Biến số Diễn giải Đo lường bằng Kỳ vọng
PROFIT i,t Lợi nhuận của công ty i trong năm t
ROA (= Lợi nhuận ròng / Tổng tài sản)
─
SIZE i,t Quy mô công ty i trong năm t Ln(Tổng tài sản) +
GROW i,t Triển vọng tăng trưởng của công ty i trong năm t
(EPSt – EPSt-1)/ EPS t-1 +
TAX i,t Thuế suất TNDN hiệu lực của công ty i trong năm t
Thuế TNDN nộp / Thu nhập hoạt động trước thuế
+
D(n) Các biến giả đại diện cho các ngành
Nhận giá trị = 1,2,…,6 Có ảnh hưởng
3.2. Mơ hình nghiên cứu
Phương pháp kiểm định bằng hồi quy đa biến được sử dụng để đo lường tác động của các nhân tố đến cấu trúc vốn trong bối cảnh cụ thể tại Việt Nam. Hai mơ hình kinh tế lượng được xây dựng riêng để kiểm định cho nhân tố thu ộc nhóm vĩ mơ và nhân tố thuộc nhóm vi mơ có dạng:
Y= α + βn.Xn + ε t Trong đó:
Y : Biến phụ thuộc, thể hiện cấu trúc vốn các công ty Xn : Biến độc lập, thể hiện các nhân tố tác động.
α : Hệ số tự do βn : Hệ số hồi quy ε t : Sai số ngẫu nhiên
Dữ liệu chuỗi thời gian theo q được sử dụng trong mơ hình hồi quy thứ nhất dùng để kiểm định các nhân tố thuộc nhóm vĩ mơ.
Dữ liệu chéo được sử dụng trong mơ hình hồi quy thứ hai dùng để kiểm định các nhân tố thuộc nhóm vi mơ, liên quan đến doanh nghiệp.
Mơ hình hồi quy thứ nhất để kiểm định các nhân tố thuộc nhóm vĩ mơ là:
YQt = α + β1.INFt + β2.LRATE t + β3.GDP t + β4.VNIDEX + β5. D(TNCN) + ε t
Với YQt là tỷ lệ nợ trung bình của các cơng ty trong quý t.
Mơ hình hồi quy thứ hai để kiểm định các nhân tố thuộc nhóm vi mơ là:
Yi,t = α + β1. PROFIT i,t + β2.SIZE i,t + β3.GROW i,t + β4.TAX i,t + β5.D(n) + ε i,t
Với Yi,t là tỷ lệ nợ của công ty i trong năm t.
3.3. Thu thập và xử lý dữ liệu
Dữ liệu được thu thập từ báo cáo tài chính đã được kiểm tốn và cơng bố của 219 công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Tp. HCM (HOSE) trong giai đoạn 2005- tháng 6/2010, không bao gồm ngân hàng, công ty bảo hiểm, công ty chứng khốn, cơng ty tài chính và các quỹ đầu tư. Lý do chọn mẫu nghiên cứu như trên là do giá trị niêm yết trên HOSE chiếm đến 93,47% tổng giá trị niêm yết trên toàn thị trường. Mặt khác, trước năm 2005, việc công bố thông tin và lưu trữ dữ liệu chưa thật sự đầy đủ. Giai đoạn 2005-2010 được xem là giai đoạn phát triển của thị trường tài chính Việt Nam với thơng tin và các dữ liệu về các công ty niêm yết được lưu trữ một cách đầy đủ hơn. Mặc dù có những cơng ty trong mẫu chỉ mới niêm yết trong giai đoạn gần đây nhưng đề tài đã thu thập đầy đủ báo cáo tài chính của những cơng ty này kể từ năm 2005 đến nay.
Ngoài ra, các số liệu về lãi suất cho vay, lạm phát, tăng trưởng GDP, chỉ số thị trường chứng khoán VNIdex trong giai đoạn này cũng được thu thập nhằm kiểm định tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến cấu trúc vốn công ty Việt Nam.
Nguồn dữ liệu lấy từ các trang web của Ủy ban chứng khoán Nhà nước, Sở giao dịch chứng khoán Tp. HCM, các cơng ty chứng khốn, và các trang thống kê có uy tín của IMF và ADB.
3.4. Kết quả kiểm định tác động của các nhân tố vĩ mô.
Như đã trình bày ở phần mơ tả biến, biến Y đại diện cho địn bẩy tài chính sẽ được đề tài kiểm định bằng cả hai chỉ tiêu Tỷ lệ Nợ dài hạn/Vốn cổ phần (NDH/E) và Tỷ lệ Tổng nợ /Vốn cổ phần
3.4.1. Thống kê mô tả các biến:
(D/E) cho phù hợp với hoàn cảnh nghiên cứu tại Việt Nam. Dữ liệu chuỗi thời gian theo quý được sử dụng. Giá trị của đòn bẩy tài chính trong mẫu này là tỷ lệ nợ trung bình của tất cả các các cơng ty trên HOSE theo từng quý.
GDP INF LRATE VNIDEX NDHE DE D_TNCN
Mean 115038.6 2.675909 12.79250 537.8711 0.432377 1.794155 0.272727 Median 115433.0 1.860000 11.18000 492.9466 0.402600 1.411450 0.000000 Maximum 155575.0 9.250000 20.10000 1083.450 0.645600 2.760300 1.000000 Minimum 76371.00 -1.980000 9.540000 238.3100 0.287800 1.259600 0.000000 Std. Dev. 20978.67 2.560654 2.682363 257.9134 0.111087 0.578310 0.455842 Skewness -0.003612 1.319018 1.209377 0.897596 0.413757 0.708498 1.020621 Kurtosis 2.243023 4.914193 3.562710 2.720153 1.830722 1.712768 2.041667 Jarque-Bera 0.525311 9.738082 5.653097 3.025944 1.880991 3.359439 4.661314 Probability 0.769007 0.007681 0.059217 0.220254 0.390434 0.186426 0.097232 Observations 22 22 22 22 22 22 22
Tỷ lệ nợ dài hạn trên vốn cổ phần trung bình của các cơng ty niêm yết ở HOSE là 43,24%. Tỷ lệ tổng nợ trên vốn cổ phần trung bình của các cơng ty niêm yết ở HOSE là 179,42%.
So sánh hai kết quả trên có thể kết luận rằng: các công ty Việt Nam thiên về tài trợ bằng nợ hơn là bằng vốn cổ phần, và thâm dụng nợ ngắn hạn (tức là nguồn tài trợ nợ sử dụng chính yếu là nợ vay ngắn hạn). Kết quả này phản ánh thực trạng cấu trúc vốn của các công ty cổ phần Việt Nam.
GDP trung bình của Việt Nam giai đoạn 2005 - 6 tháng đầu năm 2010 là 115038,6 tỷ đồng.
VN-INDEX có giai đoạn tăng cao vượt trội như trong năm 2007, dao động quanh mức 1000 điểm, nhưng sau đó sang năm 2008 bắt đầu sụt giảm mạnh xuống dưới mức 500 điểm. Thấp nhất là trong q 1/2009 trung bình VN-INDEX chỉ cịn 276,54 điểm. Tuy nhiên, sau đó thị trường bắt đầu hồi phục dần, kể từ quý 3/2009 VN-INDEX trở lại xoay quanh mức 500 điểm. Vì thế, giá trị trung bình của VN-
Lạm phát được thể hiện qua tỷ lệ thay đổi CPI, giá trị trung vị của tỷ lệ này là 1,86%, cho thấy lạm phát Việt Nam tăng theo thời gian.
Lãi suất cho vay trung bình giai đoạn này là 12,79%.
3.4.2. Ước lượng tham số của hàm hồi quy tổng thể:
YQt = α + β1.INFt + β2.LRATE t + β3.GDP t + β4.VNIDEX + β5. D(TNCN) + ε t
3.4.2.1. Xét biến phụ thuộc YQt là Tỷ lệ Nợ dài hạn/Vốn cổ phần:
Dependent Variable: NDHE Method: Least Squares
observations: 22 after adjustments
Newey-West HAC Standard Errors & Covariance (lag truncation=2)
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.796529 0.098597 8.078591 0.0000 GDP -6.38E-07 8.17E-07 -0.781699 0.4458 INF -0.013719 0.007756 -1.768715 0.0960 LRATE -0.010082 0.007670 -1.314425 0.2072 VNIDEX -0.000207 7.51E-05 -2.751626 0.0142 D_TNCN -0.051099 0.051526 -0.991706 0.3361 R-squared 0.538398 Adjusted R-squared 0.394148 F-statistic 3.732384 Prob(F-statistic) 0.019780
Khi đưa tất cả 5 biến số vĩ mơ là GDP, LRATE, INF, VNIDEX, D_TNCN vào mơ hình thì nhận được R2 điều chỉnh là 39,41%, p-value <0,05 tức là sự thay đổi của các biến này giải thích được 39,4% sự thay đổi của NDH/E, tuy nhiên chỉ có biến VNIDEX có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 95% và biến INF có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 90%. Do đó, kiểm định hồi quy bội được điều chỉnh bằng cách loại dần các biến khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả như sau:
Mơ hình 3.1 : NDH/E = 0,745 – 0,022 INF – 2,218.10-6. GDP + ε Coefficients t- statistic p- value Collinearity Statistics
Un - standardized Standardized VIF
constant 0,745 5,946 0,000 INF – 0,022 -0,496 -2,584 0,018 1,048 GDP – 2,218.10-6 -0,419 -2,182 0,042 1,048 R Square 0,366 Adjusted R Square 0,299 F- statistic 4,725 p-value 0,022 Durbin-Watson 1,162
Hai biến số GDP và INF không vi phạm hiện tượng tự tương quan và đa cộng tuyến. Giữa hai biến này thì mức độ tác động của lạm phát lên sự thay đổi của tỷ lệ nợ dài hạn trung bình mạnh hơn so với GDP.
Mơ hình có R2 điều chỉnh = 29,9% tức là sự thay đổi của biến INF đại diện cho nhân tố lạm phát và biến GDP đại diện cho triển vọng tăng trưởng của nền kinh tế giải thích được 29,9% sự thay đổi của tỷ lệ nợ dài hạn trên vốn cổ phần trung bình của các cơng ty với độ tin cậy 95%.
GDP có tương quan nghịch với tỷ lệ nợ dài hạn trung bình của các cơng ty. Khi GDP tăng, tức là nền kinh tế tăng trưởng, các cơng ty có lợi nhuận cao, họ có thể tận dụng lợi nhuận giữ lại làm nguồn tài trợ nội bộ với chi phí sử dụng vốn rẻ. Vì thế tỷ lệ nợ có xu hướng giảm.
Tỷ lệ lạm phát có tương quan nghịch với tỷ lệ nợ dài hạn trung bình của các cơng ty, tức là khi lạm phát tăng thì các cơng ty có xu hướng giảm việc vay nợ dài hạn. Kết quả này phủ nhận giả thiết ban đầu là lạm phát tỷ lệ thuận với tỷ lệ nợ. Điều này được giải thích là do khi tỷ lệ lạm phát tại Việt Nam tăng cao, chính phủ Việt Nam thường dùng chính sách thắt chặt tiền tệ nhằm kiểm soát lạm phát, khiến cho các ngân hàng tăng lãi suất cho vay. Các công ty phải dùng lợi nhuận tạo ra để trả lãi cao cho khoản vay. Khi lãi suất cho vay vượt quá tỷ suất sinh lợi của cơ hội đầu tư thì việc dùng địn bẩy sẽ khơng hiệu quả. Các cơng ty sẽ có xu hướng giảm nợ vay.
Như vậy, trong tương quan giữa lạm phát và tỷ lệ nợ dài hạn có hàm chứa mối tương quan nghịch giữa lãi suất cho vay và tỷ lệ nợ dài hạn. Đề tài tiến hành kiểm chứng sự tác động của nhân tố lãi suất và tỷ lệ nợ dài hạn, kết quả như sau:
Mơ hình 3.2 : NDH/E = 0,636 – 0,016.LRATE + ε Coefficients t- statistic p-value
constant 0,636 5,697 0,000 LRATE – 0,016 -1,862 0,077 R Square 0,148 Adjusted R Square 0,105 F- statistic 3,467 p-value 0,077
Hệ số tương quan của biến LRATE là (─ 0,016), nghĩa là khi lãi suất cho vay tăng 1% thì tỷ lệ nợ dài hạn trên vốn cổ phần trung bình của các cơng ty sẽ giảm 0,016 đơn vị, có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 90%.
Lãi suất cho vay thể hiện mối tương quan nghịch với tỷ lệ nợ dài hạn trên vốn cổ phần, nghĩa là khi có sự gia tăng lãi suất cho vay thì các cơng ty giảm tài trợ bằng nợ dài hạn. Sự thay đổi của lãi suất cho vay giải thích được cho 10,5% sự thay đổi của tỷ lệ nợ dài hạn trên vốn cổ phần.
Đề tài cũng tiến hành kiểm định tác động của nhân tố xu hướng của thị trường chứng khốn đến cấu trúc vốn bằng phương trình hồi quy đơn, kết quả như sau:
Mơ hình 3.3 : NDH/E = 0.544195 – 0.000215VNIDEX + ε
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.544195 0.044324 12.27757 0.0000
VNIDEX -0.000215 7.46E-05 -2.875408 0.0094
R-squared 0.292485 F-statistic 8.267969
Adjusted R-squared 0.257110 Prob(F-statistic) 0.009353
Bảng kết quả trên cho thấy xu hướng của thị trường chứng khốn có tương quan nghịch lên tỷ lệ nợ dài hạn trên vốn cổ phần trung bình. Khi thị trường chứng khốn có xu hướng đi lên thì việc các công ty phát hành cổ phần thường thuận lợ i, dễ dàng hơn. Nếu thị trường định giá cao cổ phần thì cơng ty có lợi vì tỷ suất sinh lợi kỳ vọng của nhà đầu tư thấp, dẫn đến nguồn tài trợ bằng vốn cổ phần được ưa chuộng hơn, tỷ lệ nợ có xu hướng giảm.
Đối tượng nghiên cứu chính của đề tài này là thuế thu nhập trong mối quan hệ với cấu trúc vốn. Tuy nhiên, khi kiểm định bằng phương trình hồi quy với biến Y là tỷ lệ nợ dài hạn trên vốn cổ phần thì biến D_TNCN khơng có ý nghĩa thống kê nên phần sau đề tài sẽ kiểm định tác động của nhân tố này bằng One-way ANOVA test.
3.4.2.2. Xét biến phụ thuộc YQt là Tỷ lệ Tổng nợ /Vốn cổ phần:
Dependent Variable: DE Method: Least Squares Included observations: 22
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 4.024713 0.510591 7.882453 0.0000 GDP -7.40E-06 5.09E-06 -1.454464 0.1652 INF -0.038723 0.036301 -1.066739 0.3019 LRATE -0.039852 0.038958 -1.022941 0.3216 VNIDEX -0.001239 0.000341 -3.639086 0.0022 D_TNCN -0.484300 0.193495 -2.502904 0.0235
R-squared 0.703672 Mean dependent var 1.761459
Adjusted R-squared 0.611070 S.D. dependent var 0.577331
S.E. of regression 0.360048 Akaike info criterion 1.021844
Sum squared resid 2.074158 Schwarz criterion 1.319401
Log likelihood -5.240288 Hannan-Quinn criter. 1.091940
F-statistic 7.598859 Durbin-Watson stat 1.149780
Prob(F-statistic) 0.000795
Mơ hình có R2 điều chỉnh là 61,1%, F-statistic có p-value <0,01 tức là mơ hình này giải thích được 61,1% sự thay đổi của D/E với độ tin cậy 99%. Tuy nhiên, khi xét p-value của hệ số tương quan thì chỉ có biến VNIDEX và biến D-TNCN có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 95%. và biến INF có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 90%. Các biến độc lập không vi phạm hiện tượng tự tương quan và đa cộng tuyến. Kiểm định hồi quy bội được điều chỉnh bằng cách loại dần các biến khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả như sau:
Mơ hình 3.4: D/E = 3,7739 – 0,0013 VNIDEX – 0,1027 LRATE + ε Coefficients t- statistic p- value Collinearity Statistics
Un - standardized Standardized VIF
constant 3,7739 7,439 0,000
VNIDEX – 0,0013 -0,580 -3,610 0,0019 1,009
LRATE – 0,1027 -0,477 -2,968 0,0079 1,009
R Square 0,513 F- statistic 4,725
Adjusted R Square 0,462 p-value 0,001
Mơ hình 3.4 cho thấy: sự thay đổi của biến VNIDEX và LRATE giải thích được cho 46,2% sự biến động của tỷ lệ Tổng nợ trên vốn cổ phần với độ tin cậy 99%, chứng tỏ đây là hai nhân tố tác động nhiều đến địn bẩy tài chính. Trong hai
nhân tố này thì xu hư ớng của thị trường chứng khốn tác động lên tỷ lệ địn bẩy mạnh hơn so với lãi suất cho vay.
Khi các nhân tố khác không thay đổi, nếu Vn-Index tăng 1 điểm thì tỷ lệ tổng nợ trên vốn cổ phần giảm 0,0013. Khi các nhân tố khác không thay đổi, nếu lãi suất cho vay tăng 1% thì tỷ lệ tổng nợ trên vốn cổ phần giảm 0,1027.
Kết quả này xác nhận tương quan nghịch giữa nhân tố lãi suất cho vay với tỷ lệ đòn bẩy và giữa xu hướng của thị trường chứng khốn với tỷ lệ địn bẩy, như đã kỳ vọng trong giả thiết.
Mơ hình 3.5 : D/E = 3,8705 – 1,66.10-5 GDP – 0,0749 INF+ ε
Coefficients t- statistic p- value Collinearity Statistics
Un - standardized Standardized VIF
constant 3,8705 7,439 0,000
GDP – 1,66.10-5 -0,580 -3,610 0,0019 1,009
INF – 0,0749 -0,477 -2,968 0,0079 1,009
R Square 0,3878 F- statistic 6,0188
Adjusted R Square 0,3234 p-value 0,0095
Từ kết quả mơ hình 3.5 có thể nhận thấy: sự thay đổi của biến GDP và INF giải thích được cho 32,34% sự biến động của tỷ lệ Tổng nợ trên vốn cổ phần với độ tin cậy 99%.
Tăng trưởng của nền kinh tế và lạm phát đều có tương quan nghịch với tỷ lệ Tổng nợ trên vốn cổ phần.
Đối với biến giả D_TNCN khi đưa vào mơ hình chung khơng có ý nghĩa thống kê nên đề tài tiến hành hồi quy đơn biến để kiểm định tác động của chính sách thuế TNCN lên tỷ lệ địn bẩy. Kết quả như sau:
Mơ hình 3.6: D/E = 1.897550 - 0.499000 D_TNCN + ε
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 1.897550 0.135934 13.95933 0.0000
D_TNCN -0.499000 0.260294 -1.917062 0.0696
Bảng kết quả trên cho thấy, với độ tin cậy 90%, biến D_TNCN có tương quan nghịch với tỷ lệ đòn bẩy tài chính. Khi chưa có luật thuế TNCN được ban hành (trước 01/01/2009), tỷ lệ tổng nợ trung bình là xấp xỉ 1,9. Khi luật thuế TNCN được ban hành (kể từ 01/01/2009 đến nay), tỷ lệ tổng nợ trung bình là xấp xỉ 1,4.
Chính sách thuế TNCN có tác động đến tỷ lệ tổng nợ trên vốn cổ phần, theo mối tương quan nghịch.
3.4.3. Kiểm định sự khác biệt tỷ lệ nợ trên vốn cổ phần trung bình giữa khi có và khi chưa có chính sách thuế TNCN. khi có và khi chưa có chính sách thuế TNCN.
Để đánh giá tính chính xác của phương trình hồi quy trong mơ hình 2.6 thể