BỘ GI ÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM
--------------
ĐẶNG THỊ THU HIỀN
CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN CẤU
TRÚC VỐN CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM
YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN
VIỆT NAM
LUẬN VĂN THẠC SỸ K INH TẾ
TP. Hồ Chí Minh - Năm 2012
BỘ GI ÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM
--------------
ĐẶNG THỊ THU HIỀN
CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN CẤU
TRÚC VỐN CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM
YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN
VIỆT NAM
Chuyên ngành : Kinh tế tài chính – Ngân hàng Mã số
: 60.31.12
LUẬN VĂN THẠC SỸ K INH TẾ
TP. Hồ Chí Minh - Năm 2012
NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: GS.TS TRẦN NGỌC THƠ
LỜI CAM ĐOAN
Tôi xin cam đoan luận văn “CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN CẤU TRÚC
VỐN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG
CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM” là công trình nghiên cứu của chính tác giả, nội
dung được đúc kết từ quá trình học tập và các kết quả nghiên cứu thực tiễn trong
thời gian qua, các số liệu sử dụng là trung thực và có nguồn gốc trích dẫn rõ ràng.
Luận văn được thực hiện dưới sự hướng dẫn khoa học của Thầy GS-TS. Trần
Ngọc Thơ.
Tác giả luận văn
ĐẶNG THỊ THU HIỀN
LỜI CẢM ƠN
Chân thành cảm ơn Ban Giám hiệu và Khoa đào tạo Sau Đại học Trường
Đại học Kinh Tế Thành phố Hồ Chí Minh đã tạo điều kiện thuận lợi cho tôi học tập
và nghiên cứu trong suốt thời gian qua.
Chân thành cảm ơn các Thầy Cô Trường Đại học Kinh Tế Thành phố Hồ Chí
Minh đã nhiệt tình giảng dạy cho tôi trong suốt quá trình tham gia học tập tại
Trường.
Chân thành cảm ơn Thầy GS-TS. Trần Ngọc Thơ đã tận tình hướng dẫn, rất
cảm ơn những ý kiến đóng góp quý báu của Thầy đã giúp tôi hoàn thành luận văn
này.
Trân trọng cảm ơn!
Tác giả luận văn
ĐẶNG THỊ THU HIỀN
MỤC LỤC
LỜI CAM ĐOAN
LỜI CẢM ƠN
MỞ ĐẦU...........................................................................................................................1
1. Tóm tắt ...................................................................................................................1
2. Đặt vấn đề ..............................................................................................................1
3. Mục tiêu nghiên cứu...............................................................................................2
CHƯƠNG I: NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ CÁC NHÂN TỐ TÁC
ĐỘNG ĐẾN CẤU TRÚC VỐN ...............................................................4
1.1. Nghiên cứu thực nghiệm cấu trúc vốn của các nước trên thế giới.............................4
1.2. Nghiên cứu thực nghiệm cấu trúc vốn tại Việt Nam .................................................6
CHƯƠNG II: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU ...............................9
2.1. Dữ liệu .......................................................................................................................9
2.2. Đòn bẩy tài chính .....................................................................................................9
2.3. Giả thuyết:...............................................................................................................10
2.3.1. Tài sản hữu hình....................................................................................................10
2.3.2. Rủi ro kinh doanh..................................................................................................11
2.3.3. Quy mô công ty.....................................................................................................12
2.3.4. Tăng trưởng...........................................................................................................13
2.3.5. Khả năng sinh lời ..................................................................................................13
2.3.6. Khả năng thanh toán..............................................................................................14
2.3.7. Sở hữu nhà nước ...................................................................................................15
2.3.8. Thuế.......................................................................................................................15
2.4. Mô hình và phương pháp nghiên cứu ..................................................................17
CHƯƠNG III: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ KẾT LUẬN ....................................19
3.1. Kết quả nghiên cứu ................................................................................................19
3.1.1. Thống kê mô tả......................................................................................................19
3.1.2. Phân tích ma trận hệ số tương quan ......................................................................29
3.1.3. Kết quả hồi quy .....................................................................................................30
3.1.4. Đánh giá độ phù hợp của mô hình ........................................................................36
3.1.5. Kiểm định độ phù hợp của mô hình......................................................................36
3.1.6. Kiểm định các lỗi của mô hình .............................................................................37
3.2. Kết luận ...................................................................................................................45
TÀI LIỆU THAM KHẢO ............................................................................................46
DANH MỤC BẢNG BIỂU VÀ HÌNH VẼ
DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 2.1 Trang 16
Bảng 3.1 19
Bảng 3.2 21
Bảng 3.3 Tóm tắt các giả thuyết Tỷ lệ nợ trung bình của các doanh nghiệp Việt Nam qua các năm từ 2008 đến 2011 Tỷ lệ nợ trung bình của nhóm các công ty có sở hữu nhà nước dưới 50% và nhóm các công ty có sở hữu nhà nước trên 50%. Tỷ lệ nợ trung bình của nhóm các doanh nghiệp lớn và nhóm các doanh nghiệp vừa và nhỏ
Kết quả hồi quy của mô hình STD Kết quả hồi quy của mô hình LTD Kết quả hồi quy của mô hình TD
22 24 29 31 32 33 36 37 38 Bảng 3.4 Mô tả và thống kê các biến Bảng 3.5 Ma trận hệ số tương quan Bảng 3.6 Bảng 3.7 Bảng 3.8 Bảng 3.9 Model Summary Bảng 3.10 ANOVA Bảng 3.11 Hệ số VIF DANH MỤC HÌNH VẼ
Hình 3.1 20
Hình 3.2 21
Hình 3.3
Hình 3.4 Hình 3.5 Hình 3.6 Tỷ lệ nợ trung bình của các doanh nghiệp Việt Nam qua các năm từ 2008 đến 2011 Tỷ lệ nợ trung bình của nhóm các công ty có sở hữu nhà nước dưới 50% và nhóm các công ty có sở hữu nhà nước trên 50%. Tỷ lệ nợ trung bình của nhóm các doanh nghiệp lớn và nhóm các doanh nghiệp vừa và nhỏ Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa mô hình STD, LTD. TD Biểu đồ P-P Plot mô hình STD, LTD, TD Biểu đồ Scatterplot của mô hình STD, LTD, TD 22 40 42 43
DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT
DN: Doanh nghiệp.
DNVVN: Doanh nghiệp vừa và nhỏ.
EBIT: Lợi nhuận trước thuế và lãi vay.
STD: Tỷ lệ nợ ngắn hạn/Tổng tài sản.
LTD: Tỷ lệ nợ dài hạn/Tổng tài sản.
2R :
TD: Tỷ lệ tổng nợ/Tổng tài sản.
Hệ số hồi quy hiệu chỉnh.
1
MỞ ĐẦU
Tóm tắt
Trong đề tài này, tác giả giải thích mối quan hệ của tám nhân tố đến cấu trúc
vốn của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Bài nghiên cứu sử
dụng ba chỉ số về nợ: tỷ lệ nợ ngắn hạn, tỷ lệ nợ dài hạn và tỷ lệ tổng nợ để đo lường
đòn bẩy tài chính của các công ty. Bằng phương pháp thống kê mô tả kết hợp phương
pháp bình phương bé nhất (OLS) tác giả chạy mô hình hồi quy đa biến và tìm ra được
năm biến có ý nghĩa thống kê đối với tỷ lệ nợ ngắn hạn: tài sản hữu hình, rủi ro kinh
doanh, quy mô công ty, khả năng sinh lời, khả năng thanh toán; bốn nhân tố có ý nghĩa
thống kê đối với tỷ lệ nợ dài hạn: tài sản hữu hình, rủi ro kinh doanh, quy mô công ty,
khả năng sinh lời; và ba nhân tố có ý nghĩa thống kê đối với tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài
sản: quy mô công ty, khả năng sinh lời, khả năng thanh toán. Cụ thể: nhân tố quy mô
có quan hệ đồng biến với đòn bẩy tài chính, các nhân tố cơ hội tăng trưởng, rủi ro kinh
doanh, khả năng sinh lời, khả năng thanh toán và nhân tố tài sản hữu hình có quan hệ
nghịch biến với đòn bẩy tài chính công ty. Kết quả này cũng giống với các nghiên cứu
trước đây. Bên cạnh đó, một số kết quả khác cũng đồng nhất với các nghiên cứu khác
trên thế giới, đó là: xác định được các công ty nhà nước sử dụng nợ nhiều hơn các công
ty ngoài quốc doanh, các doanh nghiệp lớn có đòn bẩy tài chính cao hơn các công ty
quy mô vừa và nhỏ.
Từ khóa chính: Cấu trúc vốn, đòn bẩy tài chính, nhân tố đặc trưng công ty, chi
phí đại diện.
Đặt vấn đề
Nền kinh tế Việt Nam trong những năm gần đây đã trải qua nhiều cơn sóng gió
trong nền kinh tế vĩ mô: lạm phát hai con số, tiền đồng mất giá, nguồn vốn tháo chạy
và suy giảm dự trữ ngoại hối – đánh mất lòng tin của nhà đầu tư. Mỗi một sự thay đổi
về mặt vĩ mô của nền kinh tế đều có ảnh hưởng lớn đến sự tồn tại và phát triển của các
2
doanh nghiệp Việt Nam. Những giải pháp để đưa doanh nghiệp vượt qua những khó
khăn hiện tại đang là bài toán hóc búa đối với các nhà quản lý doanh nghiệp. Mục tiêu
hàng đầu của các doanh nghiệp là làm sao tìm được cấu trúc vốn tối ưu nhằm tối đa
hóa giá trị doanh nghiệp.
Mặc dù đã có rất nhiều lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm về cấu trúc vốn
nhưng việc vận dụng chúng vào thực tế của các doanh nghiệp Việt Nam vẫn còn nhiều
hạn chế. Do đó việc xác định, phân tích và đánh giá mức độ ảnh hưởng của các nhân tố
đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp là thật sự cần thiết, giúp các doanh nghiệp có cơ sở
lựa chọn cấu trúc vốn phù hợp với điều kiện của doanh nghiệp mình.
Để xác định các nhân tố và so sánh mức độ ảnh hưởng của chúng đến cấu trúc
vốn, bài viết này dựa trên những nghiên cứu thực nghiệm trước đó ở Việt Nam, ở các
nước đang phát triển trong khu vực Đông Nam Á và cả các bài nghiên cứu của các
nước đã phát triển. Đề tài bắt đầu từ Chương I với việc trình bày các nghiên cứu thực
nghiệm tác động của các nhân tố đến cấu trúc vốn ở trên thế giới và ở Việt Nam. Tiếp
theo là Chương II với nội dung chính là xây dựng mô hình nghiên cứu tác động của các
nhân tố đến cấu trúc vốn các công ty tại Việt Nam. Cưối cùng là Chương III kết luận
những kết quả đã nghiên cứu được.
Mục tiêu nghiên cứu
Mục tiêu nghiên cứu của bài viết này là xác định các nhân tố và phân tích mức
độ ảnh hưởng của chúng đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết trên thị
trường chứng khoán Việt Nam. Trên cơ sở đó tác giả sẽ tìm lời giải đáp cho các câu hỏi
nghiên cứu:
- Nhân tố nào tác động đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp Việt Nam? Tác
động của các nhân tố đó đến cấu trúc vốn các doanh nghiệp Việt Nam có giống
với các nước khác trên thế giới hay không?
3
- Các công ty nhà nước có sử dụng nợ vay cao hơn các công ty ngoài quốc doanh
hay không?
- Các doanh nghiệp lớn có sử dụng đòn bẩy tài chính cao hơn các doanh nghiệp
vừa và nhỏ hay không?
4
CHƯƠNG I
NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN CẤU
TRÚC VỐN
1.1. Nghiên cứu thực nghiệm cấu trúc vốn của các nước trên thế giới
Nhân tố nào tác động đến quyết định tài chính của công ty? Các nhà
nghiên cứu trong lĩnh vực tài chính doanh nghiệp đã dành phần lớn thời gian và
sự nỗ lực của mình để xác định được câu trả lời cho câu hỏi nghiên cứu quan
trọng này thông qua các lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm của mình. Mở đầu
cho các nghiên cứu quan trọng và có ý nghĩa về cấu trúc vốn hiện đại của doanh
nghiệp là bài viết của Modigliani và Miller vào năm 1958 (gọi tắt là học thuyết
MM). Sau MM, nhiều nhà nghiên cứu khác đã phát triển và bổ sung thêm các học
thuyết về cấu trúc vốn khác cũng không kém phần quan trọng như: thuế cá nhân
(Miller, 1977), chi phí phá sản (Stiglitz, 1972; Titman, 1984), chi phí đại diện
(Jensen và Meckling, 1976; Myers, 1977), và thông tin bất cân xứng (Myers,
1984). Hai giả thuyết chính thống trị các cuộc tranh luận hiện nay về cơ cấu
vốn là lý thuyết đánh đổi (TOT) và lý thuyết trật tự phân hạng (POT).
Và cho đến nay vẫn chưa có một lý thuyết chung nào cho quyết định cấu
trúc vốn. Việc áp dụng và nghiên cứu thực nghiệm các lý thuyết này vào mỗi
quốc gia, nhóm quốc gia, cho mỗi ngành…cũng chưa có đồng nhất. Trong giới
hạn bài nghiên cứu, tác giả chỉ nêu tóm tắt các kết luận đã đúc kết được của một
số nghiên cứu quan trọng.
Trong bài viết gần đây, De Jong và các cộng sự (2008) phân tích sự
quan trọng của các nhân tố đặc thù công ty và các nhân tố đặc thù quốc gia trong
việc lựa chọn đòn bẩy tài chính của các công ty ở 42 quốc gia. Họ đã thấy rằng
các nhân tố đặc thù công ty khác nhau giữa các quốc gia trong khi các nghiên
cứu trước đó thì cho rằng các nhân tố đó có sự ảnh hưởng như nhau. Các nhà
5
nghiên cứu cũng chỉ ra rằng các nhân tố đặc thù quốc gia trực tiếp như nguồn
vốn, quy tắc pháp luật, sự phát triển của thị trường chứng khoán, sự phát triển
của thị trường trái phiếu… Họ đã tìm ra mối quan hệ đồng biến giữa tài sản hữu
hình, khả năng thanh toán với đòn bẩy tài chính; mối quan hệ nghịch biến nhưng
không có ý nghĩa về mặt thống kê giữa đòn bẩy tài chính với quy mô công ty,
khả năng sinh lời, thuế và rủi ro kinh doanh.
Irina và Maria (2008) nghiên cứu tập trung vào quyết định cấu trúc vốn
ở các nước nhóm BRIC (Brazil, Russia, India, China). Tác giả đã áp dụng mô
hình nghiên cứu đa biến đối với một tập hợp các công ty phi tài chính lớn từ
Nga, Brazil và Trung Quốc. Họ đã tìm ra rằng, giống như các nghiên cứu trước
đó, tác động của các nhân tố đến cấu trúc vốn khác nhau trong phạm vi các quốc
gia theo mẫu. Kết quả lúc so sánh các công ty quy mô lớn của Nga với các công
ty của Brazil thì có sự tác động ngược nhau giữa hai quốc gia về sự ảnh hưởng
của nhân tố tài sản hữu hình và nhân tố quy mô công ty. Cùng lúc đó, họ cũng
tìm ra những ảnh hưởng giống nhau của các nhân tố giữa các công ty Trung
Quốc và các công ty Brazil.
Đối với các nước có nền kinh tế đang phát triển, nghiên cứu của Pandey
(2001) cho kết quả về các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các công ty ở
Malaysia giai đoạn 1984-1999 như sau: khả năng sinh lợi, quy mô, cơ hội tăng
trưởng, rủi ro kinh doanh, tài sản hữu hình có ý nghĩa thống kê đối với tất cả
loại hình của nợ (tỷ lệ nợ ngắn hạn, tỷ lệ nợ dài hạn, tỷ lệ tổng nợ, tỷ lệ nợ tính
theo giá trị sổ sách và tính theo giá trị thị trường); biến cơ hội đầu tư (tỷ lệ giá
trị thị trường trên giá trị sổ sách) không có ý nghĩa thống kê với chính sách nợ.
Trong khi đó, ở các nền kinh tế mới nổi, điển hình là Ấn Độ, Bhaduri
(2002) đã nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn ở các doanh
nghiệp Ấn Độ bằng cách xây dựng mô hình kinh tế giải thích khả năng tác động
của chi phí tái cấu trúc nguồn vốn trong việc tạo được một cấu trúc vốn tối ưu.
Họ cũng cung cấp các bằng chứng thực nghiệm để chỉ ra rằng các nhân tố như
6
tăng trưởng, dòng tiền, quy mô và đặc trưng sản phẩm/ngành tác động đến sự
lựa chọn cấu trúc vốn tối ưu. Phát hiện chính của bài nghiên cứu này là việc lựa
chọn cấu trúc vốn ở Ấn Độ chịu ảnh hưởng bởi các nhân tố như tăng trưởng,
dòng tiền, quy mô và đặc trưng sản phẩm, đặc trưng ngành. Kết quả cũng xác
nhận sự tồn tại của chí phí tái cấu trúc vốn trong việc tạo ra cấu trúc vốn tối ưu.
Mô hình cho thấy một chênh lệch về chi phí tái cấu trúc vốn giữa việc vay mượn
dài hạn và ngắn hạn. Bhaduri thiết lập một mô hình chuẩn cho các nhà nghiên
cứu khác sử dụng trong việc xác định các nhân tố của cấu trúc vốn. Mẫu được
sử dụng trong nghiên cứu của Bhaduri bao gồm 363 công ty được lựa chọn từ
các ngành công nghiệp nặng trong thời kỳ 1990-1995 và cơ sở dữ liệu được lấy
từ Trung tâm điều hành kinh tế Ấn Độ.
Bhaduri đề cập đến giới hạn chính của bài nghiên cứu liên quan đến việc
kết hợp chặt chẽ nhiều biến hơn nhằm tăng khả năng giải thích của mô hình là
rất cần thiết. Tuy nhiên, dữ liệu trong nghiên cứu của Bhaduri không cho phép
giới thiệu nhiều biến trong mô hình này.
Một nghiên cứu khác cũng ở Ấn Độ do Joy Pathak thực hiện năm 2010
đã tìm ra các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn: tài sản hữu hình, tăng trưởng,
quy mô công ty (có quan hệ đồng biến với đòn bẩy tài chính), rủi ro kinh doanh,
khả năng thanh khoản và khả năng sinh lời (có quan hệ nghịch biến với đòn bẩy
tài chính). Kết thúc bài viết tác giả đề xuất về việc đưa thêm các nhân tố như
tính độc đáo của sản phẩm, giá trị tài sản thế chấp, tỷ lệ khấu hao,…để phát triển
mô hình mạnh hơn cho việc nghiên cứu nhân tố của cấu trúc vốn ở các nền kinh
tế mới nổi.
1.2. Nghiên cứu thực nghiệm cấu trúc vốn tại Việt Nam:
Trong bài nghiên cứu “ Cấu trúc vốn của các doanh nghiệp vừa và nhỏ:
trường hợp của Việt Nam”, tác giả Trần Đình Khôi Nguyên và Neelakantan
Ramachandran năm 2006 đã đề cập đến các biến định lượng và kể cả biến
định tính có ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp Việt Nam, đó là:
7
Tăng trưởng, tài sản hữu hình, khả năng sinh lợi, quy mô, rủi ro kinh doanh,
quyền sở hữu công ty, mối quan hệ với Ngân hàng, khả năng liên kết. Kết quả
việc nghiên cứu cho thấy rằng:
- Các công ty thuộc sở hữu của nhà nước có tỷ lệ nợ cao hơn các công ty tư
nhân.
- Quy mô công ty và mức độ rủi ro kinh doanh có mối quan hệ đồng biến
với cấu trúc vốn; biến khả năng sinh lợi không có ý nghĩa với mô hình;
tài sản hữu hình có quan hệ nghịch biến với tổng nợ và tỷ lệ các khoản
phải trả ngắn hạn nhưng ảnh hưởng của nó không đủ mạnh mẽ để chỉ ra
rằng vấn đề chi phí đại diện và lý thuyết kiệt quệ tài chính có thể giải
thích sự liên quan giữa tài sản hữu hình và các tỷ lệ nợ.
- Các nhân tố về hành vi quản lý lại có tác động mạnh mẽ đến cấu trúc vốn
công ty, đó là công ty có mối quan hệ tốt với Ngân hàng có khả năng vay
được các khoản nợ lớn để tài trợ cho hoạt động kinh doanh của mình; và
khả năng liên kết tốt giúp các công ty có cơ hội để đạt được các khoản tín
dụng thương mại và các nguồn tài chính khác.
Năm 2010, sau khi nghiên cứu lý thuyết kết hợp thực nghiệm chạy mô
hình hồi quy đòn bẩy tài chính của 177 công ty từ năm 2005-2008, tác giả Lê
Ngọc Trâm đã đưa ra kết luận về các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của
doanh nghiệp Việt Nam: có 8 nhân tố tác động đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính của
doanh nghiệp(có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và 5%) là các biến tấm chắn thuế
phi nợ, khả năng thanh khoản, tỷ suất sinh lợi, quy mô công ty, tỷ lệ sở hữu vốn
của nhà nước, tài sản hữu hình, thuế và đặc điểm riêng sản phẩm. Biến tăng
trưởng và rủi ro kinh doanh không gây tác động đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính
(thống kê t lớn hơn 5%).
Gần đây nhất là nghiêm cứu của tác giả Nguyễn Chí Đức (2011) với cơ
sở dữ liệu của 546 công ty phi tài chính niêm yết niêm yết trên Sở giao dịch
chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội từ
8
năm 2007 đến năm 2010. Kết quả nghiên cứu cho thấy các công ty tại Việt Nam
sử dụng nợ cao so với các công ty trên thế giới. Đặc biệt, các công ty sử dụng nợ
ngắn hạn là chủ yếu. Các công ty nhà nước có mức sử dụng nợ cao hơn các
công ty khác, các công ty lớn có mức sử dụng nợ cao hơn các công ty vừa và
nhỏ. Kết quả chính của đề tài là phát hiện các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn
của các công ty tại Việt Nam giống với các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn
của các công ty trên thế giới. Cụ thể, các nhân tố: khả năng sinh lời, tính thanh
khoản, ngành nông nghiệp, ngành vận tải có quan hệ tỷ lệ nghịch với đòn bẩy
tài chính của công ty, các nhân tố: qui mô công ty, cơ hội tăng trưởng, tài sản
hữu hình, rủi ro kinh doanh, đặc điểm riêng của tài sản, sở hữu nhà nước,
ngành bất động sản – xây dựng có quan hệ tỷ lệ thuận với đòn bẩy tài chính của
công ty.
Còn rất nhiều nghiên cứu khác về cấu trúc vốn của các doanh nghiệp Việt
Nam, hầu hết đều đưa vào mô hình các biến chủ yếu sau: khả năng thanh khoản,
tỷ suất sinh lợi, quy mô công ty, tỷ lệ sở hữu vốn của nhà nước, tài sản hữu hình,
thuế, đặc điểm riêng sản phẩm, trưởng, rủi ro kinh doanh,đặc điểm ngành và
các biến này cũng được nghiên cứu rộng rãi trên thế giới. Tuy nhiên hạn chế của
phần lớn các nghiên cứu của Việt Nam là nguồn dữ liệu có độ chính xác chưa
cao, thường được căn cứ vào giá trị sổ sách. Các hạn chế này cho đến nay vẫn
chưa thể khắc phục được.
9
CHƯƠNG 2
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU
2.1. Dữ liệu
Dữ liệu sử dụng để phân tích là báo cáo tài chính từ năm 2008 đến năm
2011 của 652 công ty phi tài chính niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng khoán
Thành phố Hồ Chí Minh và Sở Giao Dịch Chứng khoán Hà Nội tính đến thời
điểm 31/07/2012. Các báo cáo tài chính này được tổng hợp từ các công ty
chứng khoán.
2.2. Đòn bẩy tài chính:
Như có thể thấy trong các tài liệu nghiên cứu, cấu trúc vốn của một
doanh nghiệp được thể hiện qua đòn bẩy tài chính và có rất nhiều cách để đo
lường đòn bẩy tài chính. Tất cả đặc điểm của đòn bẩy tài chính đều liên quan
xung quanh tỷ lệ nợ. Tỷ lệ nợ được xác định dựa vào các giá trị thị trường hoặc
giá trị sổ sách hoặc cũng có thể phân chia theo kỳ hạn của nợ như: nợ ngắn hạn,
nợ dài hạn hoặc tổng nợ.
Do những khó khăn của việc tiếp cận dữ liệu giá trị thị trường, nhiều nhà
nghiên cứu đã chọn giá trị sổ sách để thay thế. Theo Myers (1977), các nhà quản
lý tập trung vào giá trị sổ sách vì nợ được đảm bảo tốt hơn bởi tài sản hơn là các
cơ hội tăng trưởng. Đòn bẩy tài chính theo giá trị sổ sách được ưa thích hơn vì
số liệu đòn bẩy tài chính theo giá trị thị trường thay đổi bất thường (Frank &
Goyal 2003, Myers 1997). Trong các khế ước nhận nợ, các công ty cũng thích
sử dụng giá trị sổ sách hơn.
Trong đề tài này, tác giả sử dụng ba chỉ số để đo lường đòn bẩy tài chính
theo giá trị sổ sách, đó là:
Tỷ lệ tổng nợ/Tổng tài sản - TD
10
Tỷ lệ nợ ngắn hạn/ Tổng tài sản - STD
Tỷ lệ nợ dài hạn/ Tổng tài sản – LTD.
2.3. Giả thuyết:
Myers (2003) chỉ ra rằng không tồn tại một lý thuyết chung nào về cấu
trúc vốn và cũng không có lý do gì để kỳ vọng một lý thuyết như vậy. Chúng
ta có những lý thuyết hữu ích, tuy nhiên mỗi một lý thuyết có thể có ích cho
công ty này, trường hợp này nhưng lại không quan trọng đối với công ty khác,
trường hợp khác. Dựa vào các lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm chúng ta
đưa ra các giả thuyết về mối tương quan giữa các biến phụ thuộc với đòn bẩy tài
chính như sau:
2.3.1. Tài sản hữu hình (Tangibility – TANG):
Tài sản hữu hình là đặc điểm mà một tài sản có thể được sử dụng như là
một tài sản thế chấp để đảm bảo nợ vay. Myers và Majluf (1984) cho rằng các
công ty với giá trị tài sản thế chấp lớn hơn có xu hướng sử dụng nợ nhiều hơn vì
chi phí đại diện của nợ thấp hơn so với các công ty có giá trị tài sản thế chấp
nhỏ hơn. Tài sản hữu hình cao hơn thể hiện rủi ro của nguời cho vay thấp hơn
cũng như chi phí phá sản thấp. Trong số những yếu tố khác nhau quyết định
việc lựa chọn cấu trúc vốn của công ty thì việc đề cập đến chi phí phá sản nêu
trên là quan trọng. Jensen và Meckling (1976) và Myers (1977) chỉ ra rằng cổ
đông của các công ty có sử dụng đòn bẩy tài chính có xu hướng đầu tư dưới
mức tối ưu để giành lấy lợi ích từ các trái chủ của công ty, và vì vậy, tồn tại một
quan hệ đồng biến giữa tỷ lệ nợ - đòn bẩy tài chính và giá trị thế chấp của tài sản
– tài sản hữu hình. Lập luận này phù hợp với quan điểm của các nghiên cứu
thực nghiệm trên thế giới và ở Việt Nam: De Jong (2008), Bhaduri (2002), Lê
Ngọc Trâm (2010). Tài sản hữu hình được đo lường bằng tỷ lệ giữa tài sản cố
định ròng trên tổng tài sản.
TANG = Tài sản cố định ròng/Tổng tài sản
11
Giả thuyết 1(HS1): Tài sản hữu hình có quan hệ đồng biến với đòn bẩy
tài chính của công ty.
2.3.2. Rủi ro kinh doanh (Business Rick – BR):
Cũng như tài sản hữu hình, rủi ro kinh doanh cũng là một biến đại diện
tốt liên quan đến chi phí phá sản. Rủi ro kinh doanh là rủi ro mà một công ty
không có đủ dòng tiền mặt tương xứng để chi trả cho các chi phí hoạt động của
nó và được tính toán như sự thay đổi thu nhập trước khấu hao (thay đổi trong
thu nhập hoạt động trước khấu hao). Theo lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn, rủi ro
kinh doanh cao sẽ làm tăng khả năng kiệt quệ tài chính, do đó khả năng dẫn đến
phá sản cũng cao hơn. Như vậy, đối với các doanh nghiệp có rủi ro kinh doanh
nhiều hơn, chi phí phá sản và chi phí đại diện đều cao hơn các doanh nghiệp
bình thường khác, và đây là những trở ngại cho việc phát hành nợ của doanh
nghiệp.
Nhiều tác giả của các nghiên cứu trước đó chỉ ra rằng một mức độ nợ tối
ưu là một hàm nghịch biến của thay đổi trong thu nhập. Từ đó, nợ kéo theo các
cam kết không ngừng của các khoản phải trả định kỳ, công ty có sử dụng đòn
bẩy tài chính cao trở nên nguy hiểm và giảm khả năng để duy trì đòn bẩy tài
chính. Theo tranh luận trong nhiều nghiên cứu trước đó (De jong và các cộng sự
(2008), Frank và Goyal (2003)), chúng ta đề xuất nếu rủi ro kinh doanh cao hơn
thì mức độ nợ phải thấp hơn để tránh nguy cơ phá sản. Rủi ro kinh doanh được
tính bằng độ lệch chuẩn của lợi nhuận trước thuế và lãi vay (EBIT).
BR = Độ lệch chuẩn (EBIT)
Giả thuyết 2 (HS2): Rủi ro kinh doanh có quan hệ nghịch biến với đòn
bẩy tài chính.
12
2.3.3. Quy mô công ty (Firm size – SIZE)
Quy mô công ty là một biến quan trọng có liên quan đến tỷ lệ đòn bẩy tài
chính của công ty. Các công ty lớn có xu hướng đa dạng hóa ngành nghề và
bằng cách đó mà giảm nguy cơ phá sản. Trên quan điểm đó, chúng ta sử dụng
quy mô công ty như một biến đại diện thay thế cho khả năng phá sản, tức là
công ty lớn giảm khả năng đối mặt với tình trạng kiệt quệ tài chính, do vậy
thường được thị trường vốn ưa thích hơn, được các ngân hàng cung cấp hạn
mức tín dụng nhiều hơn, với mức lãi suất ưu đãi hơn,... Những tranh luận này
cũng cung cấp nền tảng cho đề xuất công ty lớn có đòn bẩy tài chính cao. Tương
tự, chi phí của việc sử dụng nợ vay và chứng khoán vốn đều liên quan đến quy
mô, và như đề nghị của Smith (1977) các công ty nhỏ hơn chi trả nhiều thời gian
hơn để phát hành cổ phần mới và cũng nhiều hơn trong trường hợp sử dụng nợ
nên họ sử dụng đòn bẩy tài chính thấp hơn.
Lý thuyết chi phí đại diện giải thích vì sao các công ty có quy mô lớn, có
dòng tiền tự do càng nhiều thường có khuynh hướng sử dụng nhiều nợ hơn
trong cơ cấu vốn của mình. Giải thích của lý thuyết này, là do các điều khoản
trong hợp đồng vay nợ sẽ kiểm soát được phần nào các hành vi của các nhà
quản lý không hướng đến mục tiêu tối đa hóa giá trị doanh nghiệp.
Phần lớn các nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra mối quan hệ đồng biến
giữa quy mô công ty với đòn bẩy tài chính (Pandey (2001), Joy Pathak (2010),
Trần Đình Khôi Nguyên (2006)…). Nghiên cứu của Irina và Maria (2008) tìm
ra mối quan hệ đồng biến giữa quy mô với đòn bẩy tài chính tại các công ty
Trung Quốc, nhưng lại có quan hệ nghịch biến ở các công ty Brazil. Nghiên cứu
của De Jong (2008) chỉ ra nhân tố quy mô công ty có quan hệ đồng biến và với
đòn bẩy tài chính và có ý nghĩa thống kê ở các công ty của 21 quốc gia trong số
42 quốc gia được khảo sát.
Quy mô công ty có thể được đo lường theo Logarit của tổng doanh thu
hoặc Logarit của Tổng tài sản. Titman và Wessels (1988) cho rằng phép biến
13
đổi Logarit của doanh thu phản ánh tác động của quy mô công ty và do đó
chúng ta lấy Logarit của tổng doanh thu cho việc tính toán của chúng ta.
SIZE = Ln(Tổng doanh thu)
Giả thuyết 3 (HS3): Quy mô công ty có quan hệ đồng biến với đòn bẩy
tài chính công ty.
2.3.4. Tăng trưởng (Growth – GRO)
Chúng ta vừa đề cập ở phần trước rằng cổ đông của các công ty có sử
dụng đòn bẩy tài chính có xu hướng đầu tư dưới mức tối ưu để giành lấy lợi ích
từ các trái chủ của công ty. Xuất phát từ vấn đề bất cân xứng thông tin, tốc độ
tăng trưởng cao gợi ý những kết quả kinh doanh khả quan, chính vì thế các cổ
đông sẽ không muốn chia sẻ ưu thế này đối với các chủ nợ. Mặt khác, đối với
một doanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng cao hơn, các cổ đông thường có nhiều
lựa chọn hơn đối với các quyết định đầu tư nên chi phí đại diện ở các doanh
nghiệp này thường cao hơn so với các doanh nghiệp khác.
Cơ hội tăng trưởng của công ty là giá trị thêm vào tài sản vốn đối với
công ty nhưng không có khả năng thế chấp nên được xem như tài sản vô hình, vì
vậy không thể sử dụng nợ nhiều như các công ty có giá trị tài sản hữu hình cao.
Với những lập luận trên,chúng ta giả định cơ hội tăng trưởng có quan hệ
nghịch biến (-) với đòn bẩy tài chính của công ty. Trong đề tài này tác giả đo
lường cơ hội tăng trưởng bằng tốc độ tăng trưởng của tổng tài sản.
Tổng tài sản(n) – Tổng tài sản (n-1) GROWTH = Tổng tài sản (n-1)
Giả thuyết 4 (HS4): Tăng trưởng có quan hệ nghịch biến với đòn bẩy tài
chính.
2.3.5. Khả năng sinh lời (Profitability – PRO)
Để giải thích tác động của bất cân xứng thông tin đến cấu trúc vốn của
doanh nghiệp thì việc sử dụng các biến khả năng sinh lời và khả năng thanh toán
14
là khá phổ biến. Một nghiên cứu của Booth và các cộng sự (2001) chỉ ra rằng
các công ty có khả năng sinh lời có thể tài trợ từ bên trong cho sự phát triển của
họ bằng việc sử dụng thu nhập giữ lại trong khi duy trì tỷ lệ nợ - vốn chủ sở hữu
không đổi, trong khi đó, các công ty có khả năng sinh lời ít hơn không có sự lựa
chọn như vậy và buộc phải đi vay nợ. Từ đó chúng ta giả định rằng khả năng
sinh lời có ảnh hưởng nghịch biến (-) với đòn bẩy tài chính vì các công ty có
khả năng sinh lời cao hơn sẽ có nhiều nguồn tài trợ hơn và sẽ sử dụng nợ như là
một phương án cuối cùng. Giả định này phù hợp với nội dung của lý thuyết trật
tự phân hạng. Khả năng sinh lời được tính toán bằng tỷ lệ của thu nhập sau thuế
trên tổng tài sản (ROA).
PRO = Thu nhập sau thuế/Tổng tài sản
Giả thuyết 5 (HS5): khả năng sinh lời có quan hệ nghịch biến với đòn
bẩy tài chính.
2.3.6. Khả năng thanh toán (Liquidity –LIQ)
Cùng quan điểm với De Jong và các cộng sự (2008), chúng ta đồng ý
rằng khả năng thanh toán mà trong đó tiền mặt tích lũy và các tài sản lưu động
khác sẽ giữ vai trò như là nguồn quỹ nội bộ và sẽ được sử dụng đầu tiên thay
cho nợ. Quan điểm này tương đồng với quan điểm của lý thuyết trật tự phân
hạng và các nghiên cứu thực nghiệm khác của Nguyễn Chí Đức (2011), Lê
Ngọc Trâm (2010), Joy Pathak (2010). Do đó, chúng ta đề xuất khả năng thanh
toán có tác động nghịch biến (-) với đòn bẩy tài chính. Khả năng thanh toán
được tính bằng chia tổng tài sản ngắn hạn cho nợ ngắn hạn.
LIQ = Tổng tài sản ngắn hạn/Nợ ngắn hạn
Giả thuyết 6 (HS6): khả năng thanh toán có quan hệ nghịch biến với đòn
bẩy tài chính.
15
2.3.7. Sở hữu nhà nước (State – Owned share - STOWN)
Theo tác giả, tỷ lệ vốn của nhà nước trong doanh nghiệp có quan hệ tỷ lệ
thuận (+) với đòn bẩy tài chính vì lý do sau:
Thứ nhất, do mối quan hệ trước khi doanh nghiệp được cổ phần hoá nên
các chủ nợ thường sẵn sàng cho các doanh nghiệp có vốn nhà nước vay.
Thứ hai, ban quản lý của các doanh nghiệp có tỷ lệ vốn nhà nước cao
thường có nhiều khả năng đưa ra các quyết định chệch hướng khỏi mục tiêu tối
đa hoá giá trị doanh nghiệp như sử dụng các nguồn lực của doanh nghiệp có lợi
cho họ. Do đó, tỷ lệ nợ cao như là một công cụ để giám sát ban quản lý của
công ty.
Theo nghiên cứu gần đây của Nguyễn Chí Đức (2011), tỷ lệ vốn nhà
nước có quan hệ tỷ lệ đồng biến với đòn bẩy tài chính, nhưng không có ý nghĩa
về mặt thống kê.
Giả thuyết 7 (HS7): Sở hữu nhà nước có quan hệ đồng biến với đòn bẩy
tài chính.
Tỷ lệ vốn sở hữu của nhà nước là biến giả, biến này có giá trị là 1 nếu là
doanh nghiệp nhà nước theo luật doanh nghiệp năm 2005 (có tỷ lệ vốn nhà nước
chiếm từ 51% trở lên), ngược lại thì có giá trị là 0.
2.3.8. Thuế (TAX)
Hầu hết, các nhà nghiên cứu cho rằng thuế thu nhập doanh nghiệp có ảnh
hưởng rất quan trọng đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp. Ảnh hưởng của nhân
tố thuế đối với cấu trúc vốn được giải thích theo lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn
của Modigliani và Miller (1963). Các doanh nghiệp với thuế suất cao hơn sẽ sử
dụng nhiều nợ để đạt lợi ích từ tấm chắn thuế. Irina và Maria (2008) cũng lập
luận tương tự trong nghiên cứu của mình tại các nước nhóm BRIC. Vì vậy, đòn
bẩy tài chính sẽ có quan hệ cùng chiều với nhân tố thuế.
16
Nhân tố thuế thu nhập doanh nghiệp trong nghiên cứu này, tác giả tính
toán bằng tỷ lệ số thuế doanh nghiệp thực nộp trong kỳ chia cho tổng lợi nhuận
trước thuế.
TAX = Thuế thực nộp trong kỳ/Tổng lợi nhuận trước thuế
Giả thuyết 8 (HS8): Thuế thu nhập doanh nghiệp có quan hệ đồng biến
với đòn bẩy tài chính.
Trên đây là tám nhân tố được chọn để nghiên cứu đến tác động của nó với cấu trúc vốn
của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Lý thuyết và kết
quả thực nghiệm đã chứng minh được có rất nhiều nhân tố khác ngoài các nhân tố kể
trên có tác động đáng kể đến cấu trúc vốn của công ty như: tấm chắn thuế phi nợ,
ngành, chi phí nghiên cứu và phát triển… và các nhân tố đặc trưng quốc gia như: lạm
phát, lãi suất, GDP/đầu người, … Tuy nhiên sau khi nghiên cứu và chọn lọc, nhận thấy
trong điều kiện và đặc trưng nền kinh tế Việt Nam thì tám nhân tố nêu trên có ảnh
hưởng rõ nét nhất đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp. Thêm vào đó, nguồn số liệu
để tinh toán cho các nhân tố nêu trên là dễ dàng tiếp cận và có độ chính xác, độ tin cậy
khá cao hơn so với các nhân tố khác.
Tóm tắt các giả thuyết ( dấu (+): quan hệ đồng biến, dấu (-): quan hệ
nghịch biến)
Bảng 2.1: Tóm tắt các giả thuyết
Giả thuyết Các nhân tố Ký hiệu Tác động của các nhân tố đến đòn bẩy tài chính
HS1 Tài sản hữu hình TANG +
HS2 Rủi ro kinh doanh BR -
HS3 Quy mô công ty SIZE +
HS4 Tăng trưởng GRO -
HS5 Khả năng sinh lời PRO -
HS6 Khả năng thanh toán LIQ -
HS7 Sở hữu nhà nước STOWN +
HS8 Thuế thu nhập doanh nghiệp TAX +
17
2.4. Mô hình và phương pháp nghiên cứu:
Phần lớn các nghiên cứu trên thế giới cũng như ở Việt Nam xem xét mức độ ảnh
hưởng của các nhân tố đến cấu trúc vốn doanh nghiệp đều sử dụng phương pháp
hồi quy đa biến với biến phụ thuộc là các chỉ số về nợ, các biến độc lập là các
nhân tố đặc trưng công ty hoặc các nhân tố đặc trưng quốc gia.
Trong bài viết này tác giả vận dụng mô hình nghiên cứu của Joy Pathak trong
bài nghiên cứu “What Determines capital structure of list firms in India?: Some
empirical from the Indian capital market” vào việc nghiên cứu các nhân tố ảnh
hưởng đến cấu trúc vốn các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán
Việt Nam.
LEV (STD) =
0β +
8β TAX + ε
1β TANG +
2β BR +
3β SIZE +
4β GROW +
5β PRO +
6β LIQ +
7β STOWN +
LEV (LTD) =
0β +
1β TANG +
2β BR +
3β SIZE +
4β GROW +
5β PRO +
6β LIQ +
7β STOWN +
8β TAX + ε
LEV (TD) =
0β +
1β TANG +
2β BR +
3β SIZE +
4β GROW +
5β PRO +
6β LIQ +
7β STOWN +
8β TAX + ε
(cid:1) Mô hình nghiên cứu :
Trong đó:
Các biến phụ thuộc: Tỷ lệ nợ ngắn hạn –STD, Tỷ lệ nợ dài hạn – LTD, Tỷ lệ
tổng nợ - TD.
Các biến độc lập:
Tài sản hữu hình Ký hiệu: TANG
Rủi ro kinh doanh Ký hiệu: BR
Quy mô Ký hiệu: SIZE
Tăng trưởng Ký hiệu: GROW
Khả năng sinh lời Ký hiệu: PRO
18
Khả năng thanh toán Ký hiệu: LIQ
Sở hữu nhà nước Ký hiệu: STOWN
β : Hệ số hồi quy
ε : Sai số ngẫu nhiên
Thuế Ký hiệu: TAX
(cid:1) Phương pháp nghiên cứu là phương pháp thống kê mô tả kết hợp với phương
pháp bình phương bé nhất (OLS).
19
CHƯƠNG III
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ KẾT LUẬN
3.1. Kết quả nghiên cứu:
Dữ liệu sau khi sàn lọc và tính toán bằng excell được đưa vào xử lý bằng
phần mềm SPSS 16.0.
Các biến độc lập được tính bình quân từ 2008 – 2010, nhằm làm giảm đi
sai số ngẫu nhiên.
Các biến phụ thuộc được lấy theo năm 2011, có độ trễ 1 năm so với các
biến độc lập. Điều này được Deesomark và các cộng sự (2004) giải thích các
biến giải thích được làm trễ một năm để tách biệt khả năng quan hệ nhân quả
ngược giữa biến phụ thuộc và biến độc lập. Mặt khác, biến phụ thuộc phản ánh
cấu trúc vốn của doanh nghiệp, khi các công ty bị trệch khỏi cấu trúc vốn mục
tiêu của mình thì cần có thời gian để điều chỉnh từ từ.
3.1.1. Thống kê mô tả:
Bảng 3.1: Tỷ lệ nợ trung bình của các doanh nghiệp Việt Nam qua các năm từ
2008 đến 2011
Chỉ tiêu
Tỷ lệ nợ ngắn hạn Tỷ lệ nợ dài hạn Tỷ lệ tổng nợ 2008 41% 10% 51% 2009 42% 11% 53% 2010 40% 11% 52% 2011 42% 11% 53%
20
Hình 3.1: Tỷ lệ nợ trung bình của các doanh nghiệp Việt Nam qua các năm
60%
53%
53%
52%
51%
50%
42%
42%
41%
40%
40%
Tỷ lệ nợ ngắn hạn
30%
Tỷ lệ nợ dài hạn
Tỷ lệ tổng nợ
20%
11%
11%
11%
10%
10%
0%
2008
2009
2010
2011
2008 - 2011
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp và tính toán
Quan sát Bảng 3.1 và Hình 3.1, chúng ta thấy tỷ lệ nợ bình quân của các
doanh nghiệp Việt Nam thay đổi không đáng kể, tỷ lệ nợ ngắn hạn dao dộng từ
40% đến 42%, tỷ lệ nợ dài hạn ổn định ở mức 11%, tỷ lệ tổng nợ từ 51% đến 53%.
Chúng ta dễ dàng nhận thấy các doanh nghiệp Việt Nam sử dụng nợ ngắn hạn cao
hơn nhiều so với nợ dài hạn và nợ được sử dụng để tài trợ cho tài sản là chủ yếu (tỷ
lệ nợ qua các năm luôn lớn hơn 50% tổng tài sản – tổng nguồn vốn).
21
Bảng 3.2: Tỷ lệ nợ trung bình của nhóm các công ty có sở hữu nhà nước dưới
Nhóm
STD
LTD
TD
Nhà nước sở hữu dưới 50% Nhà nước sở hữu trên 50%
10% 13%
52% 57%
42% 44%
50% và nhóm các công ty có sở hữu nhà nước trên 50%.
Hình 3.2: Tỷ lệ nợ trung bình của nhóm các công ty có sở hữu nhà nước dưới
70%
57%
60%
52%
50%
44%
42%
40%
Nhà nước sở hữu dưới 50%
30%
Nhà nước sở hữu trên 50%
20%
13%
10%
10%
0%
STD
LTD
TD
50% và nhóm các công ty có sở hữu nhà nước trên 50%.
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp và tính toán
Bảng 3.2 và Hình 3.2 cho ta thấy các công ty có Nhà nước sở hữu trên 50%
nguồn vốn (gọi tắt là công ty Nhà nước) sử dụng nợ cao hơn các công ty có Nhà
nước sở hữu dưới 50% nguồn vốn (gọi tắt là công ty ngoài quốc doanh). Tỷ lệ nợ
ngắn hạn, dài hạn và tổng nợ của công ty Nhà nước lần lượt là 44%, 13%, 57%,
trong khi đó tỷ lệ nợ của các công ty ngoài quốc doanh lần lượt là 42%, 10%, 52%.
22
Như vậy là có sự khác nhau về mức độ sử dụng nợ giữa các công ty Nhà
nước và các công ty ngoài quốc doanh. Và sự khác nhau này cũng xảy ra giữa các
doanh nghiệp vừa và nhỏ với các doanh nghiệp lớn, thể hiện ở Bảng 3.3 và Hình
3.3.
Bảng 3.3: Tỷ lệ nợ trung bình của nhóm các doanh nghiệp lớn và nhóm các
doanh nghiệp vừa và nhỏ:
STD LTD TD
33% 44% 5% 12% 37% 56% DNVVN DN Lớn
Hình 3.3: Tỷ lệ nợ trung bình của nhóm các doanh nghiệp lớn và nhóm các
60%
56%
50%
44%
40%
37%
33%
DNVVN
30%
DN Lớn
20%
12%
10%
5%
0%
STD
LTD
TD
doanh nghiệp vừa và nhỏ:
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp và tính toán
Các doanh nghiêp lớn sử dụng nợ ngắn hạn ở mức 44%, nợ dài hạn là 12%,
tổng nợ là 56%, trong khi các doanh nghiệp vừa và nhỏ có tỷ lệ nợ ngắn hạn ở mức
23
33%, nợ dài hạn là 5%, tổng nợ là 37%.
Nhìn chung các doanh nghiệp Việt Nam, kể cả doanh nghiệp nhà nước hay
doanh nghiệp ngoài quốc doanh, doanh nghiệp lớn hay doanh nghiệp vừa và nhỏ
đều sử dụng nợ ngắn hạn lớn hơn nợ dài hạn trong quyết định tài trợ của mình.
Sau đây chúng ta sẽ mô tả chi tiết từng chỉ tiêu liên quan đến cấu trúc vốn
của công ty:
24
Bảng 3.4: Mô tả và thống kê các biến
Nhóm
Chỉ số
BR
Mean
Nhà nước sở hữu dưới 50%
Std. Deviation Maximum Minimum Median N Mean
Nhà nước sở hữu trên 50%
Std. Deviation Maximum Minimum Median N Mean
Doanh nghiệp vừa và nhỏ
Std. Deviation Maximum Minimum Median N Mean
Doanh nghiệp lớn
Std. Deviation Maximum Minimum Median N Mean
STD 0.4173 0.2052 0.9035 0.0000 0.4139 476 0.4388 0.2165 0.9363 0.0211 0.4475 176 0.3317 0.1690 0.7772 0.0278 0.3299 87 0.4371 0.2104 0.9363 0.0000 0.4405 565 0.4231
LTD 0.1008 0.1369 0.7388 0.0000 0.0420 476 0.1344 0.1676 0.7198 0.0000 0.0551 176 0.0450 0.0808 0.5143 0.0000 0.0087 87 0.1199 0.1517 0.7388 0.0000 0.0533 565 0.1099
TD 0.5169 0.2192 1.0065 0.0000 0.5418 476 0.5732 0.2334 0.9766 0.0419 0.6390 176 0.3703 0.1845 0.8055 0.0000 0.3695 87 0.5571 0.2197 1.0065 0.0000 0.5921 565 0.5321
TANG 47468.3456 0.2707 146611.5414 0.2001 0.9250 1855181.7681 0.0007 46.3609 11378.3566 0.2223 476 476 38881.1730 0.3335 94678.2582 0.2278 684295.0692 0.9445 273.4636 0.0062 9225.8039 0.2813 176 176 2441.1179 0.2909 4319.2835 0.1921 29962.9086 0.6868 0.0136 46.3609 1351.5640 0.2602 87 87 51726.7995 0.2872 143435.1433 0.2123 0.9445 1855181.7681 0.0007 242.0558 14601.4116 0.2381 565 565 45150.3358 0.2877
SIZE 12.4080 1.4405 16.7418 6.5179 12.4051 476 12.6860 1.3553 16.3839 9.0057 12.7042 176 10.6109 0.8506 12.5697 8.4394 10.7676 87 12.7713 1.2652 16.7418 6.5179 12.6893 565 12.4830
GROW 0.7954 7.1772 154.3790 -0.3950 0.2452 476 0.2527 0.4007 3.4532 -0.1997 0.1666 176 0.4196 1.6451 15.0277 -0.3372 0.1398 87 0.6842 6.5634 154.3790 -0.3950 0.2404 565 0.6489
LIQ PRO 2.5836 0.0821 4.0735 0.0705 0.6744 55.2623 0.1586 -0.1035 1.5405 0.0628 472 476 1.9596 0.0790 0.0702 1.9883 0.3866 14.5981 0.2049 -0.0569 1.3252 0.0564 176 175 2.7911 0.1074 0.0979 2.5197 0.6744 14.5981 0.6018 -0.0327 1.8443 0.0803 87 85 2.3579 0.0773 3.7777 0.0643 0.5473 55.2623 0.1586 -0.1035 1.4510 0.0579 562 565 2.4148 0.0813
TAX 0.1943 0.4710 10.1428 0.0000 0.1721 476 0.1645 0.1045 1.1538 0.0000 0.1649 176 0.1559 0.0720 0.3041 0.0000 0.1626 87 0.1909 0.4353 10.1428 0.0000 0.1702 565 0.1863
Std. Deviation
0.2084
0.1465
0.2244
0.2096
134565.7435
1.4223
6.1390
0.0704
3.6387
0.4062
Maximum
0.9363
0.7388
1.0065
0.9445 1855181.7681
16.7418
154.3790
0.6744 55.2623
10.1428
Tổng mẫu
Minimum
0.0000
0.0000
0.0000
0.0007
46.3609
6.5179
-0.3950
-0.1035
0.1586
0.0000
Median
N
0.4188 652
0.0454 652
0.5566 652
0.2393 652
10713.3079 652
12.4948 652
0.2245 652
0.0613 652
1.4937 647
0.1695 652
25
Bảng 3.4 cho chúng ta những kết quả sau:
(cid:1) Tỷ lệ nợ ngắn hạn:
Tỷ lệ nợ ngắn hạn trung bình cuả các doanh nghiệp Việt Nam là 42,31%,
giá trị trung vị (Median = 41,88%) cho thấy có 50% số lượng công ty trong
mẫu nghiên cứu có tỷ lệ nợ ngắn hạn dưới 41,88% và 50% công ty trong mẫu
có có tỷ lệ nợ ngắn hạn trên 41,88%. Công ty có tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài
sản thấp nhất là 0%, cao nhất là 93,63%.
Tỷ lệ nợ ngắn hạn của các công ty ngoài quốc doanh là 41,73%, thấp hơn
các công ty nhà nước là 43,88%.
Tỷ lệ nợ ngắn hạn của các doanh nghiệp vừa và nhỏ thấp hơn nhiều so
với các công ty lớn, tương ứng là 33,17% và 43,71%.
(cid:1) Tỷ lệ nợ dài hạn:
Tỷ lệ nợ dài hạn của các doanh nghiệp Việt Nam nói chung là 10,99%,
trong đó các công ty ngoài quốc doanh có tỷ lệ nợ dài hạn là 10,08%, các công
ty nhà nước là 13,44%, doanh nghiệp vừa và nhỏ là 4,5%, doanh nghiệp lớn là
11,99%.
(cid:1) Tỷ lệ tổng nợ:
Tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản phản ánh một cách tổng quát việc sử dụng
nợ của các công ty vào việc tài trợ cho tài sản, mức độ sử dụng nợ của các
doanh nghiệp Việt Nam ở mức 53,21%, các công ty nhà nước sử dụng nợ cao
hơn các công ty ngoài quốc doanh, cụ thể là công ty nhà nước sử dụng 57,32%
tổng nợ trên tổng tài sản trong khi các công ty ngoài quốc doanh chỉ sử dụng
51,69%. Xét về khía cạnh quy mô, các doanh nghiệp vừa và nhỏ sử dụng nợ
thấp hơn các doanh nghiệp lớn và thấp hơn nhiều so với trung bình của thị
trường, tương ứng là DNVVN là 37,03%, DN lớn là 55,71%, trung bình thị
trường là 53,21%.
26
Như vậy, một lần nữa khẳng định rằng các doanh nghiệp Việt Nam sử
dụng nợ để tài trợ cho tài sản là khá lớn và sử dụng nợ ngắn hạn là chủ yếu.
Các công ty Nhà nước có lợi thế hơn trong việc huy động nợ nên có tỷ lệ nợ
cao hơn so với các công ty ngoài quốc doanh. Cũng như các DN lớn có lợi thế
hơn trong việc huy động nợ so với các DNVVN.
Trong khi đó, ở bài nghiên cứu các công ty ở Ấn Độ của Joy Pathak
(2010), mức độ sử dụng nợ trung bình của 135 công ty niêm yết trên Sở Giao
Dịch Chứng Khoán Bombay là 29,8%; mức độ sử dụng nợ các công ty tại Mỹ
là 29% (Frank và Goyal (2007)), các công ty tại Malaysia (Pandey (2001)) giai
đoạn 1994-2000 có tỷ lệ tổng nợ là 30,24%. Qua đó cho thấy mức độ sử dụng
nợ của các công ty Việt Nam là khá cao.
(cid:1) Tài sản hữu hình:
Tỷ lệ tài sản cố định trên tổng tài sản trung bình của mẫu nghiên cứu là
28,77%, của nhóm các công ty ngoài quốc doanh là 27,07%, các công ty nhà
nước có tỷ lệ tài sản hữu hình khá cao là 33,35%, doanh nghiệp vừa và nhỏ
29,09%, doanh nghiệp lớn là 28,72%.
Giá trị trung vị của TANG là 23,93%, có nghĩa có 326/652 doanh nghiệp
có tỷ lệ tài sản hữu hình trên 23,93%.
Công ty có tỷ lệ tài sản cố định cao nhất là 94,45%, thấp nhất là 0,07%.
(cid:1) Rủi ro kinh doanh:
Rủi ro kinh doanh được đo lường bằng độ lệch chuẩn của EBIT, mức độ
biến động EBIT trung bình của các doanh nghiệp Việt Nam trên 45.150 triệu
đồng, của các công ty nhà nước trên 38.881 triệu đồng và các công ty ngoài
quốc doanh là 47.468 triệu đồng. Nhóm các doanh nghiệp lớn có mức độ biến
động trung bình là 51.726 triệu đồng, cao hơn rất nhiều so với các doanh
nghiệp vừa và nhỏ là 2.441 triệu đồng.
27
(cid:1) Tăng trưởng:
Tốc độ tăng trưởng trung bình của các công ty ngoài quốc doanh là
79,54%, lớn hơn rất nhiều so với các công ty nhà nước là 25,27%, trong khi
đó, xét theo quy mô thì DN lớn có tốc độ tăng trưởng lớn hơn DNVVN, tương
ứng là 68,42% và 41,96%, cao hơn ca mức trung bình của thị trường là
64,89%.
Tốc độ tăng trưởng nhỏ nhất có giá trị âm, tức là có công ty bị suy giảm
về tổng tài sản so với năm trước đó hay nói cách khác là công ty thu hẹp quy
mô sản xuất kinh doanh. Nhưng cũng có những công ty tăng trưởng khá cao,
giá trị tăng trưởng trung bình lớn nhất là 154 lần.
Có 50% số lượng công ty trong mẫu có tốc độ tăng trưởng trên 22,45%
(Median = 0.2245).
(cid:1) Khả năng sinh lời:
Toàn mẫu có khả năng sinh lời trung bình là 8,13%, tỷ lệ khả năng sinh
lời lớn nhất là 67,44%, nhỏ nhất là -10,35%. Trong đó, các công ty nhà nước
có tỷ lệ lợi nhuận sau thuế chiếm 7,9% tổng giá trị tài sản, công ty ngoài quốc
doanh là 8,21%, có nghĩa là các công ty ngoài quốc doanh kinh doanh có hiệu
quả hơn các công ty nhà nước. Tương tự, các DNVVN mặc dù có quy mô nhỏ
hơn nhưng lại có hiệu quả kinh doanh cao hơn với tỷ lệ khả năng sinh lời là
10,74%, trong khi các doanh nghiệp lớn chỉ đạt 7,73%.
(cid:1) Khả năng thanh toán:
Khả năng thanh toán của một công ty thể hiện khả năng đảm bảo của tài
sản ngắn hạn đối với các khoản nợ đến hạn phải trả và qua đó thể hiện tính an
toàn, lành mạnh về sức khỏe tài chính của một công ty.
Qua bảng thống kê chúng ta nhận thấy khả năng thanh toán trung bình
của các công ty Việt Nam là 2,42 lần là khá cao. 50% công ty có khả năng
thanh toán trên 1,49 lần.
28
(cid:1) Thuế thu nhập doanh nghiệp:
Thuế thu nhập doanh nghiệp là thuế mà các doanh nghiệp Việt Nam thực
nộp trong kỳ báo cáo. Tỷ lệ thuế thu nhập trung bình của toàn mẫu nghiên cứu
là 18,63%, trong đó các công ty nhà nước là 16,45%, các công ty ngoài quốc
doanh là 19,43%, DNVVN là 15,59% và các DN lớn là 19,09%.
29
3.1.2. Phân tích ma trận hệ số tương quan
Correlations
STD
LTD
TD
TANG BR
SIZE GROW PRO
LIQ
STOWN TAX
STD
Pearson Correlation
1
Sig. (2-tailed)
LTD
Pearson Correlation
-.244**
1
Sig. (2-tailed)
.000
TD
Pearson Correlation
.762**
.429**
1
Sig. (2-tailed)
.000
.000
TANG
Pearson Correlation
-.303**
.445**
.017
1
Sig. (2-tailed)
.000
.000
.662
BR
Pearson Correlation
-.060
.152**
.045
-.010
1
Sig. (2-tailed)
.124
.000
.254
.800
SIZE
Pearson Correlation
.274**
.151**
.356**
-.025
.379**
1
Sig. (2-tailed)
.000
.000
.000
.524
.000
GROW
Pearson Correlation
-.065
.030
-.041
-.015
.005
-.084*
1
Sig. (2-tailed)
.097
.452
.301
.697
.893
.032
PRO
Pearson Correlation
-.315** -.236** -.446**
-.045
.045
-.042
-.008
1
Sig. (2-tailed)
.000
.000
.000
.252
.255
.286
.837
LIQ
Pearson Correlation
-.320** -.112** -.369** -.122**
-.012 -.236**
.006
.124**
1
Sig. (2-tailed)
.000
.004
.000
.002
.764
.000
.869
.002
STOWN
Pearson Correlation
.046
.102**
.111**
.133**
-.028
.087*
-.039
-.020
-.076
1
Sig. (2-tailed)
.241
.009
.004
.001
.470
.027
.317
.618
.053
TAX
Pearson Correlation
-.006
.032
.016
-.040
-.010
-.046
.017
-.083*
.129**
-.033
1
Sig. (2-tailed)
.887
.410
.686
.313
.795
.245
.667
.035
.001
.405
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Bảng 3.5: Ma trận hệ số tương quan
30
Từ bảng ma trận hệ số tương quan, chúng ta thấy sự tương quan giữa tỷ
lệ nợ ngắn hạn với tổng nợ là khá lớn thể hiện ở hệ số tương quan là 0,762,
khẳng định một lần nữa rằng các công ty Việt Nam sử dụng nợ ngắn hạn là chủ
yếu.
Tương quan nghịch xảy ra giữa tài sản hữu hình, rủi ro kinh doanh, khả
năng sinh lời, khả năng thanh toán với tỷ lệ nợ ngắn hạn; giữa khả năng sinh lời,
khả năng thanh toán với tỷ lệ nợ dài hạn; giữa khả năng sinh lời, khả năng thanh
toán với tỷ lệ tổng nợ.
Tương quan thuận xảy ra giữa quy mô công ty với tỷ lệ nợ ngắn hạn;
giữa tài sản hữu hình, rủi ro kinh doanh, quy mô, sở hữu nhà nước với tỷ nợ dài
hạn; giữa quy mô, sở hữu nhà nước với tỷ lệ tổng nợ.
Hệ số tương quan giữa các biến độc lập với nhau là khá nhỏ.
3.1.3. Kết quả hồi quy:
Tác giả thực hiện chạy hồi quy lần lượt ba mô hình đòn bẩy tài chính nợ
ngắn hạn, đòn bẩy tài chính nợ dài hạn và đòn bẩy tài chính tổng nợ theo
phương pháp Enter và phương pháp Stepwise, kết quả như sau:
31
Bảng 3.6: Kết quả hồi quy của mô hình STD
Coefficients
Phương pháp Enter
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
Unstandardized Coefficients
Phương pháp Stepwise Standardized Coefficients
t
Sig.
t
Sig.
Beta
Model
B
B
Beta
Std. Error 0.0694 0.0321 0.0000 0.0053 0.0011 0.0953 0.0019 0.0151 0.0164
-0.3539 -0.1404 0.2206 -0.0452 -0.2816 -0.2751 0.0382 0.0036
3.2538 -10.9502 -4.0506 6.1549 -1.4199 -8.7363 -8.1983 1.1849 0.1104
0.0012 0.0000 0.0001 0.0000 0.1561 0.0000 0.0000 0.2365 0.9121
Std. Error 0.0690 0.0318 0.0000 0.0053 - 0.0948 0.0019 - -
-0.3482 -0.1447 0.2283 - -0.2815 -0.2754 - -
3.1102 -10.8622 -4.1851 6.4114 - -8.7760 -8.2776 - -
0.0020 0.0000 0.0000 0.0000 - 0.0000 0.0000 - -
STD
(Constant) TANG BR SIZE GROW PRO LIQ STOWN TAX R Square Adjusted R Square Durbin - Watson
0.2259 -0.3511 0.0000 0.0329 -0.0015 -0.8324 -0.0157 0.0179 0.0018 0.357 0.349 1.841
0.2146 -0.3455 0.0000 0.0340 - -0.8323 -0.0158 - - 0.354 0.349 1.823
32
Bảng 3.7: Kết quả hồi quy của mô hình LTD
Coefficients
Phương pháp Enter
Standardized Coefficients
Phương pháp Stepwise Standardized Coefficients
Unstandardized Coefficients
t
Sig.
t
Sig.
Beta
Model
B
B
Beta
-1.7316 13.1505 3.5151 2.8950
Std. Error 0.0515 0.0238 0.0000 0.0040 0.0008 0.0706 0.0014 0.0112 0.0122
0.4369 0.1266 0.1090 0.0462 -0.2103 -0.0081 0.0352 0.0394
Unstandardized Coefficients Std. Error 0.0474 0.0233 0.0000 0.0037 - 0.0697 - - -
0.4388 0.1269 0.1045 - -0.2174 - - -
- -6.4986 - - -
0.0838 0.0000 0.0005 0.0039 - 0.0000 - - -
-1.8889 12.8339 3.4672 2.8855 1.3778 -6.1954 -0.2303 1.0364 1.1617
0.0594 0.0000 0.0006 0.0040 0.1688 0.0000 0.8179 0.3004 0.2458
LTD
-0.0972 0.3050 0.0000 0.0114 0.0011 -0.4375 -0.0003 0.0116 0.0142 0.287 0.278 1.979
(Constant) TANG BR SIZE GROW PRO LIQ STOWN TAX R Square Adjusted R Square Durbin - Watson
-0.0821 0.3066 0.0000 0.0108 - -0.4526 - - - 0.282 0.277 1.967
33
Bảng 3.8: Kết quả hồi quy của mô hình TD
Coefficients
Phương pháp Enter
Phương pháp Stepwise
Standardized Coefficients
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
Unstandardized Coefficients
t
Sig.
t
Sig.
B
Beta
B
Beta
Model
Std. Error
Std. Error
2.0720
- -
8.3138
- -12.7688 -7.8923
0.0736 0.0340 0.0000 0.0057 0.0012 0.1010 0.0020 0.0160 0.0174
-0.0344 -0.0483 0.2812 -0.0107 -0.3982 -0.2576 0.0596 0.0292
1.5568 -1.0807 -1.4142 7.9638 -0.3425 -12.5453 -7.7918 1.8772 0.9220
0.1200 0.2802 0.1578 0.0000 0.7321 0.0000 0.0000 0.0609 0.3569
0.1386 - - 0.0430 - -1.2823 -0.0158 - -
0.0669 - - 0.0052 - 0.1004 0.0020 - -
- - 0.2680 - -0.4032 -0.2561 - -
- -
0.0387 - - 0.0000 - 0.0000 0.0000 - -
TD
0.1145 -0.0367 0.0000 0.0451 -0.0004 -1.2666 -0.0159 0.0300 0.0161 0.3770 0.3690 1.7310
(Constant) TANG BR SIZE GROW PRO LIQ STOWN TAX R Square Adjusted R Square Durbin - Watson
0.369 0.366 1.713
34
Kết quả hồi quy cho kết quả chỉ có 05 nhân tố tác động có ý nghĩa thống
kê đến tỷ lệ nợ ngắn hạn: tài sản hữu hình, rủi ro kinh doanh, quy mô công ty,
khả năng sinh lời và khả năng thanh toán, trong đó nhân tố rủi ro kinh doanh có
mức độ tác động rất nhỏ (hệ số beta = -0,1447 và hệ số tương quan là -0.06).
Mô hình tỷ lệ nợ dài hạn còn bốn nhân tố tác động có ý nghĩa thống kê:
tài sản hữu hình, rủi ro kinh doanh, quy mô và khả năng sinh lời.
Chỉ có ba nhân tố tác động có ý nghĩa thống kê đến tỷ lệ tổng nợ là quy
mô công ty, khả năng sinh lời và khả năng thanh toán.
Kết hợp kết quả hồi quy với bảng ma trận hệ số tương quan cho ta kết
quả sau:
Hệ số tương quan của tài sản hữu hình với tỷ lệ nợ ngắn hạn, tỷ lệ nợ dài
hạn, tỷ lệ tổng nợ và hệ số Beta trong bảng kết quả hồi quy cho thấy mối quan
hệ giữa tài sản hữu hình với đòn bẩy tài chính của công ty như sau: tài sản hữu
hình có quan hệ nghịch biến với tỷ lệ nợ ngắn hạn nhưng lại có quan hệ đồng
biến với tỷ lệ nợ dài hạn và không có ý nghĩa thống kê với tỷ lệ tổng nợ trên
tổng tài sản. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu tại Việt Nam của Trần Đình
Khôi Nguyên (2006) và Nguyễn Chí Đức (2011), nhưng khác với các nghiên
cứu trên thế giới của Joy Pathak (2010), Bhaduri (2002), Frank và Goyal (2007).
Như vậy, ở Việt Nam, các công ty có tài sản hữu hình cao lại có đòn bẩy tài
chính thấp.
Nhân tố rủi ro kinh doanh có ảnh hưởng rất nhỏ đến đòn bẩy tài chính
công ty. Nhân tố này có quan hệ nghịch biến với tỷ lệ nợ ngắn hạn, đồng biến
với tỷ lệ nợ dài hạn.
Quy mô công ty là nhân tố có quan hệ đồng biến với cả ba tỷ số nợ, phù
hợp với giả thuyết HS3 và phù hợp với hầu hết các nghiên cứu trước đây về cấu
trúc vốn. Cũng giống như đã đề cập ở phần mô tả thống kê, các công ty lớn có
lợi thế hơn trong việc sử dụng nợ nên có tỷ lệ nợ cao hơn các công ty có quy mô
35
vừa và nhỏ.
Nhân tố cơ hội tăng trưởng là nhân tố tác động nghịch biến với tỷ lệ nợ
ngắn hạn và tỷ lệ tổng nợ nhưng không có ý nghĩa thống kê đối với cả ba tỷ lệ
nợ ngắn hạn, dài hạn và tổng nợ. Kết quả này phù hợp với giả thuyết đã đặt ra:
tăng trưởng có quan hệ tỷ lệ nghịch với tỷ lệ nợ, nhưng lại không phù hợp với
các nghiên cứu của Nguyễn Chí Đức (2011), Joy Pathak (2010) và Bhaduri
(2002).
Nhân tố khả năng sinh lời có tương quan khá mạnh và quan hệ nghịch
biến với tỷ lệ nợ ngắn hạn, tỷ lệ nợ dài hạn và tổng nợ. Điều này có ý nghĩa là
các công ty có lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản cao thì sử dụng đòn bẩy tài
chính thấp hơn. Kết luận này phù hợp với giả thuyết HS5 và các nghiên cứu của
Joy Pathak (2010), Frank và Goyal (2007), Lê Ngọc Trâm (2010). Chúng ta có
thể thấy rằng kết quả của nhân tố khả năng sinh lời phù hợp với lý thuyết bất
cân xứng thông tin. Các công ty sẽ ưu tiên sử dụng thu nhập giữ lại trước và sau
đó mới sử dụng nợ và phát hành cổ phần nếu có nhu cầu.
Nhân tố khả năng thanh toán có quan hệ tỷ lệ nghịch với tỷ lệ nợ ngắn
hạn và tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản và có ý nghĩa thống kê, trong khi đó lại
không có ý nghĩa thống kê đối với nợ dài hạn. Điều này hoàn toàn hợp lý khi
khả năng thanh toán chỉ phản ảnh khả năng đảm bảo của tài sản lưu động đối
với các khoản vay ngắn hạn, không phản ánh nợ vay dài hạn. Các nghiên cứu
trước đây cũng có kết quả tương tự, như nghiên cứu của Lê Ngọc Trâm (2010),
Nguyễn Chí Đức (2011) và Joy Pathak (2010) đều kết luận quan hệ nghịch biến
của nhân tố này với đòn bẩy tài chính của công ty.
Cả hai nhân tố sở hữu nhà nước và thuế thu nhập doanh nghiệp đều có
quan hệ tỷ lệ thuận với đòn bẩy tài chính công ty. Trong mục thống kê mô tả
chúng ta đã khẳng định rằng các công ty nhà nước có lợi thế trong việc sử dụng
nợ cao hơn các công ty ngoài quốc doanh. Tuy nhiên hai nhân tố này không có ý
nghĩa thống kê, giống với nghiên cứu của Nguyễn Chí Đức (2011).
36
3.1.4. Đánh giá độ phù hợp của mô hình
2R của cả 3 mô hình trong Bảng 2.6 như sau:
Kết quả từ SPSS thể hiện hệ số Adjusted R Square (hệ số hồi quy hiệu
chỉnh) - Ký hiệu
Bảng 3.9: Model Summary
Model Summary Model R R Square Adjusted R Durbin- Watson Square
0.5978 0.3574 Std. Error of the Estimate 0.1680 1.8410 0.3494
0.5357 0.2870 0.1245 1.9790 0.2780
0.6137 0.3766 0.1780 1.7310 0.3688 STD LTD TD
2R = 0.349; 0.278 và 0.369, có
Mô hình STD, LTD, TD lần lượt có
nghĩa là các nhân tố có khả năng giải thích 34,9% mức độ sử dụng nợ ngắn hạn;
27,8% mức độ sử dụng nợ dài hạn và 36,9% giải thích cho mức độ sử dụng nợ của
các doanh nghiệp Việt Nam từ năm 2008 đến năm 2011.
So sánh với các nghiên cứu trước đây trên thế giới cũng như ở Việt Nam
2R của ba mô hình trong nghiên cứu này có khả năng giải thích khá cao.
2R = 0.321, nghiên cứu của Bhaduri (2002)
thì mức
Nghiên cứu của Joy Pathak (2009) có
2R cho ba mô hình ngắn hạn, dài hạn và mô hình tổng lần lượt là 0.376; 0.367
có
2R của ba mô hình theo giá trị sổ sách:
và 0.352, nghiên cứu của Pandey (2001) có
2R ở mức 0.393;
mô hình nợ ngắn hạn 0.273; mô hình nợ dài hạn là 0.133, mô hình tổng nợ là 0.279.
Ở Việt Nam, kết quả nghiên cứu của Nguyễn Chí Đức (2011) có
0.379 và 0.4634.
3.1.5. Kiểm định độ phù hợp của mô hình
Để kiểm định độ phù hợp của mô hình tổng thể, chúng ta đặt giả thuyết
1β = 2β = 3β = 4β = 4β = 5β = 6β = 7β = 8β =0, tức là mô hình chúng ta lựa chọn là
Ho:
37
không phù hợp.
Bảng 3.10: ANOVA
ANOVA
Mean Squar e Sig.
Regression Residual Total Regression Residual Total Regression Residual Total Sum of Squares 10.0102 17.9972 28.0075 3.9777 9.8840 13.8617 12.2053 20.2058 32.4112 df 8.0000 638.0000 646.0000 8.0000 638.0000 646.0000 8.0000 638.0000 646.0000 F 1.2513 44.3576 0.0000 0.0282 0.4972 32.0943 0.0000 0.0155 1.5257 48.1729 0.0000 0.0317 Model STD LTD TD
Từ kết quả ANOVA ở Bảng 3.10 thì mỗi giá trị F tương ứng với mức ý
nghĩa quan sát được (Sig.) đều nhỏ hơn 0.05, ta bác bỏ giả thuyết Ho và hoàn toàn
có thể kết luận rằng mô hình chúng ta xây dựng là phù hợp với tổng thể và có thể sử
dụng được.
3.1.6. Kiểm định các lỗi của mô hình:
(cid:1) Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến:
38
Bảng 3.11: Hệ số VIF
Coefficientsa
Collinearity Statistics
Standardized Coefficients
Unstandardized Coefficients
t
Sig.
B
Std. Error
Beta
Model
Tolerance
VIF
0.0694 0.0321 0.0000 0.0053 0.0011 0.0953 0.0019 0.0151 0.0164
1.0370 1.1921 1.2758 1.0068 1.0313 1.1182 1.0320 1.0290
0.2259 -0.3511 0.0000 0.0329 -0.0015 -0.8324 -0.0157 0.0179 0.0018
-0.3539 -0.1404 0.2206 -0.0452 -0.2816 -0.2751 0.0382 0.0036
0.9643 0.8389 0.7838 0.9933 0.9697 0.8943 0.9690 0.9718
3.2538 -10.9502 -4.0506 6.1549 -1.4199 -8.7363 -8.1983 1.1849 0.1104
0.0515 0.0238 0.0000 0.0040 0.0008 0.0706 0.0014 0.0112 0.0122
0.0012 0.0000 0.0001 0.0000 0.1561 0.0000 0.0000 0.2365 0.9121 0.0594 0.0000 0.0006 0.0040 0.1688 0.0000 0.8179 0.3004 0.2458
0.9643 0.8389 0.7838 0.9933 0.9697 0.8943 0.9690 0.9718
1.0370 1.1921 1.2758 1.0068 1.0313 1.1182 1.0320 1.0290
-1.8889 12.8339 3.4672 2.8855 1.3778 -6.1954 -0.2303 1.0364 1.1617
-0.0972 0.3050 0.0000 0.0114 0.0011 -0.4375 -0.0003 0.0116 0.0142
STD LTD
(Constant) TANG BR SIZE GROW PRO LIQ STOWN TAX (Constant) TANG BR SIZE GROW PRO LIQ STOWN TAX
0.4369 0.1266 0.1090 0.0462 -0.2103 -0.0081 0.0352 0.0394
39
Coefficientsa
Collinearity Statistics
Standardized Coefficients
Unstandardized Coefficients
t
Sig.
B
Std. Error
Beta
Tolerance
VIF
Model
0.1145 -0.0367 0.0000 0.0451 -0.0004 -1.2666 -0.0159 0.0300 0.0161
0.0736 0.0340 0.0000 0.0057 0.0012 0.1010 0.0020 0.0160 0.0174
-0.0344 -0.0483 0.2812 -0.0107 -0.3982 -0.2576 0.0596 0.0292
1.5568 -1.0807 -1.4142 7.9638 -0.3425 -12.5453 -7.7918 1.8772 0.9220
0.1200 0.2802 0.1578 0.0000 0.7321 0.0000 0.0000 0.0609 0.3569
0.9643 0.8389 0.7838 0.9933 0.9697 0.8943 0.9690 0.9718
1.0370 1.1921 1.2758 1.0068 1.0313 1.1182 1.0320 1.0290
TD
(Constant) TANG BR SIZE GROW PRO LIQ STOWN TAX
40
Quan sát Bảng 3.11, hệ số phóng đại phương sai (VIF) của ba mô hình
đều rất nhỏ và nhỏ hơn 10 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến trong cả ba
mô hình.
(cid:1) Kiểm tra hiện tượng tự tương quan:
Bảng 3.9, cột cuối cùng thể hiện hệ số Durbin – Watson của ba mô hình
STD: 1.84, LTD: 1.98, TD: 1.73. Như vậy ở cả ba mô hình hệ số này đều nằm
trong khoảng (0,2) nên không xảy ta hiện tượng tự tương quan.
(cid:1) Kiểm định phương sai thay đổi và tính phân phối chuẩn của phần dư:
Hình 3.4 cho thấy đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu
đồ tần số, Std.Dev gần bằng 1, trung bình Mean = 0, ta kết luận phần dư có
phân phối chuẩn.
Hình 3.5 thể hiện sự phân tán của các điểm quan sát xoay quanh đường
thẳng kỳ vọng và Hình 3.6 các điểm quan sát cũng tập trung gần điểm 0 nên cho
thấy các biến độc lập có quan hệ tuyến tính với biến phụ thuộc, tính phân phối
chuẩn không bị vi phạm và phương sai không thay đổi.
Hình 3.4: Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa mô hình STD, LTD. TD
41
42
Hình 3.5: Biểu đồ P-P Plot mô hình STD, LTD, TD
43
Hình 3.6: Biểu đồ Scatterplot của mô hình STD, LTD, TD
44
45
3.2. KẾT LUẬN
Đề tài này nghiên cứu sự thay đổi trong cấu trúc vốn của các công ty Việt
Nam bằng mô hình hồi quy. Có tám nhân tố được xem xét đưa vào mô hình nhằm
tìm ra mối tương quan của chúng với cấu trúc vốn và kết quả có được hầu như phù
hợp với các nghiên cứu trước đó.
Chúng ta đã tìm ra được mối quan hệ đồng biến của đòn bẩy tài chính với
quy mô công ty và khẳng định các công ty có quy mô lớn sử dụng nợ nhiều hơn
các công ty có quy mô vừa và nhỏ. Các nhân tố cơ hội tăng trưởng, khả năng sinh
lời và khả năng thanh toán có quan hệ tỷ lệ nghịch với đòn bẩy tài chính của công
ty. Kết quả này gần như đồng nhất với các nghiên cứu trước đây. Riêng nhân tố tài
sản hữu hình, có quan hệ tỷ lệ nghịch với tỷ lệ nợ ngắn hạn và tỷ lệ thuận với tỷ lệ
nợ dài hạn là khác với các nghiên cứu của các nước khác. Điều này có thể giải
thích thực tế ở Việt Nam, tài sản hữu hình được dùng làm tài sản thế chấp cho các
món vay dài hạn là chính và ngược lại nợ dài hạn tài trợ cho các tài sản dài hạn, nợ
ngắn hạn tài trợ cho tài sản ngắn hạn là hợp lý và đảm bảo nguyên tắt an toàn
trong quyết định tài trợ và quyết định đầu tư. Hai nhân tố sở hữu nhà nước và thuế
thu nhập doanh nghiệp có tác động đến đòn bẩy tài chính nhưng không có ý nghĩa
thống kê.
Do hạn chế về thời gian và dữ liệu thu thập được, tác giả chưa nghiên cứu
các nhân tố như đặc trưng riêng của sản phẩm, chí phí nghiên cứu và phát triển, tỷ
lệ khấu hao, tấm chắn thuế phi nợ, nhân tố ngành….. Mặc dù những nhân tố này
không phải là các nhân tố chính trong quyết định cấu trúc vốn nhưng tác động của
chúng cũng đã được chỉ ra trong các nghiên cứu trước đó ở các nước đã phát triển.
Các nhân tố đặc trưng quốc gia như: tỷ lệ lạm phát, lãi suất, tổng sản phẩm quốc
nội (GDP)… cũng chưa được xem xét đưa vào mô hình để có một kết quả nghiên
cứu toàn diện hơn. Đây cũng là vấn đề cần nghiên cứu sâu hơn ở các nghiên cứu
tiếp theo.
46
TÀI LIỆU THAM KHẢO
A. TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT
1. Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008. Phân tích dữ liệu nghiên cứu
với SPSS-Tập 1. Nhà xuất bản Hồng Đức.
2.
Lê Ngọc Trâm, 2010. Phân tích các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn của
doanh nghiệp Việt Nam. Luận văn Thạc sĩ. Đại học kinh tế Thành phố Hồ Chí
Minh.
3. Nguyễn Chí Đức, 2011. Các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các công
ty tại Việt Nam. Luận văn Thạc sĩ. Đại học kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.
4. Nguyễn Thị Ngọc Trang và Nguyễn Thị Liên Hoa, 2007. Phân tích tài chính.
Nhà xuất bản Lao động – Xã hội.
5. Nguyễn Thị Ngọc Trang, 2006. Quản trị rủi ro tài chính. Nhà xuất bản Thống
kê.
6. Trần Ngọc Thơ chủ biên, 2005. Tài chính doanh nghiệp hiện đại. Nhà xuất bản
Thống kê.
B. TÀI LIỆU TIẾNG ANH
7. Abe de Jong, Rezaul Kabir, Thuy Thu Nguyen, 2008. Capital Structure
Around the World: The roles of firm- and country-specific determinants.
Journal of Banking & FinanceVolume 32, Issue 9, September 2008, Pages
1954-1969.
8. Bhaduri, Saumitra N., 2002. Determinants of capital structure choice: a study
of the Indian corporate sector. Applied Financial Economics, 12: 9, 655-665.
9.
I.M.Pandey, 2001. Capital Structure and the Firm Characteristics: Evidence
from an Emerging Market. IIM Wokring Paper No.2001-10-04, October 2001,
10. Irina and Maria, 2008. Capital Structure Choice in BRIC : Do Russian,
47
Brazilian and Chinese Firms Follow Pecking Order or Trade-Off Logic of
Financing?. Independent Report.
11. Joy Pathak, 2009. What Determines Capital Structure of Listed Firms in
India?: Some Empirical Evidences
from The Indian Capital Market.
12. Kaifeng Chen, 2002. The Influence of Capital Structure on Company Value
with Different Growth Opportunities. Paper for EFMA 2002 Annual Meeting.
13. Laurence Booth, Varouj Aivazian, Asli Demirguc-Kunt, Vojislav Maksimovic,
2001. Capital Structure in Developing Countries. The Journal of Finance,
Vol.56, No.1, pp.87-130.
14. Murray Z.Frank, Vidhan K.Goyal, 2003. Capital Structure Decision. AFA
2004 San Diego Meetings, April 17 2003,
15. Murray Z.Frank, Vidhan K.Goyal, 2007. Capital Structure Decision: Which
Factors Are Reliably Important? Financial Management, Vol 38, Issue 1, pp.1-
37.
16. Rataporn Deesomsak, Krishna Paudyal, Gioia Pescetto, 2004. The
Determinants of Capital Structure: Evidence from the Asia Pacific Region.
Journal of Multinational Financial Management, Vol 14, Issue 4-5, pp.387-
405.
17. Stewart C Myers, Nicholas S.Majluf, 1984. Corporate Financing And
Investment Decisions When Firms Have Information That Investors Do Not
Have. Journal of Financial Economics 13, pp.187-221.
18. Titman, S., and R. Wessels, 1988. The determinants of capital structure choice.
Journal of Finance, 43, 1-21.
19. Tran Dinh Khoi Nguyen and Neelakantan Ramachandran, 2006. Capital
Structure in Small and Medium-sized Enterprises: The Case of Vietnam. Asean
Economic Bulletin, Vol 23, No.2, pp.192-211.
48
C. CÁC TRANG THÔNG TIN ĐIỆN TỬ
http://www.cophieu68.com
1.
2.
http://www.stockbiz.vn
http://www.ssrn.com
3.
