CCV SIZE NDTS PRFT TANG TAX GROWTH RISK LIQ DIV UNIQ ROA ROE
Số quan sát 1198 1198 1198 1189 1198 1188 1198 1134 1198 1139 1186 1090 1090
Giá trị trung bình 0,66 26,19 0,17 0,12 0,12 0,16 0,19 0,37 1,49 0,49 0,74 0,03 0,10
Độ lệch chuẩn 0,19 1,45 0,16 1,88 0,13 3,78 0,17 8,44 1,49 1,12 0,30 0,06 0,16
Giá trị nhỏ nhất 0,00 19,18 0,00 -1,12 0,00 -72,57 0,00 -48,73 0,05 -39,19 0,00 0 0
Giá trị lớn nhất 1,69 30,93 0,93 61,50 0,94 70,05 0,94 38,15 32,80 64,06 1,64 0,84 1,49
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Kết quả về mối tương quan giữa các biến trong mơ hình nghiên cứu được trình bày trong Bảng 4.2. Kết quả tính tốn cho thấy, các biến giải thích khác nhau tác động đến biến phụ thuộc theo các hướng khác nhau. Các nhân tố có tương quan cùng chiều đến cơ cấu vốn và mức độ tương quan lần lượt là: Quy mô doanh nghiệp (42%), Lợi ích thuế phi nợ vay (2%); Rủi ro (3%); và đặc điểm riêng của tài sản doanh nghiệp (9%).
Các nhân tố tương quan ngược chiều với cơ cấu vốn và mức độ tương quan lần lượt là: Khả năng sinh lời (10%); Tài sản cố định hữu hình (10%); Thuế suất thực tế (2%); Cơ hội tăng trưởng (10%); Tính thanh khoản (5%) và Tỷ lệ chi trả cổ tức (10%). Như vậy các biến giải thích có tương quan rõ ràng với biến phụ thuộc, mức độ tương quan mạnh yếu là khác nhau tuy nhiền chiều tương quan có dấu hiệu không ủng hộ lý thuyết về cơ cấu vốn. Nguyên nhân có thể xuất phát từ những đặc thù riêng của ngành Xây dựng nói riêng và những đặc điểm của nền kinh tế Việt Nam nói chung. Điều này cùng với những kết quả thực nghiệm khác nhau của các nghiên cứu đi trước càng tạo nên những cơ sở vững chắc chứng minh sự cần thiết của những nghiên cứu thực nghiệm về cơ cấu vốn mục tiêu của các đối tượng riêng biệt.
Bên cạnh đó, phần lớn các biến giải thích có tương quan dương với ROE trừ chỉ tiêu về tính thanh khoản và phần lớn các biến giải thích có tương quan dương với ROA trừ chỉ tiêu về cơ cấu vốn. Mức độ tương quan giữa các biến giải thích với HQHĐ của doanh nghiệp rơi vào khoảng từ 1% đến 21%. Trong đó quy mơ doanh nghiệp (SIZE) có tương quan mạnh nhất đến ROE của doanh nghiệp (21%) và Tỷ lệ chi trả cổ tức (DIV) có tương quan mạnh nhất đến ROA (17%).
Bảng 4.2 cũng trình bày mối tương quan giữa từng cặp biến giải thích trong mơ hình nghiên cứu. Từ bảng ta thấy hệ số tương quan giữa các biến trong mơ hình đều ở mức thấp, khơng có hệ số tương quan lớn hơn 0,8. Do đó ta có thể kết luận mơ hình nghiên cứu khơng mắc khuyết tật đa cộng tuyến hồn hảo. Mơ hình nghiên cứu sẽ đảm bảo việc những kết quả ước lượng đều có tính chất tuyến tính, khơng chệch và hiệu quả.
Bảng 4.2. Hệ số tƣơng quan giữa các biến trong mơ hình
CCV SIZE NDTS PRFT TANG TAX GROWTH RISK LIQ DIV UNIQ ROA ROE
CCV 1,00 SIZE 0,42 1,00 NDTS 0,02 -0,05 1,00 PRFT -0,10 0,07 -0,04 1,00 TANG -0,10 0,04 0,14 0,00 1,00 TAX -0,02 0,05 0,01 0,01 0,76 1,00 GROWTH -0,1 0,00 0,16 0,01 0,02 0,00 1,00 RISK 0,03 0,05 0,01 0,00 -0,07 0,45 0,02 1,00 LIQ -0,50 -0,27 -0,04 0,03 -0,02 0,00 -0,07 0,01 1,00 DIV 0,1 0,06 0,00 0,00 -0,12 0,45 -0,02 0,04 -0,02 1,00 UNIQ 0,1 0,03 0,48 -0,09 -0,22 0,03 -0,08 0,03 -0,07 0,06 1,00 ROA -0,30 0,10 0,04 0,02 0,07 -0,06 0,08 0,02 0,03 0,17 -0,12 1,00 ROE 0,01 0,21 0,06 0,01 0,07 -0,02 0,07 0,02 -0.05 0,09 -0,05 0,72 1,00
4.2 Kết quả ƣớc lƣợng và thảo luận trong nghiên cứu định lƣợng
4.2.1 Kết quả ước lượng và thảo luận các nhân tố ảnh hưởng đến cơ cấu vốn và cơ cấu vốn của các công ty ngành Xây dựng niêm yết trên thị trường vốn và cơ cấu vốn của các công ty ngành Xây dựng niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam
Mơ hình được sử dụng để phân tích là mơ hình tác động ngẫu nhiên có robust. Vì kết quả kiểm định Hausman Test cho kết quả P-Value lớn. Kết quả ước lượng các nhân tố ảnh hưởng đến cơ cấu vốn của các doanh nghiệp niêm yết ngành Xây dựng được thể hiện trong Bảng 4.3 dưới đây.
Bảng 4.3 Kết quả ƣớc lƣợng các nhân tố ảnh hƣởng đến cơ cấu vốn
Biến số RE FE RE có Robust SIZE 0,008** -0,002 0,008** (0,033) (0,589) (0,037) NDTS -0,003*** -0,006 -0,003*** (0,000) (0,780) (0,000) PRFT -0,003*** -0,003* -0,542*** (0,000) (0,100) (0,000) TANG -0,006 -0,033 -0,006 (0,549) (0,463) (0,570) TAX -0,001 -0,0008 -0,001 (0,549) (0,940) (0,497) GROWTH 0,020 0,038 0,020 (0,596) (0,941) (0,479) RISK 0,000 0,000 0,000 (0,346) (0,4864) (0,300) LIQ -0,032*** -0,029*** -0,032** (0,000) (0,000) (0,021)
Biến số RE FE RE có Robust DIV -0,000 -0,000 -0,0002*** (0,147) (0,273) (0,008) UNIQ 0,022* 0,021* 0,022* (0,084) (0,100) (0,068) Hệ số chặn 0,459*** 0,741*** 0,459** (0,003) (0,000) (0,020) Số quan sát 1129 1129 1129 Hệ số xác định 49,25 14,89 49,25
Kiểm định nhân tử Lagrange Chi2 = 1366,83 P-value = 0,000
Kiểm định Hausman Chi2 = 2,70 P-value = 0,9876
Ghi chú: Giá trị trong ngoặc đơn là p –value. *, **, ***, hệ số hồi quy có ý nghĩa ở mức 10%, 5% và 1%.
Nguồn: Tác giả tự tính tốn
Kết quả ước lượng cho thấy, các biến tài sản cố định hữu hình (TANG), Thuế suất thực tế (TAX), Cơ hội tăng trưởng (GROWTH), Rủi ro (RISK), không ảnh hưởng đến cơ cấu vốn mục tiêu của doanh nghiệp niêm yết ngành xây dựng. Kết quả này không ủng hộ các giả thuyết nghiên cứu H4, H5, H6, H7. Ngược lại, hệ
số hồi quy của các nhân tố Quy mô (SIZE), Lợi ích thuế phi nợ vay (NDTS), Khả năng sinh lời của doanh nghiệp (PRFT) Tính thanh khoản (LIQ), Tỷ lệ chi trả cổ tức (DIV) và đặc điểm riêng của tài sản doanh nghiệp (UNIQ) có ý nghĩa ở mức 10%.
Điều này hàm ý, các nhân tố đó có ảnh hưởng đến cơ cấu vốn của doanh nghiệp niêp yết ngành Xây dựng ở Việt Nam. Một số ảnh hưởng tích cực và một số ảnh hưởng ngược chiều. Cụ thể: i) Quy mơ doanh nghiệp (SIZE), có ảnh hưởng tích cực đến cơ cấu vốn mục tiêu. Kết quả này phù hợp với lý thuyết đánh đổi cơ cấu vốn và kỳ vọng nghiên cứu, ủng hộ giả thuyết nghiên cứu H1. Điều này cho thấy khả năng vay mượn của các công ty ngành Xây dựng niêm yết tại Việt Nam phụ thuộc vào rủi ro phá sản của doanh nghiệp. Kết quả này ủng hộ cho quan điểm
các doanh nghiệp lớn khả năng phá sản thấp nên dễ dàng đi vay hơn. Mặt khác, quy mô doanh nghiệp càng lớn chứng tỏ tiềm lực tài chính càng mạnh, rủi ro phá sản càng thấp. Thêm vào đó, với danh tiếng tốt hơn trên thị trường nợ, các doanh nghiệp này có được niềm tin từ chủ đầu tư nên khả năng tiếp cận vốn vay dễ dàng và giảm được chi phí giao dịch khi phát hành nợ dài hạn. Ngồi ra, quy mơ càng lớn, chi phí khốn khó tài chính của doanh nghiệp càng nhỏ, doanh nghiệp có khả năng vay nợ nhiều hơn để có lợi nhiều hơn từ tấm chắn thuế; ii) Lợi ích thuế phi nợ vay (NDTS) ảnh hưởng ngược chiều đến cơ cấu vốn mục tiêu. Kết quả này phù hợp lý thuyết đánh đổi cơ cấu vốn và kỳ vọng nghiên cứu, ủng hộ giả thuyết nghiên cứu H2. Lợi ích chủ yếu của việc sử dụng nợ vay là nguồn lợi thuế đem lại
từ chi phí lãi vay. Các doanh nghiệp thường sử dụng nợ vay để làm giảm thuế thu nhập doanh nghiệp phải đóng. Ngồi các khoản tiền giảm trừ thuế từ phần chi phí lãi vay, doanh nghiệp cịn có thêm các khoản giảm trừ thuế phi nợ vay như khấu hao tài sản cố định. Nếu như lợi ích thuế từ lãi vay khuyến khích các doanh nghiệp sử dụng nhiều nợ vay hơn thì ngược lại, các doanh nghiệp sẽ có nhiều lợi ích từ thuế phi nợ vay sẽ sử dụng ít nợ vay hơn trong cơ cấu vốn mục tiêu của mình. Trong cơng trình nghiên cứu của DeAngelo và Masulis (1980) hay cơng trình nghiên cứu của Titman và Wessels (1988), lợi ích thuế phi nợ vay là yếu tố thay thế cho lợi ích thuế từ nợ vay. Các nghiên cứu này cùng với các cơng trình nghiên cứu của Ozkan (2001); Huang và Song (2006) đều nhất trí rằng lợi ích từ thuế phi nợ vay được đo lường bằng tỷ lệ khấu hao tài sản cố định trên tổng tài sản, và lợi ích từ thuế phi nợ vay tỷ lệ nghịch với cơ cấu vốn mục tiêu của doanh nghiệp; iii) Khả năng sinh lời có ảnh hưởng ngược chiều đến cơ cấu vốn mục tiêu của doanh nghiệp. Kết quả này phù hợp lý thuyết trật tự phân hạng trong tài trợ, ủng hộ giả
thuyết nghiên cứu H3. Khả năng sinh lời của doanh nghiệp tỷ lệ nghịch với cơ cấu
vốn mục tiêu bởi vì các doanh nghiệp có khả năng sinh lời cao sẽ có lợi nhuận cao do vậy doanh nghiệp đó sẽ ít phải huy động thêm các nguồn vốn bên ngoài. Các doanh nghiệp ưu tiên sử dụng nguồn vốn nội sinh và lợi nhuận giữ lại tích lũy qua các năm hơn là sử dụng nợ vay. Đứng trên góc nhìn của chủ sở hữu, việc sử dụng
nguồn vốn bên ngoài như vay thêm nợ làm tăng gắng nặng tài chính cịn phát hành thêm cổ phiếu làm pha lỗng qyền sở hữu của cổ đơng. Vì thế, các cơng ty có khả năng sinh lời cao thường dùng lợi nhuận giữ lại để tài trợ cho các dự án của mình; iv) Tính thanh khoản (LIQ) có ảnh hưởng ngược chiều đến cơ cấu vốn mục tiêu. Kết quả này ủng hộ giả thuyết nghiên cứu H8. Các lý thuyết về cơ cấu vốn đều
cho rằng tính thanh khoản của một doanh nghiệp có tác động đến cơ cấu vốn của doanh nghiệp đó nhưng lại không thống nhất quan điểm về hướng tác động giữa tính thanh khoản của doanh nghiệp đến cơ cấu vốn của doanh nghiệp. Một số lý thuyết cho rằng các doanh nghiệp có tính thanh khoản cao sẽ có tỷ lệ nợ tương đối cao hơn bởi các doanh nghiệp đó có khả năng trả nợ ngắn hạn cao hơn khi các khoản nợ đến hạn. Vì vậy tính thanh khoản tỷ lệ thuận với cơ cấu vốn của doanh nghiệp. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy tính thanh khoản có ảnh hưởng ngược chiều đến cơ cấu vốn mục tiêu của các doanh nghiệp niêm yết ngành Xây dựng. Kết quả này khẳng định giả thuyết các doanh nghiệp có nhiều tài sản thanh khoản cao sẽ sử dụng các tài sản này để tài trợ cho các hoạt động của mình; v) Tỷ lệ chi trả cổ tức (DIV) có ảnh hưởng ngược chiều đến cơ cấu vốn mục tiêu của doanh nghiệp, kết quả này ủng hộ giả thuyết nghiên cứu H9. Cổ tức và nợ vay có thể được sử dụng thay thế cho nhau trong việc làm giảm thiểu vấn đề mâu thuẫn lợi ích người chủ- nhà quản lý (agency problem). Vì vậy, giữa cổ tức và nợ vay có quan hệ tỷ lệ nghịch (-) với nhau (Jensen và Meckling, 1976); vi) Đặc điểm riêng của tài sản doanh nghiệp có ảnh hưởng tích cực đến cơ cấu vốn mục tiêu của doanh nghiệp. Kết quả này không ủng hộ giả thuyết nghiên cứu H10. Tuy nhiên, do đặc điểm các sản phẩm của ngành xây dựng có thể được sử dụng để thể chấp nên khả năng tiếp cận vốn vay cũng dễ dàng hơn. Vì thế đặc điểm tài sản của các doanh nghiệp ngành xây dựng có ảnh hưởng tích cực đến cơ cấu vốn mục tiêu của doanh nghiệp.
Ngoài ra, giá trị ước lượng của mơ hình các nhân tố ảnh hưởng đến cơ cấu vốn chính là cơ cơ cấu vốn mục tiêu của doanh nghiệp (Đoàn Vinh Thắng, 2016). Dựa vào kết quả ước lượng mơ hình, NCS xây dựng cơ cấu vốn mục tiêu bình quân
của các doanh nghiệp ngành xây dựng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam qua các năm trong khoảng như Bảng 4.4
Bảng 4.4 Cơ cấu vốn mục tiêu bình quân của các doanh nghiệp ngành xây dựng niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam từ năm 2005 – 2017
Năm Giá trị CCVMT cận dƣới Giá trị CCVMT cận trên
2005 0,641 0,661 2006 0,647 0,662 2007 0,614 0,664 2008 0,617 0,663 2009 0,638 0,659 2010 0,645 0,655 2011 0,648 0,657 2012 0,650 0,659 2013 0,640 0,658 2014 0,642 0,658 2015 0,647 0,658 2016 0,626 0,642 2017 0,614 0,638 Nguồn: Tác giả tự tính tốn
Theo đó, cơ cấu vốn mục tiêu bình quân của các doanh nghiệp ngành xây dựng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam qua các năm là tương đối ổn định (khoảng hơn 60%). Đây cũng là một cơ cấu vốn cao. Tuy nhiên, với đặc thù của ngành Xây dựng, các dự án đầu tư thường cần một số vốn rất lớn nhưng đa số doanh nghiệp lại khơng có đủ vốn tự có để đầu tư dự án. Do đó, việc sử dụng vốn vay và huy động từ các nhà đầu tư để thực hiện dự án là không thể tránh khỏi. So sánh với các ngành khác, cơ cấu vốn của các công ty ngành Xây dựng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam ln nằm trong top ngành có cơ cấu vốn cao. Xét trên toàn ngành, theo báo cáo từ cophieu68.com, năm 2016 ngành Xây dựng có tỷ lệ nợ là 67%. Do đó, cơ cấu vốn mục tiêu mà luận án xây dựng là rất hợp lý.
4.2.2 Kết quả ước lượng và thảo luận tác động của cơ cấu vốn mục tiêu tới hiệu quả kinh doanh của các công ty ngành Xây dựng niêm yết trên thị hiệu quả kinh doanh của các công ty ngành Xây dựng niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam
Mơ hình được sử dụng để phân tích là mơ hình tác động cố định có Robust. Vì kết quả kiểm định Hausman test cho kết quả P-Value nhỏ. Kết quả ước lượng ảnh hưởng của cơ cấu vốn mục tiêu đến hiệu quả kinh doanh của các doanh nghiệp niêm yết ngành Xây dựng được thể hiện trong Bảng 4.5 và Bảng 4.6 dưới đây.
Bảng 4.5: Kết quả ƣớc lƣợng cho ROA
Biến số RE FE FE có robust ROA CCVMT -0,944*** -0,812*** -0,816* (0,000) (0,000) (0,056) SIZE 0,014*** 0,020*** 0,020** (0,000) (0,000) (0,000) PRFT -0,002** -0,002** -0,002* (0,019) (0,028) (0,074) TANG -0,04* -0,06** -0,06 (0,097) (0,044) (0,136) GROWTH 0,05** 0,05* 0,05 (0,018) (0,067) (0,151) LIQ -0,027*** -0,023*** -0,0237* (0,000) (0,000) (0,083) Hệ số chặn 0,301*** 0,06 0,05 (0,002) (0,667) (0,814) Số quan sát 1021 1021 1021 Hệ số xác định 45,6 54,3 54,3
Kiểm định nhân tử Lagrange Chi2 = 76,18 P-value = 0,000
Kiểm định Hausman Chi2 = 23,81 P-value = 0,000
Ghi chú: Giá trị trong ngoặc đơn là p –value. *, **, ***, hệ số hồi quy có ý nghĩa ở mức 10%, 5% và 1%.
Kết quả ước lượng với ROA (Bảng 4.5) cho biết, hệ số hồi quy đại diện cho biến cơ cấu vốn mục tiêu mang âm và có ý nghĩa ở mức 10%. Điều này hàm ý, cơ cấu vốn mục tiêu có ảnh hưởng ngược chiều đến tỷ suất lợi nhuận trên tài sản của các doanh nghiệp niêm yết ngành xây dựng tại Việt Nam. Kết quả này không ủng hộ giả thuyết nghiên cứu H11. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu ủng hộ quan điểm của Maslis (1983). Theo đó, trong mối liên hệ giữa hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp với cơ cấu vốn. nếu tỷ lệ nợ nằm trong khoảng từ 0,23 đến 0,45 thì tỷ lệ nợ hiệu quả tác động tích cực đến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Lớn hơn khoảng này thì tỷ lệ nợ có ảnh hưởng ngược chiều đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Tương tự, Nghiên cứu của Dilip Ratha (2003) cho thấy địn bẩy tài chính tác động âm đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp) ở các doanh nghiệp của các nước đang phát triển. Mặt khác, một giai đoạn dài từ 2006-2012 lãi xuất cho vay tăng cao, do đó nếu sử dụng nợ nhiều thì khơng có lợi cho HQKD của các doanh nghiệp.
Kết quả ước lượng cho ROE (tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu) được thể hiện trong Bảng 4.6. Tương tự như kết quả ước lượng cho ROA, cơ cấu vốn cũng có ảnh hưởng ngược chiều đến ROE của các doanh nghiệp niêm yết ngành xây dựng tại Việt Nam. Ngoài ra, biến kiểm sốt quy mơ doanh nghiệp cũng có ảnh hưởng tích cực đến ROE và tính thanh khoản có ảnh hưởng ngược chiều đến ROE.
Bảng 4.6: Kết quả ƣớc lƣợng cho ROE Biến số RE FE FE có robust ROE CCV -1,38** -1,104** -1,104** (0,0121) (0,045) (0,046) SIZE 0,037*** 0,051*** 0,051*** (0,000) (0,000) (0,001) PRFT -0,002 -0,002 -0,002 (0.378) (0.386) (0.362) TANG -0,027 -0,09 -0,09 (0.675) (0.250) (0.264)