Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Nhân tố tác động đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM -----oOo-----

LÊ DUY TƯỜNG

NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN CẤU TRÚC VỐN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT

Chuyên ngành : Kinh tế Tài chính - Ngân hàng

Mã số : 60.34.02.01

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

Người hướng dẫn khoa học:

GS-TS. TRẦN NGỌC THƠ

Thành phố Hồ Chí Minh - Năm 2013

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan luận văn “NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN CẤU TRÚC

VỐN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT” là công trình nghiên cứu

của chính tác giả, nội dung được đúc kết từ quá trình học tập và tham khảo 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

LÊ DUY TƯỜNG

LỜI CẢM ƠN

Tôi chân thành cảm ơn Quý Thầy Cô Trường Đại học Kinh Tế Thành

phố Hồ Chí Minh, Thầy Cô Khoa Tài chính Doanh nghiệp đã nhiệt tình giảng

dạy cho tôi trong suốt quá trình tham gia học tập tại Trường.

Tôi 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.

Tôi chân thành cảm ơn gia đình, bạn bè, đồng nghiệp đã tạo điều kiện

thuận lợi nhất và hỗ trợ tôi trong suốt quá trình học tập và nghiên cứu.

Trân trọng cảm ơn,

Tác giả luận văn

LÊ DUY TƯỜNG

iii

TÓM TẮT ................................................................................................................................................. 1

1. Dẫn nhập ........................................................................................................................................... 2

2. Nền tảng nghiên cứu .......................................................................................................................... 2

2.1 Một số kết quả nghiên cứu tại các nước phát triển .................................................................... 2

2.2 Một số kết quả nghiên cứu tại các nước đang phát triển ........................................................... 4

2.2.1

Kết quả ghiên cứu của Samuel G.H. Huang và Frank M.Song ................................... 4

2.2.2 Farooqi

Kết quả nghiên cứu của Muhammad Mahmud, Gobind M.Herani, A.W. Rajar, Wahid ........................................................................................................................................... 9

2.2.3

Kết quả nghiên cứu của Jean J.Chen ............................................................................. 11

2.2.4

Tổng hợp một số kết quả của các nghiên cứu khác ..................................................... 13

3. Phương pháp nghiên cứu ................................................................................................................. 14

3.1

Thiết lập giả thiết nghiên cứu .................................................................................................. 14

3.1.1

Đòn bẩy tài chính ............................................................................................................ 14

3.1.2

Lợi nhuận (Profitability) .................................................................................................. 15

3.1.3

Tài sản hữu hình (Tangible Assets) ................................................................................. 16

3.1.4

Thuế thu nhập doanh nghiệp (Corporation Income Tax) ................................................. 17

3.1.5

Quy mô doanh nghiệp (Business Size) ............................................................................ 17

3.1.6

Cơ hội tăng trưởng (Growth opportunities) ..................................................................... 19

3.1.7

Rủi ro kinh doanh (Business Risk) .................................................................................. 21

3.1.8

Đặc điểm riêng của sản phẩm (Uniqueness) .................................................................... 21

3.1.9

Tính thanh khoản (Liquidity) .......................................................................................... 22

3.1.10

Tấm chắn thuế phi nợ (None-debt tax shields) ................................................................ 23

3.1.11

Tổng hợp các giả thiết nghiên cứu .................................................................................. 23

3.2

Đối tượng và phạm vi nghiên cứu ........................................................................................... 24

3.3

Nguồn dữ liệu và phương pháp xử lý dữ liệu .......................................................................... 24

3.4

Lựa chọn mô hình nghiên cứu ................................................................................................. 24

3.4.1 Mô hình FEM (Fixed effects least squares dummy variable model)............................... 25

3.4.2 Mô hình REM (Random effects model) .......................................................................... 26

3.4.3

Kiểm định Hausman test ................................................................................................. 26

4. Kết quả nghiên cứu.............................................................................................................................. 27

4.1 Thống kê mô tả: ............................................................................................................................. 27

4.2 Phân tích tương quan: .................................................................................................................... 28

4.3 Phân tích hồi quy: .......................................................................................................................... 29

4.3.1 Phương trình hồi quy đối với biến STD ................................................................................. 29

4.3.2 Phương trình hồi quy đối với biến LTD ................................................................................. 33

4.3.3 Phương trình hồi quy đối với biến TD ................................................................................... 37

4.3.4 Đánh giá kết quả mô hình ....................................................................................................... 41

KẾT LUẬN ............................................................................................................................................. 45

1. Về kết quả nghiên cứu ..................................................................................................................... 45

2. Hạn chế nghiên cứu và những gợi ý nghiên cứu tiếp theo .............................................................. 45

PHỤ LỤC ................................................................................................................................................. vi

TÓM TẮT

Cấu trúc vốn là sự kết hợp nợ ngắn hạn thường xuyên, nợ dài hạn, cổ phần

ưu đãi và vốn cổ phần thường được dùng để tài trợ cho quyết định đầu tư của

một doanh nghiệp. Một cấu trúc vốn tối ưu giúp doanh nghiệp tối thiểu hóa chi

phí sử dụng vốn và tối đa hóa giá trị doanh nghiệp. Khi xây dựng cấu trúc vốn

cũng ẩn chứa rất nhiều rủi ro nếu không dựa trên những phân tích các nhân tố

tác động đến cấu trúc vốn như rủi ro kinh doanh, thuế, tỷ suất sinh lợi, đặc

điểm doanh nghiệp, v.v… Do đó, việc xác định các nhân tố tác động đến cấu

trúc vốn có ý nghĩa quan trọng trong quản trị tài chính doanh nghiệp.

Trong bài nghiên cứu này, khi sử dụng các mô hình hồi quy để phân tích

dữ liệu bảng (Panel Data) như mô hình hồi quy biến giả bình phương nhỏ nhất

- FEM (Fixed effects least squares dummy variable model - LSDV) và mô hình

các tác động ngẫu nhiên – REM (Random effects model) và tiến hành kiểm định

Hausman test lựa chọn mô hình phù hợp để nghiên cứu các nhân tố tác động

đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán

Việt Nam giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2011, tác giả đã phát hiện ra các kết

quả như sau: Chiều hướng các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn: lợi nhuận

(ROA) tỷ lệ nghịch (-); tài sản hữu hình (TANG) tỷ lệ thuận (+); thuế thu nhập

doanh nghiệp (TAX) tỷ lệ thuận (+); quy mô doanh nghiệp (SIZE) tỷ lệ thuận

(+) hoặc tỷ lệ nghịch (-); cơ hội tăng trưởng (GROW) tỷ lệ thuận (+); đặc điểm

riêng của sản phẩm (UNI) tỷ lệ nghịch (-); tính thanh khoản (LIQ) tỷ lệ thuận

(+) hoặc tỷ lệ nghịch (-) với cấu trúc vốn. Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy 2

nhân tố không tác động đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp là rủi ro kinh doanh

(RISK) và tấm chắn thuế phi nợ (NDTS). Các doanh nghiệm niêm yết sử dụng

nhiều nợ trong cấu trúc vốn, đồng thời sử dụng nợ ngắn hạn nhiều hơn nợ dài

hạn trong cấu trúc vốn.

Những từ khóa: Cấu trúc vốn (Capital Structure), Dữ liệu bảng (Panel

Data).

1. Dẫn nhập

Cấu trúc của bài nghiên cứu: trên cơ sở các lý thuyết về các nhân tố tác

động đến cấu trúc vốn, qua những bằng chứng nghiên cứu thực nghiệm về các

nhân tố tác động đến cấu trúc vốn của các tác giả trên thế giới, tác giả đề xuất các

nhân tố và mô hình nghiên cứu, phân tích hồi quy, đánh giá kết quả các nhân tố

tác động đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng

khoán Việt Nam giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2011. Từ đó đưa ra được những

hạn chế của đề tài nghiên và gợi ý cho những nghiên cứu tiếp theo.

Các lý thuyết được sử dụng xuyên suốt trong nghiên cứu này: Lý thuyết về

cấu trúc vốn tối ưu (Optimal Capital Structure); lý thuyết lợi nhuận hoạt động

ròng (Net Operating Income Approach); lý thuyết không liên quan đến cấu trúc

vốn của Modigliani và Miller; lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn (The trade-off

theory); lý thuyết trật tự phân hạng (The pecking-order theory); lý thuyết về chi

phí đại diện (The agency theory); lý thuyết tín hiệu (The signaling theory).

2. Nền tảng nghiên cứu

2.1 Một số kết quả nghiên cứu tại các nƣớc phát triển

Nghiên cứu của Muray Z.Fran và Vidhan K.Goyal, công bố ngày

14/03/2003, với tựa đề: “Quyết định cấu trúc vốn: Các nhân tố nào có tầm

quan trọng và đáng tin cậy nhất?”. Nghiên cứu này xem xét tầm quan trọng

tương đối của nhiều yếu tố quyết định tỷ lệ đòn bẩy của các công ty đại chúng

Mỹ. Dữ liệu được lấy từ Trung Tâm Nghiên Cứu Giá Cả An Ninh Hoa Kỳ

(CRSP) từ năm 1950 đến năm 2000. Nghiên cứu cũng nhằm làm rõ ứng dụng

của 3 lý thuyết sau đây trong thực tiễn các doanh nghiệp Mỹ gồm: lý thuyết

đánh đổi, lý thuyết trật tự phân hạng và lý thuyết điều chỉnh thị trường.

Biến phụ thuộc được sử dụng để đo lường đòn bẩy tài chính trong

nghiên cứu này là tỷ lệ nợ vay (gồm tổng nợ vay ngắn hạn và dài hạn) chia cho

tổng của nợ vay và vốn cổ phần.

Các nhân tố đưa vào xem xét có tác động đến đòn bẩy hay không bao

gồm: lợi nhuận, quy mô, sự tăng trưởng, tính chất của tài sản, yếu tố kinh tế vĩ

mô (tỷ lệ lạm phát mong đợi, tốc độ tăng trưởng GDP), thuế, biến giả chi trả

cổ tức.

Phương pháp hồi quy tuyến tính được sử dụng để nghiên cứu ảnh hưởng

của các yếu tố đến đòn bẩy. Kết quả đã chỉ ra có 7 nhân tố ảnh hưởng mạnh mẽ

đến cấu trúc vốn của các công ty Mỹ và được mô tả như sau:

- Đặc thù của ngành: các công ty trong những ngành mà ngành đó có

nhiều công ty sử dụng nhiều đòn bẩy thì sẽ sử dụng nhiều đòn bẩy.

- Giá trị thị trường tổng tài sản chia cho giá trị sổ sách của tổng tài sản:

tương quan nghịch với đòn bẩy. Điều này có nghĩa là các công ty có giá trị thị

trường cao hơn giá trị sổ sách thì có mức độ sử dụng đòn bẩy thấp hơn.

- Tài sản thế chấp có tương quan thuận với đòn bẩy. Nói cách khác,

các công ty có nhiều tài sản thế chấp hơn có xu hướng sử dụng nhiều đòn

bẩy hơn.

- ROA tương quan nghịch với đòn bẩy. Nói cách khác, các công ty có

nhiều lợi nhuận hơn có xu hướng có đòn bẩy ít hơn.

- Trả cổ tức: tương quan nghịch với đòn bẩy. Nói cách khác, các công

ty có chi trả cổ tức có xu hướng sử dụng ít đòn bẩy hơn các công ty không chi

trả cổ tức.

- Quy mô doanh nghiệp đo lường bằng Log (tài sản): tương quan thuận

với đòn bẩy. Các công ty có quy mô lớn có đòn bẩy cao hơn.

- Lạm phát kỳ vọng: tương quan thuận với đòn bẩy. Khi lạm phát kỳ

vọng cao các công ty có xu hướng sử dụng đòn bẩy cao.

- Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cũng chỉ ra rằng lý thuyết cân bằng (lý

thuyết đánh đổi) gần như giải thích được 6 nhân tố trong số 7 nhân tố tác động

đến đòn bẩy của các doanh nghiệp Mỹ. Lý thuyết trật tự phân hạng giải thích tốt

cho biến lợi nhuận (ROA). Lý thuyết điều chỉnh thị trường đã giải thích tốt cho

biến: tỷ lệ giá trị thị trường tổng tài sản chia cho giá trị sổ sách tổng tài sản và

biến lạm phát kỳ vọng. Rõ ràng rằng khi giá trị cổ phiếu được thị trường định

giá cao, các công ty sẽ ưu tiên phát hành cổ phiếu hơn vay nợ. Lạm phát kỳ

vọng trong tương lai tăng, ngay từ bây giờ các doanh nghiệp đã bắt đầu vay nợ

để tránh trường hợp trong tương lai khi lạm phát tăng, chi phí sử dụng đòn bẩy

sẽ tăng.

2.2 Một số kết quả nghiên cứu tại các nƣớc đang phát triển

2.2.1 Kết quả ghiên cứu của Samuel G.H. Huang và Frank M.Song

Nghiên cứu của Samuel G.H. Huang và Frank M.Song (2002) với chủ

đề: “Xác định cấu trúc vốn: Bằng chứng từ Trung Quốc”. Mục đích của bài

nghiên cứu này là xác định các yếu tố quyết định cấu trúc vốn trong các công ty

Trung Quốc được liệt kê và điều tra dữ liệu các công ty ở các nền kinh tế phát

triển lớn nhất và nền kinh tế chuyển đổi có những tính năng độc đáo nào. Cụ thể

bài nghiên cứu sẽ trả lời cho 2 câu hỏi sau đây:

Một là, các quyết định đòn bẩy tài chính được thực hiện trong các công ty

niêm yết của Trung Quốc có khác với các công ty trong những nền kinh tế nơi

mà quyền sở hữu tư nhân là phổ biến và cơ chế thị trường đã được thực thi lâu

năm.

Hai là, các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn ở các nước khác có ảnh

hưởng tương tự trên các công ty Trung Quốc hay không.

Tác giả cũng nêu lên đặc điểm nổi bật của nền kinh tế Trung Quốc khi

tiến hành nghiên cứu. Có 2 đặc tính nổi bật: Một là, Trung Quốc đang trong

quá trình chuyển đổi từ một nền kinh tế chỉ huy sang nền kinh tế thị trường. Thứ

hai là, hầu hết các công ty Trung Quốc được liệt kê là doanh nghiệp nhà nước

(SOEs) và nhà nước vẫn duy trì kiểm soát ngay cả khi các công ty trở thành

công ty đại chúng.

Dữ liệu nghiên cứu được lấy từ hơn 1.000 công ty niêm yết của Trung

Quốc thời gian từ năm 1994 đến năm 2000.

Các biến được dùng đo lường cấu trúc vốn theo giá trị sổ sách gồm LD,

TD, TL. Khi thay thế vốn chủ sở hữu theo giá trị sổ sách bằng giá trị thị trường

thì đòn bẩy được đo lường theo giá trị thị trường, ký hiệu là MLD, MTL,

MTD.

Bảng 2.1: Danh sách biến trong nghiên cứu Samuel G.H.Huang và Frank M.Song.

Biến đo lƣờng cấu trúc vốn

1. LD (tỷ lệ nợ dài hạn theo sổ sách) = Nợ vay dài hạn và phát hành trái phiếu/ (nợ vay dài hạn và phát hành trái phiếu + VCSH theo giá trị sổ sách) 2. MLD (tỷ lệ nợ dài hạn theo giá trị thị trường) = Nợ vay dài hạn và phát hành trái phiếu/ (nợ vay dài hạn và phát hành trái phiếu + VCSH theo giá thị trường) 3. TL = Tổng nợ phải trả/ Tổng nguồn vốn 4. MTL = Tổng nợ phải trả/Tổng nguồn vốn (trong đó VCSH được tính theo giá thị trường) 5. TD = Tổng nợ vay và phát hành trái phiếu/(tổng nợ vay và phát hành trái phiếu+VCSH theo giá trị sổ sách) 6. MTD = Tổng nợ vay và phát hành trái phiếu/(tổng nợ vay và phát hành trái phiếu+VCSH theo giá thị trường)

Biến giải thích

1. Rủi ro kinh doanh: được đo lường bằng độ lệch chuẩn của ROA 2. ROA 3. Quy mô công ty: được đo lường bằng Log (doanh thu) 4. Tài sản cố định/tổng tài sản 5. Thuế suất thuế TNDN 6. Tấm chắn thuế không phải từ nợ: được đo bẳng tỷ lệ khấu hao/tổng tài sản 7. Đo lường cơ hội tăng trưởng trong tương lai bằng chỉ số Tobin’s Q = giá trị thị trường tổng tài sản/giá trị sổ sách tổng tài sản 8. Tốc độ tăng trưởng của doanh thu 9. Tỷ lệ nắm giữ cổ phần của cổ đông là cấp quản lý 10. Tỷ lệ sở hữu của cổ đông tổ chức

Biến quy mô công ty: tác giả chọn biến giải thích đại diện cho quy mô

công ty là doanh thu chứ không phải tài sản. Vì giữa doanh thu và tài sản có

mối tương quan chặt chẽ nên để ngăn chặn hiện tượng đa cộng tuyến, tác giả

chỉ chọn một biến đưa vào nghiên cứu. Trong nghiên cứu này, tác giả chọn

biến doanh thu và loại bỏ biến tài sản. Do ảnh hưởng của biến doanh thu lên

đòn bẩy có dạng phi tuyến nên tác giả dùng hàm Logarit cơ số 10 của doanh

thu để đo lường tác động đến đòn bẩy.

Biến cơ hội tăng trưởng: đã có nhiều tác giả sử dụng các chỉ số khác nhau

để đo lường cơ hội tăng trưởng khác nhau. Wald (1999) sử dụng trung bình 5

năm tăng trưởng doanh số bán hàng. Titnam và Wessels (1988) sử dụng tỷ lệ

đầu tư vốn chia cho quy mô tổng tài sản cũng như chi phí nghiên cứu và phát

triển chia cho doanh số để làm biến cơ hội tăng trưởng. Rajan và Zingales

(1995) sử dụng giá trị thị trường tổng tài sản chia cho giá trị sổ sách của tổng tài

sản và Booth et al (2001) sử dụng tỷ lệ giá trị thị trường vốn chủ sở hữu chia

cho giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu để đo lường các cơ hội tăng trưởng.

Tác giả bài nghiên cứu này cho rằng tăng trưởng doanh số bán hàng là kinh

nghiệm tăng trưởng trong quá khứ, trong khi giá trị thị trường tổng tài sản

chia cho giá trị sổ sách tổng tài sản thì tốt hơn. Trong nghiên cứu này, tác giả đã

chọn giá trị thị trường tổng tài sản chia cho giá trị sổ sách tổng tài sản để đại

diện cho biến cơ hội tăng trưởng.

Tác giả sử dụng phương pháp bình phương bé nhất để xem xét các nhân tố

tác động đến đòn bẩy. Kết quả nghiên cứu cho thấy các nhân tố ảnh hưởng đến

đòn bẩy ở các công ty Trung Quốc như sau: dấu (+) chỉ tương quan thuận, dấu (–

) chỉ tương quan nghịch, bỏ trống là không có ảnh hưởng:

Bảng 2.2: Kết quả nghiên cứu của Samuel G.H.Huang và Frank M.Song

Kết quả nghiên cứu của Samuel G.H.Huang và Frank M.Song

LD + - + + - - +

Rủi ro kinh doanh ROA Quy mô công ty Tài sản cố định/tổng tài sản Thuế suất thuế TNDN Lá chắn thuế không phải từ nợ vay Cơ hội tăng trưởng trong tương lai Tốc độ tăng trưởng doanh thu Tỷ lệ cổ phần nắm giữ của cổ đông cấp quản lý Tỷ lệ sở hữu của cổ đông tổ chức

TL + - + - - - + +

TD + - + - - + +

Kết quả cho thấy TL tương quan nghịch mạnh mẽ với lợi nhuận, lá chắn

thuế không phải từ nợ vay. TL tương quan thuận với rủi ro kinh doanh, quy mô

công ty, tỷ lệ sở hữu của cổ đông tổ chức. TL không có mối liên quan với thuế

suất thuế TNDN và tỷ lệ cổ phần của cổ đông cấp quản lý. TL tương quan thuận

với tốc độ tăng trưởng doanh thu nhưng lại tương quan nghịch với cơ hội tăng

trưởng (giá trị thị trường tổng tài sản/giá trị sổ sách tổng tài sản). Điều này được

lý giải như sau: các công ty có tốc độ tăng trưởng cao trong quá khứ đã sử dụng

nhiều đòn bẩy để tài trợ cho tăng trưởng của chúng. Trong khi tỷ lệ (giá trị thị

trường tổng tài sản/giá trị sổ sách tổng tài sản) đo lường cơ hội tăng trưởng trong

tương lai. Các công ty có cơ hội phát triển tươi sáng trong tương lai thích để đòn

bẩy thấp vì không muốn chia sẽ lợi nhuận cho chủ nợ nếu sử dụng nhiều nợ.

TL tương quan thuận với rủi ro kinh doanh: tức là các công ty có mức đòn

bẩy cao có xu hướng đầu tư rủi ro cao hơn. Đó là vì tại Trung Quốc, thị trường

tín dụng vẫn còn chỉ định và các cấu trúc kỳ hạn của lãi suất được quyết định bởi

các ngân hàng trung ương nhiều hơn bởi các lực lượng thị trường. Các công ty

niêm yết là các công ty tốt nhất của nền kinh tế Trung Quốc. Kết quả là, các công

ty với rủi ro kinh doanh cao vẫn có thể nhận được vốn vay từ ngân hàng với lãi

suất quy định.

Cũng giống như TL, LD và TD tương quan thuận với rủi ro kinh doanh,

quy mô công ty, tốc độ tăng trưởng của doanh thu và tương quan nghịch với lợi

nhuận, tấm chắn thuế không phải từ nợ (khấu hao/tổng tài sản), cơ hội tăng

trưởng trong tương lai. Tuy nhiên, trong khi LD là tương quan thuận mạnh mẽ

với tài sản thế chấp (tài sản cố định/tổng tài sản) thì TL lại tương quan nghịch.

Điều này là do một phần trong tổng nợ phải trả là nợ chiếm dụng và không cần

phải thế chấp.

Tác giả cũng đưa vào biến ngành để xem xét tác động của ngành đến đòn

bẩy. Kết quả đặc thù ngành có tác động đến đòn bẩy.

Các biến đo lường cấu trúc vốn theo giá thị trường như MTL, MLD, MTD

cũng có mối tương quan với các biến tương tự như các biến đo lường cấu trúc

vốn theo giá trị sổ sách.

Đặc điểm cấu trúc vốn của các công ty Trung Quốc theo kết quả nghiên

cứu:

- Các công ty Trung Quốc sử dụng ít nợ dài hạn, ít nợ phải trả và nhiều

vốn cổ phần hơn so với các nước đã phát triển như Mỹ, Nhật, Đức, Pháp, Ý,

Anh, Canada và một số nước đang phát triển như Ấn Độ, Pakistan, Thổ Nhĩ Kỳ.

- Các công ty Trung Quốc dựa vào tài trợ bên ngoài cao hơn đặc biệt là

vốn cổ phần khi so sánh với các quốc gia phát triển.

- Sự khác biệt giữa giá trị thị trường và giá trị sổ sách của đòn bẩy ở các

công ty Trung Quốc lớn hơn nhiều so với các nước. Tại các công ty Trung Quốc,

giá trị thị trường của đòn bẩy thấp hơn nhiều so với giá trị sổ sách.

- Các công ty Trung Quốc có tỷ lệ nợ dài hạn thấp hơn so với vốn cổ

phần. Nguyên nhân là do giá trị thị trường của vốn cổ phần cao hơn so với giá

trị sổ sách nên các công ty thích phát hành vốn cổ phần hơn là tài trợ từ nợ.

Thứ hai là các nhà quản lý thích phát hành vốn cổ phần hơn vì trước

đây không bị ràng buộc. Cuối cùng là vì thị trường trái phiếu Trung Quốc

chưa phát triển, các ngân hàng dường như là nguồn tài trợ chính, thậm chí là duy

nhất. Do đó các công ty Trung Quốc muốn đa dạng hóa thêm các kênh huy động

vốn. Đó là từ phát hành vốn cổ phần và vốn chiếm dụng thương mại của các

doanh nghiệp.

Tóm lại, mối quan hệ giữa các biến giải thích và đòn bẩy ở các công ty

niêm yết Trung Quốc là tương tự như những gì đã được tìm thấy ở các nước

khác. Nguyên nhân là do các công ty niêm yết là các công ty tốt nhất trong điều

kiện kinh tế Trung Quốc.

Họ đã áp dụng các phương pháp quản trị hiện đại của thế giới vào doanh

nghiệp và đã tuân theo các quy tắc cơ bản của nền kinh tế thị trường.

So với các công ty trong nền kinh tế khác, các công ty Trung Quốc niêm

yết được liệt kê có đòn bẩy thấp hơn nhiều. Một trong những lý do là do thị

trường trái phiếu ở Trung Quốc là rất nhỏ và chưa phát triển. Ngoài ra, giá trị thị

trường cổ phiếu cao hơn nhiều so với giá trị sổ sách làm cho việc phát hành trái

phiếu và vay vốn ngân hàng không được hấp dẫn cho các công ty niêm yết

Trung Quốc. Vì vậy thúc đẩy sự phát triển của thị trường trái phiếu để mở rộng

các kênh tài chính là mong muốn của đại đa số các công ty niêm yết.

2.2.2 Kết quả nghiên cứu của Muhammad Mahmud, Gobind

M.Herani, A.W. Rajar, Wahid Farooqi

Nghiên cứu của Muhammad Mahmud, Gobind M.Herani, A.W. Rajar,

Wahid Farooqi (2009) đăng trên tạp chí Indus Journal of Management & Social

Sciences, ngày 20/04/2009 với chủ đề: “Các nhân tố kinh tế ảnh hưởng đến cấu

trúc vốn doanh nghiệp ở 03 nước Châu Á: Nhật Bản, Pakistan và Malaysia”.

Mục tiêu của bài nghiên cứu này là nhằm xác định các yếu tố ảnh hưởng đến sự

lựa chọn cấu trúc vốn công ty ở 03 nước Châu Á gồm Nhật Bản, Pakistan và

Malaysia. Cụ thể là điều tra xem liệu các yếu tố kinh tế của đất nước có đóng vai

trò quan trọng trong việc xác định cấu trúc vốn của các nước hay không. Ba quốc

gia này được lựa chọn là vì nó đại diện cho 03 giai đoạn phát triển kinh tế khác

nhau.

Số liệu được lấy từ 525 công ty Nhật Bản, 129 công ty Malaysia, 114 công

ty Pakistan, thời gian từ năm 1996 đến năm 2005. Các biến được sử dụng trong

nghiên cứu này chủ yếu là các biến số kinh tế vĩ mô, đo lường sự phát triển kinh

tế của đất nước.

Bảng 2.3: Danh sách các biến trong nghiên cứu của Muhammad Mahmud, Gobind M.Herani, A.W.Rajar, Wahid Farooqi

Danh sách các biến trong nghiên cứu

Biến đo lường cấu trúc vốn * Nợ/VCSH * Nợ dài hạn/vốn cổ phần * Tổng nợ/tổng tài sản

Các biến số kinh tế vĩ mô (biến độc lập) * Tăng trưởng GDP/đầu người * Lãi suất cơ bản * Sự tự do hóa tài chính * Tính hiêu quả của thị trường tài chính * Quyền của chủ nợ * Tính thực thi của pháp luật

Tác giả đã sử dụng phương pháp phân tích hồi quy bội để đo lường sự

ảnh hưởng của các biến số kinh tế vĩ mô tác động đến đòn bẩy tài chính.

Kết quả hồi quy cho thấy như sau: dấu (+) chỉ tương quan thuận, dấu (–)

chỉ tương quan nghịch, bỏ trống chỉ không có ảnh hưởng.

Bảng 2.4: kết quả nghiên cứu của Muhammad Mahmud, Gobind M.Herani, A.W.Rajar, Wahid Farooqi

Kết quả nghiên cứu

Nợ dài

Tổng

Các biến số kinh tế vĩ mô (biến độc lập) Nợ/VCSH

hạn/vốn

nợ/tổng

cổ phần + - + + -

tài sản + - + + -

+ - + + -

* Tăng trưởng GDP/đầu người * Lãi suất cơ bản * Sự tự do hóa tài chính * Tính hiệu quả của thị trường tài chính * Quyền của chủ nợ * Tính thực thi của pháp luật

Kết quả nghiên cứu cho thấy:

- Tăng trưởng GDP bình quân đầu người tại Nhật Bản và Malaysia có liên

quan đáng kể đến cấu trúc vốn của công ty. Tăng trưởng kinh tế cao hơn gây ra

sử dụng nợ dài hạn nhiều hơn (nợ/VCSH ở Nhật trên 70%, Malaysia khoảng

50% theo kết quả nghiên cứu). Nhưng kết quả này lại không đúng cho trường

hợp của Pakistan do tính không hiệu quả của thị trường. Điều này được giải thích

là do thị trường vốn chưa phát triển buộc các doanh nghiệp phải lệ thuộc vào

nguồn vốn vay của ngân hàng.

- Lãi suất cơ bản là yếu tố quyết định nhu cầu tín dụng đối với thị trường

Nhật Bản và Malaysia. Vì lãi suất cơ bản là cơ sở để định ra giá của sản phẩm

cho vay ngắn hạn khác nhau. Lãi suất cao nhu cầu tín dụng thấp và ngược lại.

- Sự tự do hóa tài chính và tính hiệu quả của thị trường tài chính cho phép

các doanh nghiệp dễ dàng tiếp cận vốn cũng giúp cho doanh nghiệp dễ dàng tăng

tỷ lệ đòn bẩy.

2.2.3 Kết quả nghiên cứu của Jean J.Chen

Jean J.Chen (2003) với đề tài nghiên cứu “Các nhân tố ảnh hưởng đến cấu

trúc vốn các công ty niêm yết của Trung Quốc”. Bài viết này phát triển một

nghiên cứu sơ bộ để khám phá những yếu tố quyết định cơ cấu vốn của các công

ty niêm yết của Trung Quốc. Nhiều người cho rằng một số lý thuyết về cấu trúc

vốn hiện đại ở các nước phát triển đã di động đến Trung Quốc và một số ảnh

hưởng đến cấu trúc vốn các doanh nghiệp phương tây cũng có liên quan đến cấu

trúc vốn các doanh nghiệp Trung Quốc.

Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu của Jean J.Chen đã chỉ ra rằng: không phải

lý thuyết đánh đổi cũng không phải lý thuyết trật tự phân hạng cung cấp lời giải

thích thuyết phục cho việc lựa chọn cơ cấu vốn ở các doanh nghiệp Trung

Quốc. Các quyết định lựa chọn cấu trúc vốn của các công ty Trung Quốc dường

như tuân theo một trật tự mới: lợi nhuận giữ lại, vốn cổ phần, cuối cùng là nợ dài

hạn. Nguyên nhân là do các giả định thể chế cơ bản làm cơ sở cho các mô hình

phương Tây không hợp lệ ở Trung Quốc. Các khác biệt về thể chế quan trọng

như hệ thống luật pháp điều chỉnh hoạt động của các doanh nghiệp và các ngân

hàng, thị trường chứng khoán, các hạn chế tài chính trong lĩnh vực ngân hàng là

những yếu tố ảnh hưởng quyết định đến việc lựa chọn sử dụng nguồn vốn của

các công ty Trung Quốc. Trung Quốc vẫn còn giữ một số tính năng của nền kinh

tế kế hoạch tập trung. Nhà nước vẫn là các bên liên quan chủ yếu của doanh

nghiệp và nắm sở hữu phần lớn các ngân hàng.

Tác giả cũng đã điểm qua một số nét cơ bản trong môi trường thể chế của

Trung Quốc được cho là có ảnh hưởng đáng kể lên quyết định cơ cấu vốn của

các công ty Trung Quốc. Hai sàn giao dịch chứng khoán của Trung Quốc đó là

sàn giao dịch chứng khoán Thượng Hải (SHSE) và sàn giao dịch chứng khoán

Thâm Quyến (SZSE) bắt đầu xuất hiện vào những năm 1990 đánh dấu bước

phát triển trong thị trường vốn của Trung Quốc. Ở Trung Quốc, cổ phiếu

được phân loại thành loại A, áp dụng cho các nhà đầu tư trong nước và cổ phiếu

loại B cho các nhà đầu tư nước ngoài. Cổ phiếu loại A bao gồm các cổ phiếu

thuộc sở hữu nhà nước do chính quyền trung ương hoặc địa phương nắm giữ, cổ

phiếu hợp pháp của các cá nhân được các tổ chức nhà nước nắm giữ hoặc cổ

phiếu có thể chuyển nhượng được do các nhà đầu tư riêng lẻ nắm giữ. Cổ phiếu

nhà nước và cổ phiếu của các cá nhân do nhà nước nắm giữ chiếm đến hai phần

ba tổng số cổ phiếu được phát hành và chúng không được giao dịch trên thị

trường chứng khoán. Cổ phiếu có thể chuyển nhượng được do các nhà đầu tư

riêng lẻ nắm giữ là cổ phiếu loại A duy nhất có thể giao dịch trên thị trường

chứng khoán. Các quy định về phát hành cổ phần mới sau khi ra công chúng lần

đầu tiên (IPO) cũng rất ấn tượng. Trước năm 1998, tất cả các phát hành mới

sau khi IPO được thực hiện thông qua việc phân bổ lại cho các cổ đông hiện

hữu theo mức giá thấp hơn giá thị trường. Số lượng cổ phiếu phát hành cho cổ

đông hiện hữu được giới hạn tối đa là 30% vốn cổ phần hiện có của công ty mỗi

năm một lần. Để nộp đơn xin phát hành cổ phiếu mới, một công ty phải đảm bảo

rằng lợi nhuận hàng năm trên tài sản ròng (ROA) trong 3 năm vừa qua phải vượt

mức trung bình 10%. Từ năm 2001, hạn chế phần nào đã được cỡi bỏ. Một công

ty có thể phát hành cổ phiếu mới không chỉ bằng phân bổ cổ phần cho cổ đông

hiện hữu mà còn đưa ra công chúng trên thị trường chứng khoán nếu tổng ROA

trong 3 năm qua vượt quá 30%, trong đó trung bình 1 năm trong 3 năm trên

không thấp hơn 6%. Mức trần của số lượng cổ phiếu mới phát hành được hủy

bỏ. Trong khi thị trường chứng khoán phát triển mạnh mẽ như vậy thì lĩnh vực

tài chính ngân hàng bị nhà nước kiểm soát chặt chẽ. Độc quyền nhà nước về lĩnh

vực tài chính đã cản trở sự phát triển thị trường vốn của Trung Quốc và sự phát

triển của các tổ chức tài chính phi nhà nước đặc biệt trên thị trường trái phiếu.

Nợ vay dài hạn được cung cấp bởi hệ thống ngân hàng được nhà nước kiểm

soát chặt chẽ. Khuôn khổ pháp lý và thể chế của Trung Quốc còn chưa phát

triển đầy đủ và hoàn thiện. Trong khi thủ tục phá sản quá nhiều quyền thuộc

về cổ đông và các cơ quan chính phủ, trong khi quyền lợi của chủ nợ được

pháp luật quy định không rõ ràng. Chủ nợ không được đưa ra bất kỳ quyền

kiểm soát nào trong thủ tục giải thể. Tất cả các yếu tố đó đã làm trật tự tài trợ

cho cấu trúc vốn của doanh nghiệp Trung Quốc có những khác biệt so với

phương Tây. Yếu tố thuộc về cấu trúc thể chế và hạn chế tài chính quyết định

cấu trúc vốn của các công ty Trung Quốc hơn các nhân tố kinh tế khác.

Tuy vậy, một số các yếu tố ảnh hưởng đến việc lựa chọn cấu trúc vốn

của các nước phương Tây cũng xảy ra tương tự ở Trung Quốc như lợi nhuận,

quy mô doanh nghiệp, tốc độ tăng trưởng, tài sản thế chấp, tấm chắn thuế không

phải từ nợ.

2.2.4 Tổng hợp một số kết quả của các nghiên cứu khác

Chiều

Chiều hƣớng

Nhân tố tác

hƣớng

tác động

động đến

tác động

theo kết quả

Các nghiên cứu thực nghiệm liên quan

cấu trúc

theo lý

nghiên cứu

vốn

thuyết

thực nghiệm

Kester (1986) Friend and Lang (1988), Titman and

Wessels (1988), Rajan and Zingales (1995), Wald

Lợi nhuận

+/-

(1999), Wiwattanakangtang (1999), Booth et al.

(2001) Deesomsak, Paudyal and Pescetto (2004)

Quy mô

Marsh (1982), Kester (1986), Rajan and Zingales

doanh

+/-

(1995), Wald (1999), Booth et al. (2001)

nghiệp

Marsh (1982), Friend and Lang (1988), Harris and

Raviv (1990), Rajan and Zingales (1995), Wald

(1999), Hirotia (1999), Wiwattanakangtang (1999),

Tài sản hữu

Booth et al.

(2001), Bevan and Danbolt

hình

(2002),Deesomsak, Paudyal and Pescetto (2004),

Chen (2004).

Kester (1986), Rajan and Zingales (1995), Kim and

Cơ hội phát

+/-

Sorensen (1996), Wald (1999), Ozkan (2001),

triển

Cassar and Holmes (2003), Chen (2004).

Marsh (1982), Bradley, Jarell and Kim (1984),

Titman and Wessels (1988), Chaplinsky and

Rủi ro kinh

Niehaus (1993), Jung, Kim and Stultz (1996), Booth

doanh

et al. (2001), Cassar and Holmes (2003), Wald

(1999), Chen (2004).

Bardley, Jarrel and Kim (1984), Harris and Raviv

Tấm chắn

(1990), Chaplinsky

and Niehaus

(1993),

thuế phi nợ

Wald(1999), Hirota (1999).

Rajan and Zingales (1995), Wald (1999), Ozkan

Tính thanh

(2001), Panno (2003), Deesomsak, Pandyal and

khoản

Pescetto (2004).

Đặc điểm

Titman và Wessels (1998)

riêng của

sản phẩm

Bảng 2.5: Một số kết quả nghiên cứu các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn (nguồn: Huỳnh Hữu Mạnh, luận văn thạc sĩ năm 2010, Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh)

3. Phƣơng pháp nghiên cứu

3.1 Thiết lập giả thiết nghiên cứu

Căn cứ vào các lý thuyết và các nghiên cứu về cấu trúc vốn, tồn tại mối

tương quan chặt chẽ giữa cấu trúc vốn và một số các nhân tố tác động đến cấu

trúc vốn. Trong phần này, tác giả thiết lập giả thiết các biến đại diện cho cấu trúc

vốn (biến độc lập) và các biến đại diện cho các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn

(biến phụ thuộc) như sau:

3.1.1 Đòn bẩy tài chính

Đòn bẩy tài chính (hay đòn bẩy nợ) cũng hàm ý là cấu trúc vốn của doanh

nghiệp. Sử dụng tỷ số đòn bẩy tài chính để đánh giá mức độ mà một doanh

nghiệp tài trợ cho hoạt động kinh doanh của mình bằng vốn vay. Khi một doanh

nghiệp vay tiền, doanh nghiệp luôn phải thực hiện một chuỗi thanh toán cố định,

vì các cổ đông chỉ nhận được những gì còn lại sau khi chi trả cho chủ nợ. Và do

đó, vay nợ được xem như là tạo ra đòn bẩy. Đối với nhà cung cấp tín dụng, căn

cứ vào tỷ số đòn bẩy tài chính để ấn định mức lãi suất cho vay. Đối với doanh

nghiệp, tỷ số đòn bẩy tài chính sẽ giúp cho nhà quản lý lựa chọn cấu trúc vốn

hợp lý nhất cho doanh nghiệp. Thông qua tỷ số đòn bẩy tài chính nhà đầu tư thấy

được rủi ro về tài chính của doanh nghiệp và từ đó dẫn đến các quyết định đầu tư

của mình.

Do hạn chế về số liệu nên nghiên cứu này tác giả chỉ sử dụng số liệu sổ

sách để đo lường đòn bẩy tài chính, được tính toán như sau:

Tỷ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (STD) = Nợ ngắn hạn Tổng tài sản

Tỷ số nợ dài hạn trên tổng tài sản (LTD) = Nợ dài hạn Tổng tài sản

Tỷ số tổng nợ trên tổng tài sản (TD) =

Tổng nợ Tổng tài sản

3.1.2 Lợi nhuận (Profitability)

Các lý thuyết cấu trúc vốn có nhiều quan điểm khác nhau khi xem xét mối

tương quan giữa lợi nhuận và đòn bẩy tài chính.

Theo lý thuyết trật tự phân hạng thì các nhà quản lý thích tài trợ cho các

dự án bằng nguồn vốn từ nội bộ hơn sau đó mới đến nguồn vốn từ bên ngoài.

Ngoài ra, các doanh nghiệp có lời không thích huy động thêm vốn chủ sở hữu

nhằm tránh việc pha loãng quyền sở hữu. Điều này có nghĩa là các doanh nghiệp

có lời sẽ có tỷ lệ nợ vay thấp. Các kết quả nghiên cứu của Kester (1986) tại Mỹ

và Nhật; Chang (1987); Titman và Wessels (1988); Friend và Lang (1988);

Rajan và Zingales (1995) ở các nước phát triển; Wiwattanakantang (1999) ở Thái

Lan; Booth et al (2001); Chen (2004) ở Trung Quốc cũng cho thấy mối quan hệ

tỷ lệ nghịch (-) giữa đòn bẩy tài chính và lợi nhuận.

Tuy nhiên, theo lý thuyết đánh đổi lại cho rằng các doanh nghiệp đang

hoạt động có lời nên vay mượn nhiều hơn khi các yếu tố khác không đổi, vì như

vậy họ sẽ tận dụng được tấm chắn thuế nhiều hơn. Ở khía cạnh khác, lý thuyết về

chi phí đại diện cũng cho rằng, đối với các doanh nghiệp có dòng tiền tự do hay

lợi nhuận cao, nợ nhiều sẽ hạn chế tính tùy tiện của ban quản lý. Kết quả nghiên

cứu của Long và Malitz (1985) cũng cho thấy mối quan hệ tỷ lệ thuận (+) giữa

đòn bẩy tài chính và lợi nhuận.

Do đó, giả thiết thứ nhất (H1) đƣợc xây dựng nhƣ sau: Lợi nhuận tỷ

lệ thuận (+) hoặc tỷ lệ nghịch (-) với đòn bẩy tài chính.

Để đánh giá tác động của nhân tố lợi nhuận lên đòn bẩy tài chính, tác giả

sử dụng tỷ số lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản (ROA), được tính như sau:

Tỷ số lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản (ROA) = LNST Tổng tài sản

3.1.3 Tài sản hữu hình (Tangible Assets)

Theo các lý thuyết, tài sản hữu hình có mối quan hệ tỷ lệ thuận (+) với đòn

bẩy tài chính. Theo lý thuyết đánh đổi, các doanh nghiệp có tỷ trọng tài sản hữu

hình lớn, doanh nghiệp sẽ sử dụng nợ nhiều hơn các doanh nghiệp có tỷ trọng tài

sản vô hình cao vì các chủ nợ thường đòi hỏi phải có thế chấp để đảm bảo cho

các khoản vay. Hơn nữa, giá trị thanh lý của doanh nghiệp cũng tăng lên khi có

tài sản hữu hình và làm giảm thiệt hại cho trái chủ trong trường hợp doanh

nghiệp phá sản.

Lý thuyết về các chi phí đại diện cũng giải thích mối quan hệ này. Jensen

và Meckling (1976) cho rằng tài sản hữu hình sẽ làm giảm sự bất cân xứng về

thông tin vì những tài sản này có thể sử dụng làm tài sản thế chấp, giảm rủi ro

gánh chịu chi phí đại diện của khoản nợ của người cho vay và đảm bảo lợi ích

của người cho vay trong trường hợp thiếu thông tin hoặc mâu thuẫn về lợi ích

với cổ đông của doanh nghiệp. Các doanh nghiệp không có tài sản thế chấp sẽ có

chi phí cao khi sử dụng nợ để tài trợ. Do vậy, một tỷ lệ tài sản hữu hình cao sẽ có

tỷ số nợ cao. Các kết quả nghiên cứu đã đồng thuận mối quan hệ giữa tài sản hữu

hình và đòn bẩy tài chính như nghiên cứu của Marsh (1982); Long và Malitz

(1985); Friend và Lang, Titman và Wessels (1988); Van de Wijst và Thurik

(1993); Rajan và Zingales (1995); Wald (1999) đã nghiên cứu ở Mỹ, Nhật, Anh,

Đức và Pháp; Wiwattanakantang (1999); Hirota (1999); Um (2001) cho thấy tài

sản hữu hình có mối quan hệ tỷ lệ thuận với đòn bẩy tài chính ở các nước phát

triển, Wiwattnakantang (1999) và Chen (2004) cho thấy tài sản hữu hình có mối

quan hệ tỷ lệ thuận với đòn bẩy tài chính tại Thái Lan và Trung Quốc.

Do đó, giả thiết thứ hai (H2) đƣợc xây dựng nhƣ sau: Tài sản hữu

hình có mối quan hệ tỷ lệ thuận (+) với đòn bẩy tài chính.

Có nhiều cách để xác định tài sản hữu hình, chẳng hạn “tài sản cố

định/tổng tài sản” (Rajan và Zinggaless, 1995) hoặc là “(tài sản cố định+hàng

tồn kho)/tổng tài sản” (Hu Jun, 2008). Trong bài nghiên cứu này, để đánh giá

Hàng tồn kho + TSCĐ hữu hình + Bất động sản đầu tư

Tài sản hữu hình (TANG) =

Tổng tài sản

tác động này tác giả sử dụng cách tính như sau:

3.1.4 Thuế thu nhập doanh nghiệp (Corporation Income 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 của MM. Các

doanh nghiệp với thuế suất cao hơn sẽ sử dụng nhiều nợ để đạt lợi ích từ tấm

chắn thuế. Do đó, đòn bẩy tài chính sẽ có quan hệ cùng chiều với nhân tố thuế.

Do đó, giả thiết thứ ba (H3) đƣợc xây dựng nhƣ sau: thuế thu nhập

doanh nghiệp có quan hệ tỷ lệ thuận (+) với đòn bẩy tài chính.

Nhân tố thuế thu nhập doanh nghiệp trong nghiên cứu này, tác giả tính

toán như sau:

Thuế thu nhập doanh nghiệp (TAX) = Số thuế đã nộp trong kỳ Lợi nhuận trước thuế

3.1.5 Quy mô doanh nghiệp (Business Size)

Nhân tố quy mô doanh nghiệp có nhiều điểm đối nghịch khi xem xét ảnh

hưởng của nó đối với đòn bẩy tài chính. Nhiều nghiên cứu cho rằng giữa quy mô

và đòn bẩy tài chính có mối quan hệ thuận chiều. Theo lý thuyết đánh đổi thì

quy mô của doanh nghiệp có mối quan hệ tỷ lệ thuận với nợ vay, bởi vì các

doanh nghiệp lớn thường có rủi ro phá sản thấp và có chi phí phá sản thấp. Marsh

(1982) cho rằng các doanh nghiệp lớn thường sử dụng nợ dài hạn nhiều hơn

trong khi các doanh nghiệp nhỏ sử dụng chủ yếu nợ ngắn hạn. Các doanh nghiệp

lớn có thể tận dụng lợi thế quy mô số lớn trong việc tăng nợ vay dài hạn, và có

thể có sức đàm phán cao hơn so với các định chế tài chính. Do vậy, chi phí để

tăng nợ và vốn chủ có quan hệ nghịch chiều với quy mô. Ngoài ra, các doanh

nghiệp lớn thường đa dạng hóa lĩnh vực hoạt động và có dòng tiền ổn định hơn,

khả năng phá sản cũng thấp hơn so với các doanh nghiệp nhỏ. Những đặc điểm

trên dẫn đến quy mô có quan hệ cùng chiều với đòn bẩy tài chính.

Theo lý thuyết về chi phí đại diện cho rằng chi phí đại diện cũng thật sự

lớn đối với các doanh nghiệp nhỏ vì các doanh nghiệp này có động lực chấp nhận

rủi ro để tăng trưởng, đặc biệt nếu các doanh nghiệp có đặc tính trách nhiệm hữu

hạn về vốn. Mối quan hệ này cũng được giải thích bởi lý thuyết bất cân xứng về

thông tin. Theo đó, khi doanh nghiệp có quy mô càng nhỏ, sự bất cân xứng về

thông tin càng lớn. Fama và Jensen (1983), Rajan và Zingales (1995) cho rằng

các doanh nghiệp lớn có khuynh hướng công bố thông tin cho người bên ngoài

nhiều hơn các doanh nghiệp nhỏ. Sự bất cân xứng thông tin ít hơn với các doanh

nghiệp lớn làm các doanh nghiệp nhỏ khó có điều kiện để tiếp cận các khoản tín

dụng và có khuynh hướng sử dụng vốn chủ nhiều hơn các khoản nợ. Trong khi

đó, các doanh nghiệp có quy mô lớn có chi phí đại diện thấp, chi phí kiểm soát

thấp, ít chênh lệch thông tin hơn so với các doanh nghiệp nhỏ hơn, dòng tiền ít

biến động, dễ dàng tiếp cận thị trường tín dụng, và sử dụng nhiều nợ vay hơn để

có lợi nhiều hơn từ tấm chắn thuế.

Có rất nhiều nghiên cứu thực nghiệm xem xét vai trò quy mô doanh

nghiệp như Warner (1977); Marsh (1982); Petit và Singer (1985); Titman và

Wessels (1988); Rajan và Zingales (1995) ở các nước phát triển; Friend và

Hasbrouck (1998); Wiwattnakantang (1999); Pendey (2001); Huang và Song

(2002); Frank và Goyal (2002); Panno, Ojah và Manrique (2003); và Chen

(2004) ở các nước đang phát triển; và gần đây nhất là nghiên cứu của Psillaki và

Daskalakis (2009) đã nghiên cứu các doanh nghiệp vừa và nhỏ ở Hy Lạp, Ý, Bồ

Đào Nha cũng đã cho thấy quy mô của doanh nghiệp và đòn bẩy tài chính có mối

quan hệ tỷ lệ thuận (+).

Tuy nhiên, nghiên cứu của Rajan và Zingales (1995) ở Đức, các doanh

nghiệp có quy mô lớn dễ dàng tiếp cận với thị trường cổ phiếu nên có nhiều

thuận lợi hơn và do đó ít sử dụng nợ. Sau đó được Kremp et al. (1999) đã

nghiên cứu lập luận rằng mối quan hệ nghịch mà Rajan và Zingales (1995) kết

luận là do đặc trưng riêng của luật phá sản Đức và sự bảo vệ các chủ nợ tốt hơn

các quốc gia khác của hệ thống ngân hàng Hausbank ở Đức chứ không phải do

kết quả của thông tin bất cân xứng; kết quả nghiên cứu của Beven và Danbolt

(2002) lại cho thấy quy mô doanh nghiệp có quan hệ tỷ lệ nghịch với nợ ngắn

hạn và tỷ lệ thuận với nợ dài hạn.

Do đó, giả thiết thứ tƣ (H4) đƣợc xây dựng nhƣ sau: quy mô của

doanh nghiệp có quan hệ tỷ lệ thuận (+) hoặc tỷ lệ nghịch (-) với đòn bẩy tài

chính.

Quy mô của doanh nghiệp được đo lường như sau:

Quy mô doanh nghiệp (SIZE) = Ln (Tổng tài sản cuối kỳ)

Ln là logarit cơ số e.

3.1.6 Cơ hội tăng trƣởng (Growth opportunities)

Theo lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn cho rằng, các doanh nghiệp có cơ

hội tăng trưởng cao thường là các doanh nghiệp có tỷ trọng tài sản vô hình

cũng cao. Do đặc thù là tài sản vô hình nên các doanh nghiệp này thường không

có tài sản để đảm bảo các khoản vay.

Theo lý thuyết về chi phí đại diện cho rằng tồn tại một quan hệ nghịch

chiều giữa đòn bẩy tài chính và cơ hội tăng trưởng, các doanh nghiệp có triển

vọng tăng trưởng trong tương lai thường dựa vào tài trợ bằng vốn chủ sở hữu.

Nếu một doanh nghiệp có đòn bẩy tài chính cao thì các cổ đông của doanh

nghiệp có khuynh hướng không đầu tư nhiều vào các dự án của doanh nghiệp bởi

vì lợi nhuận từ các khoản đầu tư này sẽ có lợi cho các chủ nợ hơn là cho các cổ

đông. Những chi phí như vậy rất đáng kể, và nếu như vậy các doanh nghiệp tăng

trưởng cao với nhiều dự án sinh lời thường dựa vào vốn chủ sở hữu nhiều hơn nợ

vay.

Các nghiên cứu thực nghiệm của Jensen (1986); Titman và Wessels

(1988); Stulz (1990); Rajan và Zingales (1995); Kim và Stulz (1996);

Hovakimian et al. (2001); Gaud et al. (2005) cho rằng cơ hội tăng trưởng có

quan hệ nghịch chiều (-) với đòn bẩy tài chính.

Tuy nhiên, theo lý thuyết trật tự phân hạng, Myers (1984) cho rằng cơ hội

tăng trưởng có mối quan hệ thuận (+) với đòn bẩy tài chính. Khi các doanh

nghiệp có cơ hội phát triển cao thì các nguồn vốn nội bộ ưu tiên sử dụng trước,

nếu vẫn chưa đủ thì mới sử dụng đến nợ. Ủng hộ mối liên hệ này là Kester

(1985); Michaelas at al. (1999); Acs và Isberg (1996); Um và Booth et al.

(2001); Gomes và Leal (2001); Bevan và Danbolt (2002, 2004); Ramalho và da

Silva (2007).

Do đó, giả thiết thứ năm (H5) đƣợc xây dựng nhƣ sau: đòn bẩy tài

chính có mối quan hệ tỷ lệ nghịch (-) hoặc tỷ lệ thuận (+) với cơ hội tăng

trƣởng.

Cơ hội tăng trưởng thường được đo lường bằng chỉ số Tobin’s Q (tỷ lệ giá

trị thị trường/giá trị sổ sách của tổng tài sản), tuy nhiên, do hạn chế về số liệu

nên trong nghiên cứu này tác giả sử dụng tốc độ tăng trưởng của tổng tài sản,

được tính như sau:

Cơ hội tăng trưởng (GROW) = Tổng tài sản(t) – Tổng tài sản(t-1) Tổng tài sản(t-1)

3.1.7 Rủi ro kinh doanh (Business Risk)

Theo lý thuyết đánh đổi, đòn bẩy tài chính và rủi ro kinh doanh có quan

hệ ngược chiều. Các doanh nghiệp có rủi ro kinh doanh cao sẽ có khả năng kiệt

quệ tài chính cao hơn, do dao động cao của thu nhập hoạt động, vì vậy các

doanh nghiệp phải cân nhắc giữa lợi ích về thuế với chi phí phá sản. Ngoài ra,

các chủ nợ sẽ hạn chế cho vay đối với các doanh nghiệp có rủi ro cao và họ sẽ

yêu cầu trả một khoản lãi vay cao hơn.

Theo lý thuyết trật tự phân hạng, rủi ro kinh doanh có quan hệ ngược

chiều với đòn bẩy tài chính. Các doanh nghiệp có rủi ro cao thì sẽ tích lũy vốn ở

những năm hoạt động có lợi nhuận để tránh đánh mất cơ hội đầu tư ở những

thời điểm thiếu vốn (Myers, 1977).

Các nhà nghiên cứu như DeAnglo và Masulis (1980); Titman và Wessels

(1988); Kremp et al. (1999); Booth et al. (2001); Bhaduri (2002); Frank và Goyal

(2003); De jong et al (2008) cũng cho ra kết quả tương quan nghịch (-) giữa đòn

bẩy tài chính và rủi ro kinh doanh

Do đó, giả thiết thứ sáu (H6) đƣợc xây dựng nhƣ sau: rủi ro kinh

doanh đƣợc xem có quan hệ nghịch chiều (-) với đòn bẩy tài chính.

Có nhiều cách đo lường rủi ro kinh doanh, như được tính bằng độ lệch

chuẩn của ROA, nhưng trong đề tài tác giả đo lường rủi ro kinh doanh như sau:

Rủi ro kinh doanh (RISK) = % biến động EBIT % biến động doanh thu thuần

3.1.8 Đặc điểm riêng của sản phẩm (Uniqueness)

Timan (1988) đưa ra lý giải về quyết định thanh lý của doanh nghiệp

liên quan đến tình trạng phá sản. Khi một doanh nghiệp rơi vào tình trạng phá

sản, nếu như sản phẩm tồn kho của doanh nghiệp có tính độc đáo riêng mà khó

có thể tìm kiếm trên thị trường thì giá trị sản phẩm thu hồi sau thanh lý ít hay nói

cách khác là thị trường thứ cấp có tính cạnh tranh cho hàng tồn kho và các thiết

bị sản xuất của doanh nghiệp có thể không có dẫn đến các chủ nợ hạn chế cho

vay. Do đó các doanh nghiệp có các sản phẩm độc đáo thường có đòn bẩy tài

chính thấp. Điều này cũng được khẳng định qua kết quả nghiên cứu của Titman

và Wessels (1998).

Do đó, giả thiết thứ bảy (H7) đƣợc xây dựng nhƣ sau: Đặc điểm riêng

của sản phẩm tỷ lệ nghịch (-) với đòn bẩy tài chính.

Đặc điểm riêng của sản phẩm có thể đo lường bằng tỷ lệ giá vốn hàng bán

trên tổng doanh thu thuần hoặc tỷ lệ chi phí nghiên cứu và phát triển (R&D) trên

tổng doanh thu. Do hạn chế về số liệu chi phí R&D, nên tác giả sử dụng tỷ lệ giá

vốn hàng bán trên doanh thu thuần:

Đặc điểm riêng của sản phẩm (UNI) = Giá vốn hàng bán Doanh thu thuần

3.1.9 Tính thanh khoản (Liquidity)

Các doanh nghiệp có tỷ lệ thanh khoản cao có thể sử dụng nhiều nợ vay do

doanh nghiệp có thể trả các khoản nợ vay ngắn hạn khi đến hạn. Như vậy có

nghĩa là tính thanh khoản của doanh nghiệp có quan hệ tỷ lệ thuận (+) với đòn

bẩy tài chính.

Mặt khác, theo lý thuyết trật tự phân hạng cho rằng các doanh nghệp có

nhiều tài sản thanh khoản có thể sử dụng các tài sản này tài trợ cho các khoản đầu

tư của mình. Do vậy, tính thanh khoản của doanh nghiệp có quan hệ tỷ lệ

nghịch (-) với đòn bẩy tài chính. Các nghiên cứu liên quan Rajan and Zingales

(1995), Wald (1999), Ozkan (2001), Panno (2003), Deesomsak, Pandyal and

Pescetto (2004).

Do đó, giả thiết thứ tám (H8) đƣợc xây dựng nhƣ sau: Tính thanh

khoản của doanh nghiệp có tác động (+) hoặc (-) đến đòn bẩy tài chính.

Tính thanh khoản được tính toán theo công thức sau:

Tính thanh khoản (LIQ) = Tài sản ngắn hạn Nợ ngắn hạn

3.1.10 Tấm chắn thuế phi nợ (None-debt tax shields)

Khi các khoản lợi ích thuế này càng cao, dòng tiền ròng về từ lợi nhuận

kinh doanh đối với cổ đông càng lớn. DeAngelo và Masulis (1980) cho rằng tấm

chắn thuế phi nợ có thể thay thế cho tấm chắn thuế do sử dụng nợ vay. Kết quả

là những doanh nghiệp với tấm chắn thuế này cao so với dòng tiền dự toán sẽ sử

dụng ít nợ trong cấu trúc vốn.

Các nghiên cứu thực nghiệm: Ross (1985); Titman và Wessels (1988);

Cheplinsky và Niehaus (1993); Wald (1999) cũng cho kết quả thống nhất ở Pháp,

Mỹ, Nhật, Đức và Anh.

Do đó, giả thiết thứ chín (H9) đƣợc xây dựng nhƣ sau: Tấm chắn thuế

phi nợ có mối quan hệ nghịch chiều (-) với đòn bẩy tài chính.

Được tính toán theo công thức sau:

Tấm chắn thuế phi nợ (NDTS) = Khấu hao tài sản cố định Tổng tài sản

3.1.11 Tổng hợp các giả thiết nghiên cứu

Ký hiệu

Nhân tố tác động

Giả thiết nghiên cứu

Lợi nhuận Tài sản hữu hình Thuế thu nhập doanh nghiệp Quy mô doanh nghiệp Cơ hội tăng trưởng Rủi ro kinh doanh Đặc điểm riêng của sản phẩm Tính thanh khoản Tấm chắn thuế phi nợ

Chiều hƣớng tác động theo các kết quả đã nghiên cứu - + + - - - - -

Chiều hƣớng tác động theo lý thuyết +/- + + +/- +/- - - +/- -

ROA TANG TAX SIZE GROW RISK UNI LIQ NDTS

H1 H2 H3 H4 H5 H6 H7 H8 H9

Kỳ vọng chiều hƣớng tác động của tác giả +/- + + +/- +/- - - +/- - Bảng 3.1: Tổng hợp các biến và giả thuyết nghiên cứu (nguồn: tác giả tổng hợp)

3.2 Đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu

Đối tượng nghiên cứu: Các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị

trường chứng khoán Việt Nam: Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí

Minh và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội.

Phạm vi nghiên cứu: 522 doanh nghiệp tiêu biểu đại diện cho gần 750

doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam tính đến

31/12/2011.

3.3 Nguồn dữ liệu và phƣơng pháp xử lý dữ liệu

Số liệu tác giả thu thập là số liệu báo cáo tài chính đã kiểm toán từ

31/12/2008 đến 31/12/2011 được công bố trên các phương tiện thông tin đại

chúng. Tác giả sử dụng phương pháp hệ thống hóa dữ liệu thu thập được từ các

nguồn, sử dụng phương pháp thống kê, phân tích và so sánh số liệu, ứng dụng

mô hình hồi quy kinh tế lượng để đánh giá tác động của các biến độc lập đến

biến phụ thuộc như thế nào. Sử dụng các chương trình như Microsoft Office

Excel, Eviews để hỗ trợ tính toán trong nghiên cứu. Do dữ liệu thu thập trong 4

năm nên các biến tăng trưởng như GROW, RISK chỉ tính được 3 năm (2009 -

2011) trong mô hình, đồng thời do xử lý số liệu không phù hợp nên các mẫu

quan sát của các biến là không giống nhau nghĩa là dữ liệu không cân bằng.

3.4 Lựa chọn mô hình nghiên cứu

Căn cứ vào kết quả của các nghiên cứu thực nghiệm trước đây, tác giả xây

dựng các giả thiết và biến số về cấu trúc vốn (các biến độc lập) và các nhân tố tác

động đến cấu trúc vốn (biến phụ thuộc), do có nhiều biến độc lập (ROA, TANG,

TAX, SIZE, GROW, RISK, UNI, LIQ, NDTS) cùng tác động đến biến phụ thuộc

(STD, LTD, TD), đồng thời kết quả thu thập số liệu của tác giả là dạng dữ liệu

bảng còn được gọi bằng các tên khác như là dữ liệu gộp chung (gộp chung các

quan sát chéo và chuỗi thời gian), là sự kết hợp của dữ liệu chéo và chuỗi thời

gian nên khi sử dụng phân tích hồi quy dựa trên các dữ liệu đó được gọi là mô

hình hồi quy dữ liệu bảng. Tác giả sử dụng phân tích dữ liệu bảng (Panel Data)

để nghiên cứu các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp.

Trong phân tích dữ liệu bảng thì có 2 mô hình được sử dụng phổ biến là

mô hình hồi quy biến giả bình phương nhỏ nhất - FEM (Fixed effects least

squares dummy variable model - LSDV) và mô hình các tác động ngẫu nhiên –

REM (Random effects model). Mỗi mô hình đều có ưu, nhược điểm và khắc

phục được những hạn chế của mô hình hồi quy bình phương nhỏ nhất thông

thường (OLS) vì chứa nhiều thông tin hữu ích hơn, tính biến thiên nhiều hơn, ít

hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến hơn, nhiều bậc tự do hơn và hiệu quả cao

hơn; đồng thời với việc cung cấp dữ liệu với số quan sát rất lớn chúng ta sẽ giảm

đến mức thấp nhất hiện tượng chệnh có thể xảy ra nếu chúng ta gộp các cá nhân

hay các doanh nghiệp theo những biến số có mức tổng hợp cao. Tùy vào mục

đích nghiên cứu và bộ số liệu mà từ đó ta có thể lựa chọn ra mô hình phù hợp.

Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng phân tích hồi quy cả 2 mô hình, sau đó sẽ

tiến hành kiểm định Hausman test để lựa chọn mô hình phù hợp giữa FEM và

REM.

3.4.1 Mô hình FEM (Fixed effects least squares dummy variable model)

Mô hình FEM giả định rằng tung độ gốc thay đổi theo i và hệ số gốc

không thay đổi

Trong đó,

Yit: là các biến phụ thuộc (STD, LTD, TD)

Xit : là các biến độc lập (ROA, TANG, TAX, SIZE, GROW, RISK, UNI,

LIQ, NDTS)

β : các hệ số hồi quy

uit : nhiễu trắng

3.4.2 Mô hình REM (Random effects model)

Mô hình REM giả định rằng đặc điểm giữa các thực thể là ngẫu nhiên và

không tương quan đến biến giải thích.

Trong đó,

Yit: là các biến phụ thuộc (STD, LTD, TD)

Xit : là các biến độc lập (ROA, TANG, TAX, SIZE, GROW, RISK, UNI,

LIQ, NDTS)

β : biến ngẫu nhiên với giá trị trung bình là β1 (không có ký hiệu dưới

dòng i)

uit : nhiễu trắng

3.4.3 Kiểm định Hausman test

Kiểm định Hausman test nhằm mục đích là đánh giá xem ta nên chọn mô

hình FEM hay REM. Với giả thuyết Ho: Ước lượng của 2 mô hình trên là giống

nhau. Nếu bác bỏ Ho, nghĩa là chấp nhận H1, tức là REM không hợp lý nên sử

dụng mô hình FEM.

Do đó, tác giả thiết lập mô hình xem xét các nhân tố tác động đến cấu

trúc vốn của các doanh nghiệp đang niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt

Nam như sau:

STD = f(ROA; TANG; TAX; SIZE; GROW; RISK; UNI; LIQ; NDTS)

LTD = f(ROA; TANG; TAX; SIZE; GROW; RISK; UNI; LIQ; NDTS)

TD = f(ROA; TANG; TAX; SIZE; GROW; RISK; UNI; LIQ; NDTS)

Trong đó,

(Short Term Debt) : tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản ; STD

(Long Term Debt) : tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản; LTD

(Total Debt) : tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản; TD

ROA (Return on Assets) : tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản;

TANG (Tangible Assets) : tỷ lệ tài sản hữu hình trên tổng tài sản;

TAX (Business Income Tax) : thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp;

SIZE (Business size) : quy mô doanh nghiệp;

GROW (Growth opportunoties) : cơ hội tăng trưởng;

RISK (Operating Risk) : rủi ro kinh doanh;

UNI (Uniqueness) : đặc điểm riêng của sản phẩm;

LIQ (Liquidity) : tính thanh khoản;

NDTS (Non-debt tax shields) : tấm chắn thuế phi nợ;

4. Kết quả nghiên cứu

4.1 Thống kê mô tả:

Từ số liệu thu thập đã qua xử lý, tiến hành chạy số liệu từ chương trình

Eviews ta được kết quả thống kê của các biến phụ thuộc như sau:

LTD

TD

STD

Mean

0.115283 0.524463 0.410628

Median

0.044621 0.554759 0.399586

Maximum

0.746224 1.134272 1.132862

Minimum

0.000000 0.000569 0.002616

Std. Dev.

0.151551 0.225191 0.212452

Skewness

1.685813

-0.28340 0.224030

Kurtosis

5.267190 2.157629 2.229331

Observations

2088

Bảng 4.1: Kết quả thống kê mô tả của các biến phụ thuộc (nguồn: kết quả

chạy mô hình từ EViews)

Qua bảng thống kê giai đoạn từ 2008 – 2011, ta thấy:

Các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam đang sử

dụng đòn bẩy tài chính khá cao, tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản trung bình là

52,4%, trong đó tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản chiếm 41,1% cao hơn tỷ lệ nợ

dài hạn trên tổng tài sản chiếm 11,53%. Trong 522 doanh nghiệp khảo sát thì chỉ

một doanh nghiệp có tỷ lệ nợ trên tổng tài sản cũng là tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng

tài sản cao nhất là 113% (nợ dài hạn rất nhỏ) là Công ty CP Café An Giang vì

trong năm 2011 do công ty lỗ và vốn chủ sở hữu âm 53 tỷ đồng.

Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản của các doanh nghiệp niêm yết của Việt

Nam trung bình khoảng 11,5%, đơn vị sử dụng nợ dài hạn trên tổng tài sản cao

nhất chiếm tỷ lệ 74,6% là CTCP Hàng hải Đông Đô – DDM.

Tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản bình quân là 41,1%, cao nhất là 113%

là Công ty CP Café An Giang lý do như đã phân tích ở trên.

Qua kết quả thống kê, ta có thể thấy rằng các doanh nghiệp niêm yết trên

thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2008 – 2011 sử dụng nhiều nợ trên

tổng tài sản, đặc biệt nợ ngắn hạn nhiều hơn nợ dài hạn trong cấu trúc vốn. Điều

này là khác biệt cơ bản của các doanh nghiệp Việt Nam so với các doanh nghiệp

Trung Quốc. Các công ty Trung Quốc sử dụng ít nợ dài hạn, ít nợ phải trả và

nhiều vốn cổ phần hơn so với các nước đã phát triển như Mỹ, Nhật, Đức, Pháp,

Ý, Anh, Canada và một số nước đang phát triển như Ấn Độ, Pakistan, Thổ Nhĩ

Kỳ. Các công ty Trung Quốc dựa vào tài trợ bên ngoài cao hơn đặc biệt là vốn cổ

phần khi so sánh với các quốc gia phát triển. Theo kết quả nghiên cứu của Samuel G.H. Huang và Frank M.Song (2002) đã trình bày.

4.2 Phân tích tƣơng quan:

GROW

LIQ

NDTS

RISK

ROA

SIZE

TANG

TAX

UNI

1,000000

GROW

-0.010830

1,000000

LIQ

-0.032157

-0.059444

1,000000

NDTS

-0.008028

-0.007499

0.032915

1,000000

RISK

-0.012355

0.205457

0.036778

-0.048272

1,000000

ROA

0.018885

-0.122531

-0.098736

-0.029230

-0.101645

1,000000

SIZE

-0.046792

-0.171973

0.362131

-0.018071

-0.155090

-0.002816

1,000000

TANG

0.000970

-0.004539

0.011329

-0.004331

0.045213

-0.008128

-0.020244

1,000000

TAX

0.022263

-0.225810

-0.069794

0.024906

-0.396441

-0.063126

0.028369

-0.022874

1,000000

UNI

Bảng 4.2: kết quả tương quan giữa các biến trong mô hình (nguồn: kết quả

chạy mô hình từ chương trình EViews)

Để khẳng định tính phù hợp của các biến độc lập sử dụng trong mô hình,

tác giả tiến hành phân tích tương quan để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến

giữa các biến. Qua bảng kết quả phân tích, ta thấy hệ số tương quan giữa các

biến độc lập là rất thấp nên ta có thể kết luận là không có hiện tượng đa cộng

tuyến giữa các biến độc lập.

4.3 Phân tích hồi quy:

4.3.1 Phƣơng trình hồi quy đối với biến STD

STD= f(ROA, TANG, TAX, SIZE, GROW, RISK, UNI, LIQ, NDTS)

Dependent Variable: STD

Method: Panel Least Squares

Date: 12/27/12 Time: 02:12

Sample: 1 2088

Periods included: 3

Cross-sections included: 522

Total panel (unbalanced) observations: 1418

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

ROA

-0.334534

0.056922

-5.877109

0.0000

TANG

0.049449

0.023281

2.124036

0.0339

TAX

0.000516

0.002589

0.199187

0.8422

SIZE

-0.013277

0.008661

-1.532956

0.1256

GROW

0.019551

0.005093

3.838915

0.0001

RISK

-7.88E-05

0.000574

-0.137402

0.8907

UNI

-0.075493

0.038368

-1.967627

0.0494

LIQ

-0.044498

0.002560

-17.38324

0.0000

NDTS

-0.046144

0.187358

-0.246289

0.8055

0.912715

0.240510

3.794910

0.0002

Kết quả chạy mô hình FEM:

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

R-squared

0.930917 Mean dependent var

0.413046

Adjusted R-squared

0.889638 S.D. dependent var

0.205154

S.E. of regression

0.068154 Akaike info criterion -2.254321

Sum squared resid

4.120037 Schwarz criterion

-0.285726

Log likelihood

2129.314 Hannan-Quinn criter. -1.518885

F-statistic

22.55203 Durbin-Watson stat

2.603827

Prob(F-statistic)

0.000000

Bảng 4.3: Kết quả phân tích hồi quy của biến STD khi sử dụng mô hình FEM

(nguồn: kết quả chạy mô hình từ chương trình EViews)

Nhìn vào bảng kết quả hồi quy trên ta có thể kết luận các mối quan hệ giữa

biến phụ thuộc STD với các biến độc lập như sau:

Giả thuyết

Mối quan hệ

Dấu tác động

Kết luận

STD

ROA

(-)

Chấp nhận

STD

TANG

(+)

Chấp nhận

STD

TAX

Bác bỏ

STD

SIZE

(-)

Chấp nhận

STD

GROW

(+)

Chấp nhận

STD

RISK

Bác bỏ

STD

UNI

(-)

Chấp nhận

STD

LIQ

(-)

Chấp nhận

STD

NDTS

Bác bỏ

Dependent Variable: STD

Method: Panel EGLS (Cross-section random effects)

Date: 12/27/12 Time: 02:14

Sample: 1 2088

Kết quả mô hình REM:

Periods included: 3

Cross-sections included: 522

Total panel (unbalanced) observations: 1418

Swamy and Arora estimator of component variances

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

ROA

-0.266825

0.049389

-5.402467

0.0000

TANG

0.047240

0.019449

2.428900

0.0153

TAX

0.001000

0.002521

0.396628

0.6917

SIZE

-0.002997

0.004466

-0.671119

0.5023

GROW

0.021677

0.004849

4.470033

0.0000

RISK

0.000257

0.000559

0.460494

0.6452

UNI

0.132116

0.030076

4.392685

0.0000

LIQ

-0.050413

0.002270

-22.20850

0.0000

NDTS

-0.556393

0.140466

-3.961038

0.0001

0.493004

0.127598

3.863716

0.0001

Effects Specification

S.D.

Rho

Cross-section random

0.138643

0.8054

Idiosyncratic random

0.068154

0.1946

Weighted Statistics

R-squared

0.312631 Mean dependent var 0.117139

Adjusted R-squared

0.308237 S.D. dependent var

0.085448

S.E. of regression

0.070789 Sum squared resid

7.055642

F-statistic

71.15438 Durbin-Watson stat 1.589764

Prob(F-statistic)

0.000000

Bảng 4.4: Kết quả phân tích hồi quy của biến STD khi sử dụng mô hình REM

(nguồn: kết quả chạy mô hình từ chương trình EViews)

Nhìn vào bảng kết quả hồi quy ta có kết luận như sau:

Giả thuyết

Mối quan hệ

Dấu tác động

Kết luận

ROA

STD

Chấp nhận

(-)

TANG

STD

Chấp nhận

(+)

TAX

STD

Bác bỏ

SIZE

STD

Bác bỏ

GROW

STD

(+)

Chấp nhận

RISK

STD

Bác bỏ

UNI

STD

Chấp nhận

(+)

LIQ

STD

Chấp nhận

(-)

NDTS

STD

Chấp nhận

(-)

Ta thấy kết quả hồi quy giữa hai mô hình FEM và REM có sự khác nhau

giữa 2 giả thuyết H4, H7 và H9. Ta tiến hành kiểm định Hausman test để chọn

Correlated Random Effects - Hausman Test

Equation: Untitled

Test cross-section random effects

Chi-Sq.

Test Summary

Statistic Chi-Sq. d.f.

Prob.

Cross-section random

122.841970

0.0000

Cross-section random effects test comparisons:

Variable

Fixed

Random Var (Diff.)

Prob.

ROA

-0.334534

-0.266825

0.000801

0.0167

TANG

0.049449

0.047240

0.000164

0.8629

TAX

0.000516

0.001000

0.000000

0.4119

SIZE

-0.013277

-0.002997

0.000055

0.1660

GROW

0.019551

0.021677

0.000002

0.1716

mô hình phù hợp, kết quả kiểm định như sau:

RISK

-0.000079

0.000257

0.000000

0.0104

-0.075493

0.132116

0.000567

0.0000

UNI

-0.044498

-0.050413

0.000001

0.0000

LIQ

NDTS

-0.046144

-0.556393

0.015372

0.0000

Bảng 4.5: Kết quả kiểm định Hausman test của biến STD giữa mô hình FEM và

mô hình REM (nguồn: kết quả chạy mô hình từ chương trình EViews)

Ta thấy giá trị Prob. =0.0000<0.05 nên chấp nhận giả thuyết H1, tức là ta

nên sử dụng kết quả của mô hình FEM.

Phương trình hồi quy cụ thể của biến STD:

STD = 0,913 – 0,335ROA + 0,049TANG – 0,013SIZE + 0,020GROW –

0,075UNI- 0,044LIQ

4.3.2 Phƣơng trình hồi quy đối với biến LTD

LTD= f(ROA, TANG, TAX, SIZE, GROW, RISK, UNI, LIQ, NDTS)

Dependent Variable: LTD

Method: Panel Least Squares

Date: 12/27/12 Time: 02:08

Sample: 1 2088

Periods included: 3

Cross-sections included: 522

Total panel (unbalanced) observations: 1418

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

ROA

-0.095200

0.065789

-1.447060

0.1482

TANG

0.025123

0.026907

0.933669

0.3507

TAX

0.004553

0.002992

1.521410

0.1285

SIZE

0.044207

0.010010

4.416113

0.0000

GROW

0.016046

0.005886

2.726077

0.0065

RISK

0.000429

0.000663

0.647572

0.5174

UNI

0.028077

0.044345

0.633160

0.5268

Kết quả chạy mô hình FEM:

0.015546

0.002959

5.254568

0.0000

LIQ

-0.151029

0.216545

-0.697449

0.4857

NDTS

-1.125856

0.277977

-4.050185

0.0001

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

R-squared

0.852335 Mean dependent var

0.121039

Adjusted R-squared

0.764102 S.D. dependent var

0.162182

S.E. of regression

0.078770 Akaike info criterion

-1.964773

Sum squared resid

5.503642 Schwarz criterion

0.003822

Log likelihood

1924.024 Hannan-Quinn criter.

-1.229337

F-statistic

9.660076 Durbin-Watson stat

3.488975

Prob(F-statistic)

0.000000

Bảng 4.6: Kết quả phân tích hồi quy của biến LTD khi sử dụng mô hình FEM

(nguồn: kết quả chạy mô hình từ chương trình EViews)

Nhìn vào bảng kết quả hồi quy trên ta có thể kết luận các mối quan hệ giữa

biến phụ thuộc LTD với các biến độc lập như sau:

Giả thuyết

Mối quan hệ

Dấu tác động

Kết luận

(-)

Chấp nhận

LTD

ROA

LTD

TANG

Bác bỏ

LTD

TAX

Chấp nhận

(+)

LTD

SIZE

Chấp nhận

(+)

LTD

GROW

Chấp nhận

(+)

LTD

RISK

Bác bỏ

LTD

UNI

Bác bỏ

LTD

LIQ

(+)

Chấp nhận

LTD

NDTS

Bác bỏ

Dependent Variable: LTD

Kết quả mô hình REM:

Method: Panel EGLS (Cross-section random effects)

Date: 12/27/12 Time: 02:10

Sample: 1 2088

Periods included: 3

Cross-sections included: 522

Total panel (unbalanced) observations: 1418

Swamy and Arora estimator of component variances

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

ROA

-0.355608

0.051909

-6.850664

0.0000

TANG

0.075023

0.020029

3.745815

0.0002

TAX

0.005483

0.002855

1.920463

0.0550

SIZE

0.038651

0.004029

9.593852

0.0000

GROW

0.024054

0.005402

4.452374

0.0000

RISK

9.23E-05

0.000632

0.146029

0.8839

UNI

-0.120611

0.030096

-4.007583

0.0001

LIQ

0.008001

0.002420

3.305693

0.0010

NDTS

0.557511

0.138574

4.023188

0.0001

-0.872197

0.116489

-7.487370

0.0000

Effects Specification

S.D.

Rho

Cross-section random

0.111839

0.6684

Idiosyncratic random

0.078770

0.3316

Weighted Statistics

R-squared

0.126243 Mean dependent var 0.046766

Adjusted R-squared

0.120658 S.D. dependent var

0.086326

S.E. of regression

0.081134 Sum squared resid

9.268581

F-statistic

22.60355 Durbin-Watson stat 2.150065

Prob(F-statistic)

0.000000

Bảng 4.7: Kết quả phân tích hồi quy của biến LTD khi sử dụng mô hình REM

(nguồn: kết quả chạy mô hình từ chương trình EViews)

Nhìn vào bảng kết quả hồi quy ta có kết luận như sau:

Giả thuyết

Mối quan hệ

Dấu tác động

Kết luận

LTD

ROA

Chấp nhận

(-)

LTD

TANG

Chấp nhận

(+)

LTD

TAX

Chấp nhận

(+)

LTD

SIZE

Chấp nhận

(+)

LTD

GROW

Chấp nhận

(+)

LTD

RISK

Bác bỏ

LTD

UNI

Chấp nhận

(-)

LTD

LIQ

Chấp nhận

(+)

LTD

NDTS

Chấp nhận

(+)

Ta thấy kết quả hồi quy giữa hai mô hình FEM và REM có sự khác nhau

giữa các giả thuyết H2, H7, H9. Ta tiến hành kiểm định Hausman test để chọn

Correlated Random Effects - Hausman Test

Equation: Untitled

Test cross-section random effects

Chi-Sq.

Test Summary

Statistic Chi-Sq. d.f.

Prob.

Cross-section random

98.482336

0.0000

Cross-section random effects test comparisons:

Variable

Fixed Random Var(Diff.)

Prob.

ROA

-0.095200

-0.355608

0.001634

0.0000

TANG

0.025123

0.075023

0.000323

0.0055

TAX

0.004553

0.005483

0.000001

0.2997

mô hình phù hợp, kết quả kiểm định như sau:

SIZE

0.044207

0.038651

0.000084

0.5444

GROW

0.016046

0.024054

0.000005

0.0006

0.000429

0.000092

0.000000

0.0929

RISK

0.028077

-0.120611

0.001061

0.0000

UNI

0.015546

0.008001

0.000003

0.0000

LIQ

NDTS

-0.151029

0.557511

0.027689

0.0000

Bảng 4.8: Kết quả kiểm định Hausman test của biến LTD giữa mô hình FEM và

mô hình REM (nguồn: kết quả chạy mô hình từ chương trình EViews)

Ta thấy giá trị Prob =0.000<0.05 nên chấp nhận giả thuyết H1, tức là ta

nên sử dụng kết quả của mô hình FEM.

Phương trình hồi quy cụ thể của biến LTD

LTD = -1,126 – 0,095ROA + 0,004TAX + 0,044SIZE + 0,016 GROW + 0,016

LIQ

4.3.3 Phƣơng trình hồi quy đối với biến TD

TD= f(ROA, TANG, TAX, SIZE, GROW, RISK, UNI, LIQ, NDTS)

Dependent Variable: TD

Method: Panel Least Squares

Date: 12/27/12 Time: 02:16

Sample: 1 2088

Periods included: 3

Cross-sections included: 522

Total panel (unbalanced) observations: 1418

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

ROA

-0.417678

0.068022

-6.140325

0.0000

TANG

0.073647

0.027821

2.647187

0.0083

TAX

0.005045

0.003094

1.630460

0.1034

SIZE

0.032575

0.010350

3.147315

0.0017

Kết quả chạy mô hình FEM:

GROW

0.035328

0.006086

5.804830

0.0000

RISK

0.000372

0.000686

0.542280

0.5878

UNI

-0.049943

0.045850

-1.089276

0.2763

LIQ

-0.028750

0.003059

-9.398452

0.0000

NDTS

-0.171494

0.223896

-0.765952

0.4439

-0.257916

0.287413

-0.897369

0.3698

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

R-squared

0.917112 Mean dependent var

0.533293

Adjusted R-squared

0.867584 S.D. dependent var

0.223817

S.E. of regression

0.081445 Akaike info criterion -1.898004

Sum squared resid

5.883660 Schwarz criterion

0.070591

Log likelihood

1876.685 Hannan-Quinn criter. -1.162568

F-statistic

18.51728 Durbin-Watson stat

3.587657

Prob(F-statistic)

0.000000

Bảng 4.9: Kết quả phân tích hồi quy của biến TD khi sử dụng mô hình FEM

(nguồn: kết quả chạy mô hình từ chương trình EViews)

Nhìn vào bảng kết quả hồi quy trên ta có thể kết luận các mối quan hệ giữa

biến phụ thuộc TD với các biến độc lập như sau:

Giả thuyết

Mối quan hệ

Dấu tác động

Kết luận

ROA

(-)

Chấp nhận

TANG

(+)

Chấp nhận

TAX

(+)

Chấp nhận

SIZE

(+)

Chấp nhận

GROW

(+)

Chấp nhận

RISK

Bác bỏ

UNI

Bác bỏ

LIQ

(-)

Chấp nhận

NDTS

Bác bỏ

Dependent Variable: TD

Method: Panel EGLS (Cross-section random effects)

Date: 12/27/12 Time: 02:17

Sample: 1 2088

Periods included: 3

Cross-sections included: 522

Total panel (unbalanced) observations: 1418

Swamy and Arora estimator of component variances

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

ROA

-0.564886

0.055792

-10.12481

0.0000

TANG

0.114447

0.021697

5.274731

0.0000

TAX

0.006128

0.002977

2.058043

0.0398

SIZE

0.037386

0.004570

8.180535

0.0000

GROW

0.045247

0.005673

7.976256

0.0000

RISK

0.000562

0.000659

0.851924

0.3944

UNI

0.076744

0.032953

2.328895

0.0200

LIQ

-0.043221

0.002587

-16.71000

0.0000

NDTS

-0.152341

0.152483

-0.999064

0.3179

-0.473028

0.131557

-3.595619

0.0003

Effects Specification

S.D.

Rho

0.132063

0.7245

Cross-section random

0.081445

0.2755

Idiosyncratic random

Weighted Statistics

R-squared

0.327884 Mean dependent var 0.185035

Adjusted R-squared

0.323588 S.D. dependent var

0.103225

S.E. of regression

0.084995 Sum squared resid

10.17150

Kết quả mô hình REM:

F-statistic

76.31963 Durbin-Watson stat 2.142899

Prob(F-statistic)

0.000000

Bảng 4.10: Kết quả phân tích hồi quy của biến TD khi sử dụng mô hình REM

(nguồn: kết quả chạy mô hình từ chương trình EViews)

Nhìn vào bảng kết quả hồi quy ta có kết luận như sau:

Giả thuyết

Mối quan hệ

Dấu tác động

Kết luận

ROA

(-)

Chấp nhận

TANG

(+)

Chấp nhận

TAX

(+)

Chấp nhận

SIZE

(+)

Chấp nhận

GROW

(+)

Chấp nhận

RISK

Bác bỏ

UNI

(+)

Chấp nhận

LIQ

(-)

Chấp nhận

NDTS

Bác bỏ

Ta thấy kết quả hồi quy giữa hai mô hình FEM và REM có sự khác nhau

giữa các giả thuyết H7. Ta tiến hành kiểm định Hausman test để chọn mô hình

Correlated Random Effects - Hausman Test

Equation: Untitled

Test cross-section random effects

Chi-Sq.

Test Summary

Statistic

d.f. Prob.

Cross-section random

133.914479

9 0.0000

Cross-section random effects test comparisons:

Variable

Fixed

Random Var(Diff.) Prob.

phù hợp, kết quả kiểm định như sau:

-0.417678

-0.564886 0.001514 0.0002

ROA

0.073647

0.114447 0.000303 0.0191

TANG

0.005045

0.006128 0.000001 0.1978

TAX

0.032575

0.037386 0.000086 0.6044

SIZE

GROW

0.035328

0.045247 0.000005 0.0000

0.000372

0.000562 0.000000 0.3120

RISK

-0.049943

0.076744 0.001016 0.0001

UNI

-0.028750

-0.043221 0.000003 0.0000

LIQ

NDTS

-0.171494

-0.152341 0.026878 0.9070

Bảng 4.11: Kết quả kiểm định Hausman test của biến TD giữa mô hình FEM và

mô hình REM (nguồn: kết quả chạy mô hình từ chương trình EViews)

Ta thấy giá trị Prob =0.000<0.05 nên chấp nhận giả thuyết H1, tức là ta

nên sử dụng kết quả của mô hình FEM.

Phương trình cụ thể của biến TD

TD = -0,258 – 0,418ROA + 0,074TANG + 0,005TAX + 0,033SIZE +

0,035GROW – 0,029LIQ

4.3.4 Đánh giá kết quả mô hình

Kết quả nghiên cứu

Nhân tố tác động

STD LTD TD

Ký hiệu

Chiều hƣớng tác động theo lý thuyết

Giả thuyết nghiên cứu

Lợi nhuận

ROA

+/-

Chiều hƣớng tác động theo các kết quả đã nghiên cứu -

-

Tài sản hữu hình

TANG

+

Thuế thu nhập doanh

TAX

+

nghiệp

Quy mô doanh nghiệp

SIZE

+/-

+

-

+

Cơ hội tăng trưởng

GROW

+/-

-

+

Rủi ro kinh doanh

RISK

-

Đặc điểm riêng của sản

UNI

-

phẩm

Tính thanh khoản

LIQ

+/-

-

+

-

Tấm chắn thuế phi nợ

NDTS

-

Bảng 4.12: Tổng hợp các giả thuyết và kết quả nghiên cứu thực nghiệm các nhân

tố tác động đến cấu trúc vốn (nguồn: tác giả tổng hợp)

STD

LTD

TD

Biến

Hệ số hồi quy

Ý nghĩa thống kê

Hệ số hồi quy

Ý nghĩa thống kê

Hệ số hồi quy

-0.3345

0.0000

-0.0952

-0.4176

Ý nghĩa thống kê 0.0000

ROA

0.1482

0.0494

0.0339

0.0251

0.3507*

0.0736

0.0083

TANG

0.0005

0.8422*

0.0045

0.0050

0.1285

0.1034

TAX

-0.0132

0.0442

0.0000

0.0325

0.0017

0.1256

SIZE

0.0195

0.0001

0.0160

0.0065

0.0353

0.0000

GROW

-0.0000

0.8907*

0.0004

0.5174*

0.0003

0.5878*

RISK

-0.0754

0.0494

0.0281

0.5268*

-0.0499

0.2763*

UNI

-0.0445

0.0000

0.0155

0.0000

-0.0287

0.0000

LIQ

-0.0461

0.8055*

-0.1510

0.4857*

-0.1714

0.4439*

NDTS

0.9127

-1.1258

-0.2579

C

* Không có ý nghĩa thống kê

Bảng 4.13: Tổng hợp kết quả hệ số hồi quy, ý nghĩa thống kê của các biến

(nguồn: tác giả tổng hợp)

Bảng 4.12 và 4.13 cho thấy có bảy nhân tố có mối tương quan đến đòn

bẩy tài chính của doanh nghiệp. Đó là:

Lợi nhuận (ROA) tỷ lệ nghịch (-) với tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản, tỷ lệ

nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%) và tỷ

lệ nghịch với nợ dài hạn trên tổng tài sản (nhưng ý nghĩa thống kê ở mức

15%). Điều này phù hợp với các kết quả nghiên cứu thực nghiệm của các

tác giả trước đây và đúng với lý thuyết trật tự phân hạng trong tài trợ của

doanh nghiệp, nghĩa là các doanh nghiệp hoạt động có lợi nhuận nhiều sẽ có

nhiều nguồn vốn giữ lại để tài trợ cho các hoạt động của mình do vậy sẽ ít sử

dụng nợ vay hơn. Nhưng so với lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn thì kết quả thực

nghiệm này không phù hợp.

Tỷ lệ tài sản hữu hình trên tổng tài sản (TANG) tỷ lệ thuận (+) với tỷ lệ nợ

ngắn hạn trên tổng tài sản và tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản (có ý nghĩa thống kê

với mức ý nghĩa 5%); tỷ lệ thuận (+) với tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản nhưng

không có ý nghĩa thống kê. Điều này phù hợp với lý thuyết về chi phí đại diện và

các nghiên cứu thực nghiệm của các tác giả trước đây, có nghĩa là các doanh nghiệp

có tỷ lệ tài sản cố định hữu hình trên tổng tài sản cao sẽ sử dụng nhiều nợ hơn do

tính chất phù hợp về thời hạn giữa món vay và tính chất của tài sản, và tài sản cố

định hữu hình đóng vai trò là vật thế chấp trong các khoản vay dài hạn.

Thuế thu nhập doanh nghiệp (TAX) tỷ lệ thuận (+) với tỷ lệ tổng nợ

trên tổng tài sản, tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (với mức ý nghĩa thống kê

khoảng 10% - 13%), tỷ lệ thuận (+) tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản nhưng

không có ý nghĩa thống kê, có nghĩa là doanh nghiệp khi sử dụng nợ dài hạn sẽ

được lợi từ tấm chắn thuế. Vì các kết quả nghiên cứu trước đây cho thấy nhân tố

thuế không có sự ảnh hưởng đến cấu trúc vốn, nhưng trong nghiên cứu này kết

quả tác động của nhân tố thuế đến cấu trúc vốn với độ tin cậy không cao so với

các biến độc lập khác nhưng tác giả vẫn chấp nhận giả thiết vì điều này phù hợp

với lý thuyết của MM khi cho rằng các doanh nghiệp nộp thuế cao thì nên sử

dụng đòn bẩy tài chính để đạt lợi ích từ tấm chắn thuế.

Quy mô doanh nghiệp (SIZE) tỷ lệ thuận (+) với tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng

tài sản và tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa

1%), trong khi đó tỷ lệ nghịch (-) với tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản nhưng

không có ý nghĩa thống kê. Điều này đúng với lý thuyết về cấu trúc vốn, tức là

các doanh nghiệp có quy mô càng lớn thì càng dễ dàng tiếp cận với các nguồn

vốn vay, đặc biệt là nguồn vốn dài hạn hơn các doanh nghiệp có quy mô nhỏ và

như vậy các doanh nghiệp có quy mô lớn sử dụng nhiều nợ vay dài hạn hơn. Và

cũng chính vì thế mà các doanh nghiệp nhỏ sẽ sử dụng nguồn tài trợ ngắn hạn là

chủ yếu do khó được tiếp cận nguồn vốn dài hạn từ các chủ nợ. Vậy, xét trên tổng

nợ thì quy mô doanh nghiệp càng lớn thì sử dụng nợ càng nhiều.

Cơ hội tăng trưởng (GROW) tỷ lệ thuận (+) với tỷ lệ tổng nợ ngắn hạn

trên tổng tài sản, tỷ lệ nợ trên tổng tài sản và tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản

có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%. Như vậy các doanh nghiệp tăng

trưởng cao có khuynh hướng sử dụng nợ nhiều để tài trợ trong cấu trúc vốn.

Đặc điểm riêng của sản phẩm (UNI) tỷ lệ nghịch (-) với tỷ lệ nợ ngắn hạn

trên tổng tài sản với mức ý nghĩa 5% và tỷ lệ nghịch (-) với tỷ lệ nợ trên tổng

tài sản, nợ dài hạn trên tổng tài sản nhưng không có ý nghĩa thống kê. Các doanh

nghiệp có các đặc điểm đặc biệt trong sản phẩm sẽ sử dụng ít nợ vay dài hạn

bởi vì trong trường hợp doanh nghiệp bị phá sản có thể không có thị trường

thứ cấp mang tính cạnh tranh cho việc thanh lý các hàng tồn kho và các thiết bị

sản xuất của doanh nghiệp. Vậy, điểm đặc biệt của sản phẩm tỷ lệ nghịch với nợ

ngắn hạn, điều này có nghĩa là các doanh nghiệp có tỷ lệ giá vốn hàng bán trên

doanh thu thuần cao ít sử dụng nợ ngắn hạn trong cơ cấu nợ của mình.

Tính thanh khoản (LIQ) tỷ lệ nghịch (-) với tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài

sản và tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản, và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa

thống kê 1%; tính thanh khoản và tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản tỷ lệ thuận

(+) với mức ý nghĩa thống kê 1%. Kết quả này cho thấy các doanh nghiệp có

tính thanh khoản cao sẽ ít sử dụng nợ vì các tài sản có tính thanh khoản cao của

doanh nghiệp đã được sử dụng để tài trợ cho hoạt động của doanh nghiệp.

Và hai nhân tố còn lại không có mối tương quan đến cấu trúc vốn của

doanh nghiệp. Đó là: Rủi ro kinh doanh (RISK). Theo lý thuyết đánh đổi cấu

trúc vốn và lý thuyết trật tự phân hạng cho rằng rủi ro kinh doanh tỷ lệ nghịch

với đòn bẩy tài chính và theo kết quả thực nghiệm của tác giả cho thấy không

có sự tương quan với đòn bẩy tài chính; Tấm chắn thuế phi nợ (NDTS) theo kết

quả mô hình không có mối tương quan với đòn bẩy tài chính.

KẾT LUẬN

1. Về kết quả nghiên cứu

Qua phân tích mô hình hồi quy dữ liệu bảng, những điểm mới trong kết

quả nghiên cứu cho thấy các doanh nghiệm niêm yết trên thị trường chứng khoán

Việt Nam từ năm 2008 đến năm 2011 sử dụng nhiều nợ ngắn hạn hơn nợ dài hạn

với tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản bình quân là 41% và tỷ lệ nợ trên tổng tài

sản trong cấu trúc vốn bình quân là 52,4%. Những nhân tố tác động đến cấu trúc

vốn của doanh nghiệp là: lợi nhuận (ROA) tỷ lệ nghịch (-); tài sản hữu hình

(TANG) tỷ lệ thuận (+); thuế thu nhập doanh nghiệp (TAX) tỷ lệ thuận (+); quy

mô doanh nghiệp (SIZE) tỷ lệ thuận (+) hoặc tỷ lệ nghịch(-); cơ hội tăng trưởng

(GROW) tỷ lệ thuận (+); đặc điểm riêng của sản phẩm (UNI) tỷ lệ nghịch (-);

tính thanh khoản (LIQ) tỷ lệ thuận (+) hoặc tỷ lệ nghịch (-) với đòn bẩy tài chính.

Đồng thời kết quả nghiên cứu cũng cho thấy 2 nhân tố không tác động

đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp là rủi ro kinh doanh (RISK) và tấm chắn thuế

phi nợ (NDTS).

2. Hạn chế nghiên cứu và những gợi ý nghiên cứu tiếp theo

Có nhiều nhân tố tác động đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp nhưng do

hạn chế về việc thu thập dữ liệu nên tác giả không thể đưa hết tác cả các nhân tố

tác động đến cấu trúc vốn vào đề tài nghiên cứu và đặc biệt là các nhân tố thuộc

về môi trường bên ngoài doanh nghiệp như giá trị thị trường, lạm phát, tỷ giá,

v.v… nên sẽ hạn chế về khả năng nhận định của kết quả nghiên cứu. Thêm vào

đó, mẫu xem xét chỉ dừng lại ở 522 doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng

khoán Việt Nam giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2011, tuy số lượng mẫu quan

sát là khá lớn nhưng một số biến độc lập thì mẫu quan sát không cân bằng, dữ

liệu sử dụng là dữ liệu sổ sách không phản ánh được giá trị thị trường nên ít

nhiều cũng hạn chế về khả năng khái quát hóa kết quả nghiên cứu. Đây chính là

những hạn chế và gợi ý cho các nghiên cứu tiếp theo.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

1. Huỳnh Hữu Mạnh (2010), Bằng chứng thực nghiệm về những nhân tố tác động đến

cấu trúc vốn của các doanh nghiệm niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam,

Luận văn thạc sĩ kinh tế, ĐH Kinh tế TP.HCM.

2. DeAngelo, H., và R.W. Masulis, 1980, Optimal Capital Structure under Corporate

and Persional Taxation, Journal of Economics 1980.

3. Myers, C. Stewart, và Nicholas S. Majruf, 1984, Corporate financing and investment

decisions when firms have information that investors not have, Journal of Financial

Economics 13.

4. Myers, Stewart C., 1977, Determinants of coporate borrowing, Journal of Financial

Economics 5.

5. M. C. Jensen, W. H. Mecklung, 1976, Theory of Firm: Managerial behavior, Agency

costs and Ownership Structure, Journal of Financial Economics 3.

6. Marsh, Paul, 1982, The choice between equity and debt: An empirical Study, Journal

of Financial Economics 37.

7. E. F. Fama, M. C. Jensen, 1983, Agency problems and Residual claims, The Journal

Law and Economics.

8. Chang, Chun, 1999, Capital Structure as optimal contracts, North American Journal

of Economics and Finance 10.

9. Milton Harris, Autur Raviv, 1991, The Theory of Capital Structure, The Journal of

Finance.

10. Murray Z. Frank, K. Goyal, 2003, Capital Structure Decisions: Which Factory are

Reliably Important?, Financial Management 38.

11. Samuel Hung, Frank M. Song, 2002, Determinants of Capital Structure: Evidence

from China, China Economic Review 17.

12. J. J. Chen, 2003, Determinants of Capital Structure of Chine-listed Companies,

Journal of Business Research, 57.

PHỤ LỤC

Thống kê mô tả các biến độc lập:

GROW

LIQ

NDTS

RISK

ROA

Mean

0.279633

1.864532

0.030361

1.265540

0.075113

Median

0.166604

1.420002

0.020427

0.880824

0.057150

Maximum

7.206116

20.50365

0.289577

34.83959

0.587561

Minimum

-0.546604

0.115564

-0.040039

-1.648.443

-0.365287

Std. Dev.

0.526977

1.493223

0.033624

3.981540

0.080335

Skewness

5.844344

4.005845

2.757932

0.983254

1.390149

Kurtosis

58.43628

31.07370

14.30492

12.37200

9.398689

Observations

1420

SIZE

TANG

TAX

UNI

Mean

26.82578

0.446884

-0.233041

0.792063

Median

26.77729

0.448545

-0.114774

0.830333

Maximum

31.45116

1.582222

15.32428

1.529839

Minimum

21.87364

3.85E-06

-1.400656

0.034301

Std. Dev.

1.278943

0.215249

0.877649

0.155879

Skewness

0.282109

0.119917

-4.990887

-1.248384

Kurtosis

3.536859

2.826530

135.7772

5.947247

Observations

2084