giá trị sổ sách của đòn bẩy nợ (BLEV) dao động từ 0,56% đến 99,26%, với giá trị trung bình đạt 51,42% Điều này chỉ ra rằng mức vay nợ của doanh nghiệp Việt Nam ở mức trung bình khoảng 50%, thấp hơn so với nghiên cứu của Sarasquiero và Macas Nunes.

(2010) là 71,83% Ngoài ra, độ lệch chuẩn khoảng 20,87% chứng tỏ các DN Việt

Nam có sự khác biệt rất lớn, có nhiều DN vay nợ nhiều (CTCP Gỗ Trường Thành

– TTF, CTCP Than Cao Sơn – TCS, CTCP Xây Dựng Số 5 – SC5, CTCP Lương

Thực Thực Phẩm Vĩnh Long – VLF, CTCP Y Dược Phẩm Vimedimex – VMD,

CTCP Xi Măng & XD Quảng Ninh - QNC…) nhưng cũng có nhiều DN hầu như không sử dụng đòn bẩy tài chính trong hoạt động kinh doanh (CTCP Sữa Việt

Nam – VNM, CTCP Tập Đoàn Sara, CTCP Đầu Tư và Phát Triển Sacom – SAM,

Trong giai đoạn từ 2010 đến 2015, nhiều công ty như CTCP Thủy Điện Thác Bà (TBC), CTCP Xây Lắp & Địa Ốc Vũng Tàu (VRC), và CTCP Viglacera Từ Sơn (VTS) đã ghi nhận mức biến động dư nợ tương đối lớn Sự biến động này phản ánh tình hình tài chính và hoạt động kinh doanh của các công ty trong ngành.

VGP, CTCP Kho Vận Miền Nam – STG, CTCP In Sách Giáo Khoa Hòa Phát –

MLEV, giống như biến BLEV, cho thấy mức biến động của giá trị thị trường của đòn bẩy nợ dao động từ 1,3% đến 97,93%, với giá trị trung bình là

Mức vay nợ trung bình của doanh nghiệp Việt Nam hiện đạt 56,99%, thấp hơn so với nghiên cứu của Sarasquiero và Macas Nunes (2009) là 72,40% Đặc biệt, độ lệch chuẩn và giá trị trung bình theo giá trị thị trường lớn hơn giá trị sổ sách, dẫn đến một số doanh nghiệp như CTCP Gỗ Trường Thành (TTF) và CTCP Y Dược Phẩm có tỷ số nợ theo giá trị thị trường vượt quá giá trị sổ sách.

Vimedimex – VMD, CTCP Than Cao Sơn – TCS, CTCP Đầu Tư và Phát Triển

Sacom – SAM, CTCP Thép Pomina – POM, CTCP Bóng Đèn Điện Quang –

DQC, CTCP Quốc Cường Gia Lai – QCG, CTCP Vận Tải Biển Việt Nam -

Theo dữ liệu tại Phụ Lục IV, một số doanh nghiệp như CTCP Sữa Việt Nam có tỷ số nợ theo giá trị sổ sách lớn hơn giá trị thị trường.

– VNM, CTCP Vàng Bạc Đá Quý Phú Nhuận – PNJ, CTCP Tập Đoàn Masan –

MSN, CTCP Dược Phẩm Dược Liệu Pharmedic – PMC, CTCP Dược Phẩm OPC

GO1 - Mức biến động của cơ hội tăng trưởng GO1 từ 26,10% tới 582,91%, một số DN có mức tăng trưởng tương đối cao (từ 100% - 500%) như CTCP Sữa

Việt Nam – VNM, CTCP XNK Thủy Sản Bến Tre – ABT, CTCP Nhựa Bình

Minh – BMP, CTCP Vật Tư Xăng Dầu – COM, CTCP Dược Hậu Giang – DHG,

CTCP Công Viên Nước Đầm Sen – DSN, CTCP FPT – FPT, CTCP Tập Đoàn

Hòa Phát – HPG,… Tuy nhiên giá trị trung bình của cơ hội tăng trưởng (GO1) là

Tỷ lệ 99,72% cho thấy số lượng doanh nghiệp có mức tăng trưởng dưới 1 tương đối cao Mức biến động này gần tương đương với mức biến động trung bình 115,64% theo nghiên cứu của Sarasquiero và Macas Nunes (2010) Điều này chứng tỏ rằng cơ hội tăng trưởng tại Việt Nam và Bồ Đào Nha có nhiều điểm tương đồng, do cả hai đều là thị trường của các nước đang phát triển.

Mức biến động của cơ hội tăng trưởng GO2 dao động từ 0,9999 đến 2,621 lần, với giá trị trung bình đạt 7,4484 lần Điều này cho thấy sự chênh lệch lớn giữa giá trị tài sản cố định vô hình năm nay và năm trước Ngoài ra, mức biến động trung bình này gấp 250 lần so với biến động của cơ hội tăng trưởng GO2 trung bình theo nghiên cứu của Serasquiero.

Theo nghiên cứu của Macas Nunes (2010), chỉ số giá trị tài sản cố định vô hình tại Việt Nam là 0,0298, cho thấy sự khác biệt rõ rệt so với các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Bồ Đào Nha Sự chênh lệch này nhấn mạnh những đặc thù và bối cảnh kinh tế riêng biệt của từng quốc gia.

Thị trường chứng khoán Việt Nam hiện đang ghi nhận cơ hội tăng trưởng mạnh mẽ cho một số doanh nghiệp, điển hình như CTCP Cảng Rau Quả - VGP với mức tăng 1.547 lần và CTCP Thép Pomina.

– POM (77 lần), CTCP Xi măng Vicem Bút Sơn – BTS (830 lần), CTCP Công

Nghệ Mạng Truyền Thông – CMT (704 lần), CTCP Tập Đoàn Hà Đô (523 lần),

CTCP Đầu Tư Cầu Đường CII – LGC (177 lần), CTCP Bất Động Sản Du Lịch

Ninh Vân Bay (NVT) ghi nhận tỷ lệ tăng trưởng 1.728 lần, trong khi CTCP CMISTONE Việt Nam (CMI) đạt 2.621 lần Tuy nhiên, cũng có một số doanh nghiệp như CTCP Lilama45.4 (L44) không có cơ hội tăng trưởng hoặc thậm chí có cơ hội tăng trưởng âm, với tỷ lệ 0 lần CTCP Đầu Tư Phát Triển cũng nằm trong số này.

Xây Dựng Số 2 – DC2, CTCP DIC 4 – DC4, CTCP Tập Đoàn Hoàng Loang –

HLG (-0,97 lần), CTCP Ô tô TMT – TMT (-0,998 lần)…

PRO - Tỷ suất sinh lời (ROA) đạt giá trị từ (64,55%) đến 77,58% Điển hình có một số DN có mức sinh lời tương đối cao như CTCP Tập Đoàn Kido –

KDC (77,58%), CTCP Cao Su Đồng Phú – DPR (33,04%), TCP Phân Bón & Hóa

Chất Dầu Khí – DPM (33,78%), CTCP Nhựa Bình Minh – BMP (28%), CTCP

Sữa Việt Nam – VNM (33,56%)…và một số DN không mang lại hiệu quả kinh doanh trong giai đoạn này như CTCP Tập Đoàn Sara – SRB, CTCP Lương Thực

Thực Phẩm Vĩnh Long – VLF, CTCP Vận Tải Xăng Dầu Vipco – VIP, CTCP

Viglacera Tiên Sơn – VIT, CTCP Cáp Nhựa Vĩnh Khánh… nhưng nhìn chung tỷ suất sinh lời trung bình trong giai đoạn này tại Việt Nam là 5,63% Đa phần các

DN đạt mức sinh xoay quanh mức này như CTCP Cảng Rau Quả - VGP, CTCP

SXKD XNK DV & ĐT Tân Bình, Tập Đoàn Vingroup – VIC, CTCP Nhựa Tân

Phú, CTCP Cao Su Sao Vàng – SRC, CTCP Cơ Điện Lạnh – REE, CTCP Dược

Phẩm OPC – OPC, CTCP Hóa Chất Việt Trì – HVT, CTCP Tập Đoàn Hoa Sen –

Mức sinh lời trung bình của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, như HSG, CTCP Tập Đoàn Hòa Phát (HPG) và CTCP FPT (FPT), thấp hơn tỷ suất sinh lời bình quân 9,56% theo nghiên cứu của Serasquiero và Macas Nunes (2010).

Quy mô công ty của doanh nghiệp Việt Nam đã tăng lên, với mức biến động trung bình đạt 27,3217 Năm 2015, các công ty phi tài chính nổi bật về tổng tài sản bao gồm Tập đoàn Vingroup (VIC) với 146.083 tỷ đồng, CTCP Tập Đoàn Masan (MSN) đạt 71.850 tỷ đồng, và Tổng công ty Khí Việt Nam.

Gas (56.714 tỷ đồng), CTCP Sữa Việt Nam – VNM (27.478 tỷ đồng), CTCP Tập

42 Đoàn Hòa Phát – HPG (25.509 tỷ đồng) Đây là những DN nằm trong danh sách

Vào năm 2015, sàn HOSE ghi nhận 10 công ty niêm yết lớn nhất, trong khi cũng có một số doanh nghiệp quy mô nhỏ với tổng tài sản dưới 100 tỷ đồng, như CTCP Dược Thú Y Cai Lậy – MKV với giá trị 80 tỷ đồng.

Gạch Ngói Nhị Hiệp – NHC (64 tỷ đồng), CTCP Kỹ Thuật Điện Sông Đà – SDE

Tỷ lệ tài sản cố định trên tổng giá trị tài sản của các doanh nghiệp Việt Nam dao động từ 96,97% đến gần như không có tài sản cố định Giá trị trung bình của tỷ lệ này khoảng 27,52%, chỉ bằng khoảng một nửa so với giá trị trung bình của các doanh nghiệp khác.

Kết quả mô hình nghiên cứu 01

4.3.1 Phân tích tương quan mô hình nghiên cứu 01

Bảng 4.2: Mô tả tương quan mô hình nghiên cứu 01

BLEVi,t GO1 GO2 PRO SIZE TANG BLEVi,t 1,0000

Nguồn: Tính toán của tác giả từ phần mềm thống kê Stata 12

Dựa vào bảng phân tích tương quan trên, ta thấy:

Biến độc lập quy mô doanh nghiệp (SIZE) có tác động tích cực đến BLEVit, đồng nhất với nghiên cứu của Serasquiero và Macas Nunes (2010) Ngược lại, các biến độc lập khác lại ảnh hưởng tiêu cực đến BLEVit, trong đó tỷ suất sinh lời (PRO) có mối tương quan ngược chiều với giá trị sổ sách của cấu trúc vốn, điều này cũng phù hợp với nghiên cứu của Serasquiero và Macas Nunes (2010).

Kết quả tương quan thu được trong nghiên cứu này phù hợp với hầu hết các nghiên cứu trước đây trên toàn cầu và đáp ứng kỳ vọng của tác giả trong giai đoạn nghiên cứu tại Việt Nam.

4.3.2 So sánh giữa các mô hình trên dữ liệu bảng (panel data): Pooled

BLEVi,t = β0 + β 1 GO1 + β2GO2 + β3PRO + β 4 SIZE + β5TANG + εt

Bảng 4.3: Hệ số hồi quy và p–value của 03 mô hình ƣớc lƣợng (mô hình 01)

Các ký hiệu ***, **, * tương ứng là mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%

Nguồn: Tính toán của tác giả từ phần mềm thống kê Stata 4.3.2.1 So sánh giữa các mô hình: Pooled Regression và FEM

Trong nghiên cứu này, chúng tôi lựa chọn giữa mô hình Pooled Regression, không xem xét các đặc điểm riêng của từng đối tượng, và mô hình FEM, cho phép các đặc điểm riêng tác động cố định đến các biến độc lập.

H0: Chọn mô hình Pooled Regression là phù hợp

H1: Chọn mô hình FEM là phù hợp

Bảng 4.4: Kết quả mô hình hồi quy theo FEM (mô hình 01)

Fixed-effects (within) regression Number of obs = 1.710

Group variable: id Number of groups = 285

R-sq: within = 0,2345 Obs per group: min = 6 between = 0,1479 avg = 6 overall = 0,1514 max = 6 corr(u_i, Xb) = (0,3845) F(5,1420) = 87,02

Nhận xét: Với mức ý nghĩa 1%, ta có: Prob > F = 0.0000 < 1% nên bác bỏ giả thuyết H0 Điều đó đồng nghĩa với việc mô hình hồi quy nghiên cứu là mô hình

4.3.2.2 So sánh giữa các mô hình FEM & REM

Trong quá trình nghiên cứu, ta cần lựa chọn giữa mô hình FEM (mô hình hồi quy với các đặc điểm riêng tác động cố định đến các biến độc lập) và mô hình REM Việc lựa chọn này ảnh hưởng đến độ chính xác và tính khả thi của các phân tích Mô hình FEM giúp kiểm soát các yếu tố không quan sát được, trong khi mô hình REM cho phép các yếu tố này thay đổi Sự lựa chọn phù hợp giữa hai mô hình này sẽ tối ưu hóa kết quả nghiên cứu và đảm bảo tính chính xác trong việc dự đoán.

(mô hình hồi quy với các đặc điểm riêng tác động đến các biến độc lập một cách ngẫu nhiên) với giả thuyết:

H 0: Chọn mô hình REM là phù hợp

Kết quả kiểm định Hausman cho thấy Prob = 0,0000, nhỏ hơn 1% (mức ý nghĩa), do đó giả thuyết H0 bị bác bỏ Điều này chứng tỏ rằng mô hình FEM là mô hình có ý nghĩa và phù hợp cho nghiên cứu này.

Bảng 4.5: Kết quả kiểm định Hausman Test (mô hình 01)

Ho: difference in coefficients not systematic Chọn phương pháp REM là phù hợp

H1: difference in coefficients systematic Chọn phương pháp FEM là phù hợp

Với mức ý nghĩa 1%, ta có: Prob = 0,0000 < 1% nên bác bỏ giả thuyết H0 nên có cơ sở để chọn FEM

Kết luận, sau khi so sánh ba mô hình, mô hình FEM được lựa chọn Tuy nhiên, nếu phát hiện hiện tượng tự tương quan và phương sai sai số thay đổi, mô hình này chưa đảm bảo độ tin cậy Cần khắc phục những vấn đề này để đảm bảo rằng ước lượng thu được là vững chắc và hiệu quả.

4.3.3 Kiểm định các giả thiết kinh tế lượng trong mô hình nghiên cứu 01

4.3.3.1 Kiểm định không có sự tự tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình (không bị hiện tượng đa cộng tuyến) Đa cộng tuyến là hiện tượng các biến độc lập trong mô hình tương quan tuyến tính với nhau Nghiên cứu tiến hành kiểm định giả thuyết không bị hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách sử dụng chỉ tiêu hệ số tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu

Bảng 4.6: Kiểm định đa cộng tuyến mô hình 01

BLEVi,t GO1 GO2 PRO SIZE TANG BLEVi,t 1,0000

Theo kết quả từ bảng 4.9, không có hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng trong mô hình, vì các hệ số tương quan giữa các biến độc lập đều ở mức thấp, với giá trị cao nhất là 0,5283, phù hợp với tiêu chuẩn so sánh của Farrar.

4.3.3.2 Kiểm định phương sai của sai số không đổi (không bị hiện tượng phương sai thay đổi)

Phương sai của sai số thay đổi ảnh hưởng đến độ vững và hiệu quả của ước lượng OLS, làm cho các kiểm định hệ số hồi quy trở nên không đáng tin cậy Điều này dẫn đến ngộ nhận về ý nghĩa của các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu, khiến cho kiểm định hệ số hồi quy và R² không còn hiệu quả Do đó, cần thiết phải kiểm định giả thuyết về phương sai của sai số không đổi bằng kiểm định Wald, với giả thuyết H0 là không có hiện tượng phương sai thay đổi.

Bảng 4.7: Kiểm định phương sai của sai số không đổi (mô hình 01)

Wald test for Ho: sigma(i)^2= sigma^2 for all i homoskedasticity

Không có hiện tượng phương sai thay đổi against

Có hiện tượng phương sai thay đổi

Với mức ý nghĩa alpha (α) = 1%, kiểm định Wald cho kết quả là: Prob = 0.0000 Vậy, Prob <

1% nên bác bỏ giả thuyết H0 Mô hình có hiện tượng phương sai thay đổi

4.3.3.3 Kiểm định giữa các sai số không có mối quan hệ tương quan với nhau (không bị hiện tượng tự tương quan)

Mối quan hệ tương quan giữa các sai số có thể khiến cho các ước lượng thu được bằng phương pháp OLS trở nên vững nhưng không hiệu quả, dẫn đến việc các kiểm định hệ số hồi quy không còn đáng tin cậy Nghiên cứu đã tiến hành kiểm định giả thuyết liên quan đến vấn đề này.

48 thuyết không bị tự tương quan trên dữ liệu bảng, với giả thuyết H 0 : không có sự tự tương quan

Bảng 4.8: Kiểm định tự tương quan mô hình 01

Wooldridge test for autocorrelation in panel data

Kiểm định tự tương quan trong dữ liệu bảng theo nghiên cứu của Wooldridge (2002)

H0 no first order autocorrelation Không có hiện tượng tự tương quan

Với mức ý nghĩa alpha = 1%, kiểm định cho kết quả là: Prob = 0,0000 Vậy, Prob < 1% nên bác bỏ giả thuyết H0 Mô hình có sự tự tương quan

Nguồn: Tính toán của tác giả từ phần mềm thống kê Stata 12 4.3.3.4 Tổng hợp kết quả kiểm định

Kết quả kiểm định cho thấy mô hình một (01) gặp hiện tượng đa cộng tuyến không nghiêm trọng, nhưng lại có sự tự tương quan giữa các sai số và phương sai thay đổi Những vấn đề này làm giảm hiệu quả của các ước lượng hồi quy FEM trên dữ liệu bảng và khiến cho các kiểm định hệ số hồi quy trở nên không đáng tin cậy Vì vậy, tác giả đã áp dụng phương pháp ước lượng hồi quy với sai số chuẩn của Driscoll để khắc phục tình trạng này.

& Kraay (1998) để khắc phục hiện tượng tự tương quan và phương sai sai số thay đổi nhằm đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả

4.3.4 Kết quả kiểm định bằng phương pháp ước lượng hồi quy với sai số chuẩn trong mô hình nghiên cứu 01

Khắc phục hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi bằng phương pháp ước lượng hồi quy với sai số chuẩn của Driscoll & Kraay (1998)

Bảng 4.9: Kết quả kiểm định bằng phương pháp D & K (mô hình 01)

Regression with Driscoll-Kraay standard errors

Group variable (i): id F (5, 5) = 1328,38 maximum lag: 2

Sau khi áp dụng phương pháp D & K để khắc phục hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi, mô hình với biến phụ thuộc là BLEVit cho thấy có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (Prob = 0,0000), xác nhận rằng kết quả mô hình là phù hợp.

Vậy, kết quả mô hình nghiên cứu 01 có phương trình như sau:

BLEV it = -2,3655 – 0,4320*PRO it + 0,1057*SIZE it + 0,0453* TANG it + ε it

Biến PROit có tác động ngược chiều đến BLEVit với hệ số -0,4320, có ý nghĩa thống kê ở mức 1% Điều này cho thấy khi tỷ suất sinh lời PRO tăng 1%, sẽ dẫn đến sự giảm sút trong biến phụ thuộc.

BLEV giảm 43,20%, cho thấy kết quả thực nghiệm phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng và các nghiên cứu trước đó Điều này chứng tỏ rằng các doanh nghiệp Việt Nam vẫn ưu tiên sử dụng nguồn vốn nội bộ để tái đầu tư cho hoạt động kinh doanh.

50 kinh doanh hiệu quả thường có đòn bẩy tài chính thấp so với các đơn vị kinh doanh không hiệu quả cùng ngành

Biến SIZEit có ảnh hưởng tích cực đến BLEVit với mức ý nghĩa thống kê 5% Cụ thể, khi quy mô công ty tăng 1%, biến phụ thuộc BLEV cũng sẽ tăng theo.

Kết quả mô hình nghiên cứu 02

4.4.1 Phân tích tương quan mô hình nghiên cứu 02

Bảng 4.10: Mô tả tương quan mô hình nghiên cứu 02

MLEVi,t GO1 GO2 PRO SIZE TANG MLEVi,t 1,0000

Dựa vào bảng phân tích tương quan trên, ta thấy:

Biến độc lập SIZEit có ảnh hưởng tích cực đến MLEVit, trong khi các biến độc lập khác lại tác động tiêu cực đến MLEVit Kết quả này tương đồng với nhiều nghiên cứu trước đây trên thế giới và phù hợp với mong đợi của tác giả trong bối cảnh hiện tại tại Việt Nam.

4.4.2 So sánh giữa các mô hình trên dữ liệu bảng (panel data): Pool

MLEVi,t = β 0 + β 1 GO1 + β2GO2 + β3PRO + β 4 SIZE + β5TANG + εt

Bảng 4.11: Hệ số hồi quy và p–value của 03 mô hình ƣớc lƣợng (mô hình 02)

Mô hình Biến độc lập

Nguồn: Tính toán của tác giả từ phần mềm thống kê 4.4.2.1 So sánh giữa các mô hình: Pooled Regression và FEM

Trong quá trình nghiên cứu, chúng tôi đã lựa chọn giữa mô hình Pooled Regression, nơi không xem xét các đặc điểm riêng của từng đối tượng ảnh hưởng đến biến phụ thuộc, và mô hình FEM, cho phép các đặc điểm riêng tác động cố định lên các biến độc lập.

H 0: Chọn mô hình Pooled Regression là phù hợp

Bảng 4.12: Kết quả mô hình hồi quy theo FEM (mô hình 02)

Fixed-effects (within) regression Number of obs = 1.710

Group variable: id Number of groups = 285

Obs per group: min = 6 between = 0,2822 avg = 6 overall = 0,3079 max = 6 corr(u_i, Xb) = (0,1926) F(5,1420) = 224.60

Nhận xét: Với mức ý nghĩa 1%, ta có: Prob > F = 0.0000 < 1% nên bác bỏ giả thuyết H0 Điều đó đồng nghĩa với việc mô hình hồi quy nghiên cứu là mô hình FEM

4.4.2.2 So sánh giữa các mô hình REM & FEM

Ta lựa chọn giữa mô hình FEM (mô hình hồi quy với các đặc điểm riêng tác động cố định lên các biến độc lập) và mô hình REM để phân tích dữ liệu.

(mô hình hồi quy với các đặc điểm riêng tác động đến các biến độc lập một cách ngẫu nhiên) với giả thuyết:

H 0: Chọn mô hình REM là phù hợp

Kết quả từ kiểm định Hausman cho thấy Prob = 0,0000 < 1% (mức ý nghĩa), do đó giả thuyết H0 bị bác bỏ Điều này khẳng định rằng mô hình FEM là lựa chọn phù hợp và có ý nghĩa cho nghiên cứu này.

Bảng 4.13: Kết quả kiểm định Hausman Test (mô hình 02)

Ho: difference in coefficients not systematic Chọn phương pháp REM là phù hợp

H1: difference in coefficients systematic Chọn phương pháp FEM là phù hợp chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)

Prob>chi2 = 0,0000 (V_b-V_B is not positive definite)

Với mức ý nghĩa 1%, ta có: Prob = 0,0000 < 1% nên bác bỏ giả thuyết

H0 Bài nghiên cứu có cơ sở để chọn FEM

Kết luận chung, sau khi so sánh ba mô hình, mô hình FEM được lựa chọn Tuy nhiên, nếu xuất hiện hiện tượng tự tương quan và phương sai sai số thay đổi, mô hình này chưa được coi là đáng tin cậy Cần khắc phục những hiện tượng này để đảm bảo rằng ước lượng thu được là vững chắc và hiệu quả.

4.4.3 Kiểm định các giả thiết kinh tế lượng trong mô hình nghiên cứu 02

4.4.3.1 Kiểm định không có sự tự tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình (không bị hiện tượng đa cộng tuyến) Đa cộng tuyến là hiện tượng các biến độc lập trong mô hình tương quan tuyến tính với nhau Nghiên cứu tiến hành kiểm định giả thuyết không bị hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách sử dụng chỉ tiêu hệ số tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu

Bảng 4.14: Kiểm định đa cộng tuyến (mô hình 02)

MLEVi,t GO1 GO2 PRO SIZE TANG MLEVi,t 1,0000

Theo bảng 4.20, không phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng trong mô hình, vì các hệ số tương quan giữa các biến độc lập có giá trị thấp, với giá trị cao nhất là 0,6084, phù hợp với chuẩn so sánh của Farrar.

4.4.3.2 Kiểm định phương sai của sai số không đổi (không bị hiện tượng phương sai thay đổi)

Phương sai của sai số thay đổi ảnh hưởng đến độ vững và hiệu quả của các ước lượng OLS, khiến cho các kiểm định hệ số hồi quy trở nên không đáng tin cậy Điều này dẫn đến việc ngộ nhận rằng các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu có ý nghĩa, làm giảm tính chính xác của kiểm định hệ số hồi quy và giá trị R bình phương.

Phương sai của sai số thay đổi có thể làm giảm hiệu quả của ước lượng Do đó, cần thiết phải kiểm định giả thuyết về phương sai của sai số không đổi thông qua kiểm định Wald, với giả thuyết H0 là không có hiện tượng phương sai thay đổi.

Bảng 4.15: Kiểm định phương sai của sai số không đổi (mô hình 02)

Ho: sigma(i)^2= sigma^2 for all i - homoskedasticity

Không có hiện tượng phương sai thay đổi against Ha: unrestricted heteroskedasticity Có hiện tượng phương sai thay đổi

Với mức ý nghĩa alpha (α) = 1%, kiểm định Wald cho kết quả là: Prob = 0.0000 Vậy, Prob < 1% nên bác bỏ giả thuyết H0  có hiện tượng phương sai thay đổi

4.4.3.3 Kiểm định giữa các sai số không có mối quan hệ tương quan với nhau (không bị hiện tượng tự tương quan)

Mối quan hệ tương quan giữa các sai số có thể làm cho các ước lượng thu được từ phương pháp OLS trở nên vững nhưng không hiệu quả, dẫn đến việc các kiểm định hệ số hồi quy không còn đáng tin cậy Nghiên cứu này thực hiện kiểm định giả thuyết về sự tự tương quan trên dữ liệu bảng, với giả thuyết H0 là không có sự tự tương quan.

Bảng 4.16: Kiểm định tự tương quan (mô hình 02)

Wooldridge test for autocorrelation in panel data

Kiểm định tự tương quan trong dữ liệu bảng theo nghiên cứu của Wooldridge (2002)

H0 no first order autocorrelation Không có hiện tượng tự tương quan

Với mức ý nghĩa alpha = 1%, kiểm định cho kết quả là:

Prob = 0,0000 Vậy, Prob < 1% nên bác bỏ giả thuyết H0  Có sự tự tương quan

4.4.3.4 Tổng hợp kết quả kiểm định

Kết quả kiểm định cho thấy mô hình hai (02) có hiện tượng đa cộng tuyến không nghiêm trọng, nhưng lại xuất hiện hiện tượng tự tương quan và phương sai sai số thay đổi Những vấn đề này làm giảm hiệu quả của các ước lượng hồi quy FEM trên dữ liệu bảng và khiến cho các kiểm định hệ số hồi quy trở nên không đáng tin cậy Do đó, tác giả đã lựa chọn phương pháp ước lượng hồi quy với sai số chuẩn của Driscoll &.

Kraay (1998) để khắc phục hiện tượng tự tương quan và phương sai sai số thay đổi nhằm đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả

4.4.4 Kết quả kiểm định bằng phương pháp ước lượng hồi quy với sai số chuẩn trong mô hình nghiên cứu 02

Khắc phục hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi bằng phương pháp ước lượng hồi quy với sai số chuẩn của Driscoll & Kraay (1998)

Bảng 4.17: Kết quả kiểm định bằng phương pháp D & K (mô hình 02)

Regression with Driscoll-Kraay standard errors

Group variable (i): id F (5, 5) = 3523,88 maximum lag: 2

Sau khi áp dụng phương pháp D & K để khắc phục hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi, mô hình MLEVit cho thấy có ý nghĩa thống kê ở mức 1% với giá trị Prob = 0,0000, chứng tỏ rằng kết quả mô hình là phù hợp.

Vậy, kết quả mô hình nghiên cứu 02 có phương trình như sau:

MLEV it = -1,7235 – 0,2635*GO1 it – 0,00003*GO2 it – 0,5769*PRO it +

Biến GO1it và PROit có tác động ngược chiều đến MLEVit với mức ý nghĩa thống kê 1% Cụ thể, khi biến cơ hội tăng trưởng GO1 và tỷ suất sinh lời PRO tăng 1%, tác động lên biến phụ thuộc MLEV giảm lần lượt là (-26,35%) và (-57,69%) Kết quả này phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng và các nghiên cứu trước đây, cho thấy các doanh nghiệp Việt Nam ưu tiên sử dụng vốn nội bộ từ lợi nhuận giữ lại để tái đầu tư thay vì vay nợ Đồng thời, các công ty trong giai đoạn tăng trưởng cao cũng hạn chế vay nợ nhằm bảo toàn suất sinh lời cho cổ đông.

Biến SIZE có tác động tích cực đến BLEVit với hệ số 0,0943 và đạt mức ý nghĩa thống kê 5% Điều này cho thấy, khi quy mô công ty SIZE tăng 1%, biến phụ thuộc MLEV sẽ tăng 9,43% Kết quả này phù hợp với lý thuyết đánh đổi và tương đồng với nhiều nghiên cứu trước đây ở cả Việt Nam và quốc tế, cho thấy rằng các công ty có quy mô lớn tại Việt Nam thường dễ dàng tiếp cận nguồn vốn hơn.

Với bộ dữ liệu thu thập được, biến GO2it và biến TANGit không có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 10% (do mức ý nghĩa lớn hơn 10%, xem cột P>t)

Thảo luận kết quả nghiên cứu

Bảng 4.18: So sánh giữa hai mô hình

0,1057*SIZE it + 0,0453*TANG it + ε it

MLEVit = -1,7235 – 0,2635*GO1 it – 0,00003*GO2 it – 0,5769*PRO it + 0,0943*SIZE it + ε it

Kết quả từ hai mô hình nghiên cứu cho thấy tỷ lệ nợ của một doanh nghiệp bị ảnh hưởng bởi các yếu tố như tỷ suất sinh lời (PRO), cơ hội tăng trưởng (GO1, GO2), quy mô doanh nghiệp (SIZE) và tỷ lệ tài sản cố định hữu hình (TANG).

Kết quả từ hai mô hình cho thấy cơ cấu vốn của doanh nghiệp tại Việt Nam chịu ảnh hưởng mạnh mẽ từ tỷ suất sinh lời, với mối quan hệ ngược chiều (-) Điều này cho thấy doanh nghiệp có xu hướng giảm tỷ lệ nợ khi tỷ suất sinh lời tăng Ngoài ra, các doanh nghiệp Việt Nam thường e ngại rủi ro khi sử dụng đòn bẩy nợ để tài trợ cho dự án, ưu tiên lợi nhuận giữ lại và vốn chủ sở hữu để tái đầu tư vào hoạt động kinh doanh, điều này phù hợp với nghiên cứu của Zôlia Serrasqueiro & Paulo Maỗós Nunes (2010) và Gaud (2005).

Raijan và Zingales (1995), Shumi Aktar, Barry Oliver (2005), Wanrapee

Banchuenvijit (2009), Jean.J.Chen (2003), Lê Đạt Chí (2013), Đoàn Ngọc Phi

Anh (2010), Đặng Thị Quỳnh Anh & Quách Thị Hải Yến (2014), Vương Đức

Hoàng Quân (2014)… và lý thuyết trật tự phân hạng

Thứ ba, kết quả hai (02) mô hình nêu trên đều cho thấy cơ cấu vốn của một

Quy mô doanh nghiệp (DN) có ảnh hưởng tích cực đến mức độ sử dụng nợ, cho thấy rằng DN có quy mô lớn thường có xu hướng vay nợ nhiều hơn Nghiên cứu của Zôlia Serrasqueiro và Paulo Máos Nunes (2010) cũng khẳng định điều này.

Pandey (2004), Gaud (2005), Raijan và Zingales (1995), Wanrapee

Banchuenvijit (2009)… và lý thuyết trật tự phân hạng

Mô hình 01 với cơ cấu vốn (BLEV) bị ảnh hưởng bởi ba yếu tố độc lập: tỷ suất sinh lời (PRO), quy mô doanh nghiệp (SIZE) và tỷ lệ tài sản cố định hữu hình.

Mô hình 02 (MLEV) có cơ cấu vốn chịu ảnh hưởng từ bốn biến độc lập: tỷ suất sinh lời (PRO), cơ hội tăng trưởng (GO1, GO2) và quy mô doanh nghiệp (SIZE).

4.5.2.2 Sự tác động của các biến độc lập

Mô hình 01 cho thấy tỷ suất sinh lời (PRO) có ảnh hưởng ngược chiều đến cơ cấu vốn (BLEV), cụ thể là khi tỷ suất sinh lời tăng 1%, tỷ lệ nợ sẽ giảm.

Mô hình 02 cho thấy tỷ suất sinh lời (PRO) có tác động ngược chiều đến cơ cấu vốn (MLEV), cụ thể là khi tỷ suất sinh lời tăng 1%, tỷ lệ nợ sẽ giảm.

Mô hình GO1, GO2 cho thấy biến cơ hội tăng trưởng (GO1) có tác động ngược chiều đến cơ cấu vốn (MLEV) Cụ thể, khi cơ hội tăng trưởng tăng 1%, tỷ lệ nợ sẽ bị ảnh hưởng.

MLV giảm 26,35%, cho thấy rằng các doanh nghiệp Việt Nam đang gặp khó khăn trong việc sử dụng công cụ nợ và tận dụng lợi ích từ lá chắn thuế Điều này đặc biệt rõ ràng ở các doanh nghiệp nhỏ và vừa, khi họ còn hạn chế trong việc tiếp cận các nguồn vốn và chiến lược tài chính hiệu quả.

Doanh nghiệp có tiềm năng tăng trưởng cao thường ưu tiên phát hành cổ phiếu để huy động vốn, đồng thời sử dụng vốn chủ sở hữu cho tái đầu tư thay vì dựa vào nợ Các ví dụ điển hình cho chiến lược này bao gồm VNM, MSN và VIC.

Các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng thấp thường sử dụng đòn bẩy nợ cao, như ATA, BLF, và BTS Biến GO2 có ý nghĩa thống kê trong mô hình nghiên cứu 02, cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa cơ hội tăng trưởng của công ty và giá trị thị trường của tỷ số nợ (MLEV) Điều này cũng chỉ ra rằng cơ hội tăng trưởng có tương quan cùng chiều với giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu, cho thấy các công ty có thị giá vốn cổ phần cao hơn giá trị thực tế.

6 Xem chú thích tại Phụ Lục III

60 sổ sách thường là các công ty có cơ hội tăng trưởng tốt (theo Tobin Q thì Q >1)

Theo đó thì tỷ lệ nợ theo giá trị thị trường thường giảm dần đối với các công ty có cơ hội tăng trưởng tăng dần

SIZE - Quy mô DN (SIZE) tác động cùng chiều đến cơ cấu vốn (BLEV)

Khi quy mô DN tăng 1% thì tỷ lệ nợ tăng 10,57% Trong khi đó quy mô DN

(SIZE) tác động cùng chiều đến cơ cấu vốn (MLEV) Khi quy mô DN tăng 1% thì tỷ lệ nợ tăng 9,43%

Mô hình tài sản cố định (TANG) có tác động cùng chiều đến cơ cấu vốn (BLEV), với việc tăng 1% tỷ lệ tài sản cố định dẫn đến tỷ lệ nợ tăng 4,53% Tuy nhiên, độ tin cậy của mối tương quan này không cao.

4.5.3 Sự phù hợp với các nghiên cứu trước đây

Bảng 4.19: Tác động của các biến độc lập lên tỷ số nợ

Biến độc lập Tác động của biến độc lập lên tỷ số nợ

Không có ý nghĩa Ngược chiều (-)

GO2 Có ý nghĩa thống kê

PRO Ngược chiều (-) Ngược chiều (-) +/-

SIZE Cùng chiều (+) Cùng chiều (+) +/-

Kết quả từ bảng nghiên cứu cho thấy mô hình 01 và 02 chưa đạt được kỳ vọng Đặc biệt, trong mô hình 02, giá trị doanh nghiệp theo sổ sách (GO1) có mối quan hệ ngược chiều với đòn bẩy nợ, cho thấy doanh nghiệp Việt Nam có xu hướng ít sử dụng nợ khi tăng trưởng và phát triển Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Gaud (2005).

Nghiên cứu của Raijan & Zingales (1995) cho thấy rằng cơ hội tăng trưởng, được đại diện bởi tỷ lệ chênh lệch tài sản cố định vô hình (GO2), không có tác động đáng kể theo mô hình nghiên cứu 02 Hơn nữa, bài nghiên cứu cũng chưa đánh giá được mối quan hệ phi.

61 tuyến giữa cơ hội tăng trưởng và tỷ lệ nợ như các nghiên cứu trước đây của

Pandey (2004), Serasquiro & Macas Nunes (2010) và Mauricio Jara Bertin & cộng sự (2012)

Tỷ suất sinh lời (PRO) có mối quan hệ nghịch với giá trị sổ sách và tỷ lệ nợ (BLEV, MLEV), cho thấy doanh nghiệp có lợi nhuận cao thường ít sử dụng nợ Điều này phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng trong việc tài trợ cho hoạt động đầu tư và tái đầu tư bằng nguồn lợi nhuận giữ lại, đồng thời cũng nhất quán với các nghiên cứu trước đây của Raijan và Zingales.

(1995), Gaud (2005) và Serasquiro & Macas Nunes (2010)

Tóm tắt chương IV

Nghiên cứu này nhằm phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ số nợ của 285 công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2010 – 2015 Kết quả định lượng đã xác định mô hình phù hợp để giải thích sự thay đổi trong cấu trúc vốn của các công ty này.

Các biến có ý nghĩa thống kê đối với BLEV bao gồm tỷ suất sinh lời (PRO), quy mô công ty (SIZE) và tỷ lệ tài sản cố định hữu hình (TANG).

MLEV bao gồm bốn biến có ý nghĩa thống kê, gồm cơ hội tăng trưởng (GO1, GO2), tỷ suất sinh lời (PRO) và quy mô công ty (SIZE) Kết quả hồi quy mô hình cho thấy mối quan hệ giữa các biến này.

Nghiên cứu của Driscoll & Kraay (1998) cho thấy rằng tỷ số nợ của các công ty phi tài chính niêm yết tại Việt Nam bị ảnh hưởng bởi bốn yếu tố chính.

Bốn nhân tố ảnh hưởng đến mô hình, trong đó tỷ suất sinh lời (PRO) là yếu tố tác động mạnh nhất Mối tương quan giữa tỷ suất sinh lời và tỷ số nợ có tính chất nghịch biến.

(-) điều này phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng và chứng tỏ các nhà quản lý

Doanh nghiệp tại Việt Nam thường e ngại mạo hiểm, dẫn đến việc ít sử dụng vốn vay và thiên về huy động vốn cũng như sử dụng vốn chủ sở hữu Điều này ảnh hưởng đến khả năng tận dụng các cơ hội tăng trưởng trong tương lai.

Nghiên cứu này xem xét ảnh hưởng của quy mô công ty (SIZE), tỷ lệ tài sản cố định (TANG) và cơ hội tăng trưởng (GO2) đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp Tuy nhiên, mức độ tin cậy của biến TANG và ảnh hưởng của GO2 vẫn chưa ổn định và hiệu quả Kết quả ước lượng cho thấy các yếu tố này không hoàn toàn giải thích được cấu trúc vốn của doanh nghiệp, cho thấy còn nhiều yếu tố khác cần được nghiên cứu thêm Mặc dù vậy, nghiên cứu đã cung cấp những kết quả có ý nghĩa thống kê, hỗ trợ các nhà quản lý doanh nghiệp trong việc hiểu rõ hơn về các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các công ty niêm yết.

Nghiên cứu về TTCK Việt Nam vẫn còn một số hạn chế, và trong chương tiếp theo, tác giả sẽ làm rõ các vấn đề nghiên cứu cũng như đưa ra kiến nghị để các nghiên cứu sau được hoàn thiện hơn.

CHƯƠNG V: KẾT LUẬN, HẠN CHẾ VÀ KHUYẾN NGHỊ NHẰM HOÀN

Tóm tắt các kết quả chính của đề tài

Dựa vào mẫu nghiên cứu bao gồm 285 DN phi tài chính niêm yết trên

Trong giai đoạn 2010 – 2015, thị trường chứng khoán Việt Nam đã áp dụng các phương pháp hồi quy ước lượng dữ liệu bảng như OLS, FEM và REM Các kiểm định đa cộng tuyến, phương sai sai số thay đổi và tự tương quan cũng được thực hiện để đảm bảo tính chính xác của mô hình nghiên cứu Để khắc phục các vấn đề phát sinh, phương pháp ước lượng hồi quy với sai số chuẩn Driscoll & Kraay đã được áp dụng.

Năm 1998, nghiên cứu đã đóng góp vào lý thuyết thực nghiệm về quyết định cấu trúc vốn của doanh nghiệp bằng cách phân tích những khuyết tật trong mô hình ước lượng cơ bản.

Bài nghiên cứu cho thấy có sự tác động ngược chiều giữa tỷ suất sinh lời

Lợi nhuận doanh nghiệp và tỷ lệ nợ (BLEV, MLEV) đóng vai trò quan trọng trong cơ cấu vốn Nghiên cứu này xác nhận lý thuyết trật tự phân hạng, nhấn mạnh việc ưu tiên sử dụng nguồn vốn nội bộ để tăng cường vốn cho các dự án đầu tư và bổ sung vốn kinh doanh.

Kết quả nghiên cứu cho thấy nhiều giám đốc doanh nghiệp tại Việt Nam có xu hướng ngại mạo hiểm trong môi trường kinh doanh, dẫn đến việc họ ít sử dụng vốn vay Thay vào đó, họ ưu tiên huy động vốn từ nguồn nội bộ của doanh nghiệp, giúp hạn chế rủi ro tài chính phát sinh.

Nghiên cứu cho thấy cơ hội tăng trưởng (GO1) có mối quan hệ ngược chiều với giá trị thị trường của tỷ lệ nợ (MLEV) trong các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam Điều này chỉ ra rằng các doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng dương thường ưu tiên tài trợ cho hoạt động kinh doanh và tái đầu tư thông qua lợi nhuận giữ lại hoặc phát hành cổ phiếu, thay vì sử dụng nợ.

Các doanh nghiệp đối mặt với tăng trưởng âm thường phải chịu tỷ lệ nợ cao, dẫn đến nguy cơ phá sản và khủng hoảng tài chính Nguyên nhân chính là do gánh nặng chi phí lãi vay gia tăng, xuất phát từ việc sử dụng đòn bẩy tài chính một cách quá mức.

Kết quả thực nghiệm cho thấy có mối quan hệ tích cực giữa quy mô doanh nghiệp (SIZE) và tỷ lệ nợ (BLEV, MLEV) Các doanh nghiệp lớn thường có khả năng huy động vốn vay dễ dàng hơn nhờ vào việc sở hữu nhiều tài sản thế chấp và uy tín cao trên thị trường, điều này góp phần đảm bảo sự ổn định và vững chắc cho doanh nghiệp.

Kết quả thực nghiệm chỉ ra rằng có mối quan hệ tích cực giữa tỷ lệ tài sản cố định (TANG) và tỷ lệ nợ (BLEV), phản ánh thực trạng nhiều doanh nghiệp hiện nay.

Doanh nghiệp lớn tại Việt Nam, với quy mô rộng và nhiều tài sản cố định, thường có khả năng tiếp cận vốn vay dễ dàng hơn so với các doanh nghiệp nhỏ và vừa hoặc những doanh nghiệp có ít tài sản cố định.

Hạn chế của đề tài và gợi ý hướng nghiên cứu tiếp theo

Do hạn chế về thông tin và số liệu, nghiên cứu đã sử dụng tỷ lệ chênh lệch tài sản cố định vô hình thay thế cho chi phí nghiên cứu và phát triển (R&D) để đại diện cho cơ hội tăng trưởng (GO2) của doanh nghiệp Tuy nhiên, tại Việt Nam, chỉ tiêu tài sản cố định vô hình chủ yếu là quyền sử dụng đất, điều này khác với một số nghiên cứu như của Galbreath & Gavin (2008) và Whitwell (2007), trong đó xem tài sản vô hình là nguồn tăng trưởng quan trọng của công ty Theo các tác giả này, tài sản vô hình bao gồm danh tiếng công ty, bản quyền và văn hóa.

(culture), dịch vụ khách hàng (customer service reputation), thương hiệu

Tương quan giữa tỷ lệ chênh lệch tài sản vô hình đại diện cho cơ hội tăng trưởng (GO2) và các biến phụ thuộc (BLEV, MLEV) không cho thấy ý nghĩa thống kê trong mô hình 01 Nếu có ý nghĩa thống kê trong mô hình 02, thì mức độ ảnh hưởng của nó cũng không đáng kể.

Mô hình nghiên cứu sử dụng giá trị sổ sách của nợ trong công thức tính

MLEV; do không thể thu thập được dữ liệu về giá trị thị trường của nợ tại Việt

Mô hình hồi quy giá trị thị trường của tỷ số nợ không hoàn toàn phản ánh tính chất thị trường do thị trường chứng khoán Việt Nam không hoàn hảo và thông tin bất cân xứng Giá trị sổ sách ít có ý nghĩa trong việc nghiên cứu và không thể hiện đúng tình hình công ty Hơn nữa, thị trường trái phiếu doanh nghiệp và thị trường chứng khoán cũng cần được xem xét kỹ lưỡng.

65 phái sinh chưa phát triển nên kênh huy động vốn thông qua nợ chủ yếu là từ các ngân hàng thương mại

Nghiên cứu chưa xem xét vai trò của nhà quản lý doanh nghiệp và kỳ vọng của Hội đồng quản trị đối với tiềm năng của doanh nghiệp, đặc biệt là sự thiên lệch trong tài chính hành vi của ban lãnh đạo (Vương Đức Hoàng Quân, 2014) Tại thị trường các nước đang phát triển, bao gồm Việt Nam, quản lý tài chính và quản trị rủi ro của doanh nghiệp còn nhiều hạn chế Các doanh nghiệp lớn thường áp dụng mô hình gia đình trị, thiếu tính khoa học và bài bản trong quản trị rủi ro, dẫn đến đánh giá không đúng mức Một số doanh nghiệp sử dụng vốn vay để mở rộng kinh doanh sang các lĩnh vực không có lợi thế cạnh tranh, gây mất khả năng kiểm soát và dẫn đến thất thoát vốn nghiêm trọng Nguyên nhân chủ yếu xuất phát từ bối cảnh kinh tế khó khăn trong nước, khiến nhiều doanh nghiệp phải bảo toàn vốn để tồn tại hoặc tìm cách bứt phá, trong khi sự tự tin vào năng lực của họ vẫn còn hạn chế.

Nhiều doanh nghiệp lớn với tiềm lực tài chính mạnh có thể dễ dàng vượt qua mức độ hợp lý mà không có sự quản lý chặt chẽ, dẫn đến việc sử dụng đòn cân nợ cao và xem nhẹ các rủi ro tài chính tiềm ẩn Do đó, việc tìm kiếm đội ngũ quản lý tài năng, có chuyên môn và năng lực phát triển kinh doanh là rất quan trọng, nhằm tái cấu trúc nguồn vốn và hướng đến hoạt động tài chính minh bạch, lành mạnh Ngoài ra, các đặc điểm riêng của từng công ty cũng cần được xem xét trong các nghiên cứu liên quan.

Trong phân tích hồi quy, các biến độc lập chủ yếu là các yếu tố nội tại của công ty như tỷ suất sinh lời, cơ hội tăng trưởng, quy mô công ty và tỷ lệ tài sản cố định Tuy nhiên, bài viết chưa đề cập đến các yếu tố bên ngoài ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của công ty, bao gồm: (1) thị trường tài chính, (2) chính sách lãi suất cho vay của các ngân hàng, (3) chính sách bảo hộ của Nhà nước, đặc biệt là tỷ lệ cổ phiếu Nhà nước nắm giữ trong các doanh nghiệp nhà nước được cổ phần hóa, và (4) sự thay đổi trong chính sách thuế.

TNDN, (5) môi trường pháp lý, (6) ngành nghề đặc trưng … Thêm vào đó, các

66 nhân tố này được coi là các đặc tính riêng biệt có ảnh hưởng đến các biến nghiên cứu hiện tại như lợi nhuận (PRO), quy mô doanh nghiệp (SIZE) và cơ hội tăng trưởng trong tương lai Do đó, mô hình nghiên cứu gặp phải hiện tượng nội sinh, nhưng bài nghiên cứu chưa đề cập đến các biện pháp khắc phục.

Nghiên cứu này được thực hiện dựa trên cơ sở dữ liệu từ các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, chủ yếu tập trung vào các doanh nghiệp lớn có tình hình tài chính minh bạch và đáp ứng đầy đủ các tiêu chí niêm yết của Ủy Ban Chứng Khoán Nhà Nước Trong khi đó, các doanh nghiệp nhỏ và vừa chỉ chiếm tỷ lệ nhỏ và mang tính đặc thù, như Công ty Thuốc Thú Y Cai.

Lậy là một doanh nghiệp nhỏ và vừa với tổng tài sản khoảng 80 tỷ đồng, nhưng lại được tiếp cận công nghệ và quy trình quản lý tiên tiến từ Tập Đoàn CP, một trong những công ty hàng đầu Thái Lan trong lĩnh vực chăn nuôi và thuốc thú y Tuy nhiên, mô hình nghiên cứu hiện tại chưa phù hợp để áp dụng cho các doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam.

Bài nghiên cứu chưa phân tích mối quan hệ bậc 2 và bậc 3 giữa cơ hội tăng trưởng và tỷ lệ nợ, dẫn đến việc chưa đánh giá được mối tương quan giữa hai yếu tố này có phải luôn đồng biến hay nghịch biến.

Khuyến nghị

Các nghiên cứu tiếp theo về cấu trúc vốn của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam nên tập trung vào các vấn đề chính như: phân tích tác động của cấu trúc vốn đến hiệu suất tài chính, đánh giá sự ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến quyết định tài chính, và tìm hiểu mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và rủi ro tài chính của doanh nghiệp.

Nghiên cứu cấu trúc vốn phù hợp cho các công ty niêm yết, đặc biệt là trong các ngành nghề khác nhau, là rất quan trọng Mỗi mô hình nghiên cứu cần được xây dựng dựa trên các giả định và biến giải thích phù hợp với đặc thù hoạt động của từng loại hình doanh nghiệp.

Xây dựng và hoàn thiện tiêu chuẩn báo cáo tài chính theo hướng minh bạch và trung thực là rất quan trọng để tăng cường độ tin cậy cho các biến số đầu vào, từ đó góp phần tạo ra mô hình nghiên cứu vững chắc và đáng tin cậy.

Nghiên cứu giá trị nợ cần được phản ánh theo thị giá để cải thiện công cụ đo lường giá trị thị trường của tỷ số nợ, từ đó phản ánh chính xác hơn các yếu tố tác động đến biến nghiên cứu Để đạt được điều này, cần phát triển một thị trường tài chính phái sinh hoàn thiện, tạo điều kiện cho giao dịch và nâng cao tính thanh khoản của các công cụ nợ.

Nghiên cứu này tập trung vào việc phân tích ảnh hưởng của các yếu tố bên ngoài, bao gồm môi trường tài chính và môi trường pháp lý, đến cấu trúc vốn của các công ty niêm yết Những yếu tố này đóng vai trò quan trọng trong việc xác định cách thức các công ty quản lý và tối ưu hóa nguồn vốn của mình để đáp ứng nhu cầu phát triển Việc hiểu rõ tác động của môi trường xung quanh sẽ giúp các doanh nghiệp đưa ra quyết định tài chính hiệu quả hơn.

TTCK Việt Nam đang được nghiên cứu với việc tích hợp các yếu tố như thuế, tính thanh khoản và tài chính hành vi Điều này nhằm xây dựng cơ sở dữ liệu phù hợp cho từng mục tiêu nghiên cứu và nhóm đối tượng cụ thể Việc bổ sung các biến giải thích hoặc tạo ra tổ hợp biến giải thích tương thích sẽ hỗ trợ các nhà hoạch định chính sách và quản trị trong việc đưa ra quyết định chính xác.

Các ngân hàng đang từng bước tiếp cận các thành phần kinh tế, từ các công ty niêm yết cho đến các doanh nghiệp nhỏ và vừa, nhằm đưa ra các quyết sách và hoạch định tài chính phù hợp.

Bài nghiên cứu cần đánh giá mối tương quan bậc 2 và bậc 3 giữa cơ hội tăng trưởng chu kỳ của doanh nghiệp và tỷ số nợ, nhằm làm rõ tác động của các giai đoạn tăng trưởng (cao, thấp và trung bình) đến tỷ số nợ Việc này sẽ cung cấp cơ sở quan trọng để nhà quản trị xác định giai đoạn của doanh nghiệp trong chu kỳ và xây dựng cấu trúc vốn phù hợp.

Thứ sáu, căn cứ vào kết quả mô hình nghiên cứu có thể thấy rằng các DN

Việt Nam trong giai đoạn phục hồi sau khủng hoảng cho thấy rằng các doanh nghiệp lớn có khả năng tiếp cận nguồn vốn và gia tăng nợ dễ dàng hơn so với các doanh nghiệp nhỏ và vừa Do đó, để đạt được hiệu quả kinh doanh cao và lợi nhuận lớn, các doanh nghiệp cần tập trung vào việc tối ưu hóa hoạt động sản xuất và quản lý tài chính.

68 cân nhắc trước việc tài trợ từ nguồn vốn vay vì hành vi tài chính này có thể phải chia sẻ lợi nhuận với các chủ nợ

Các nhà hoạch định chính sách và ngân hàng cần xây dựng các chủ trương và quy định phù hợp với từng nhóm doanh nghiệp, nhằm tối đa hóa hỗ trợ cho các doanh nghiệp, đặc biệt là doanh nghiệp tư nhân nhỏ và vừa Việc này sẽ giúp họ dễ dàng tiếp cận vốn vay từ ngân hàng và được hưởng các ưu đãi về lãi suất, tạo điều kiện thuận lợi cho sự phát triển.

Tiêu đề	Phân Tích Các Nhân Tố Tác Động Đến Tỷ Số Nợ Của Các Công Ty Niêm Yết Trên Thị Trường Chứng Khoán Việt Nam
Tác giả	Nguyễn Hoàng Chung
Người hướng dẫn	TS. Đặng Văn Dân
Trường học	Trường Đại Học Ngân Hàng TPHCM
Chuyên ngành	Tài Chính – Ngân Hàng
Thể loại	luận văn thạc sĩ
Năm xuất bản	2016
Thành phố	TP.HỒ CHÍ MINH

Định dạng
Số trang	156
Dung lượng	6,46 MB