Tác động của cơ cấu vốn đến lợi nhuận của các doanh nghiệp trên Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh

Chia sẻ: ViSatori ViSatori | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:7

Thêm vào BST

Báo xấu

69
lượt xem 6
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài viết nghiên cứu tác động của cơ cấu vốn đến lợi nhuận của nhóm doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE). Mẫu nghiên cứu là 171 doanh nghiệp niêm yết trong giai đoạn 2013- 2016, dữ liệu được tiếp cận từ báo cáo tài chính đã kiểm toán.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Tác động của cơ cấu vốn đến lợi nhuận của các doanh nghiệp trên Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh

QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP Tác động của cơ cấu vốn đến lợi nhuận của các doanh nghiệp trên Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh Lê Hoàng Vinh Nguyễn Ngọc Sơn Ngày nhận: 01/07/2017 Ngày nhận bản sửa: 30/11/2017 Ngày duyệt đăng: 22/03/2018 Bài viết nghiên cứu tác động của cơ cấu vốn đến lợi nhuận của nhóm doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE). Mẫu nghiên cứu là 171 doanh nghiệp niêm yết trong giai đoạn 2013- 2016, dữ liệu được tiếp cận từ báo cáo tài chính đã kiểm toán. Phân tích hồi quy cho thấy cơ cấu vốn có tác động đến lợi nhuận của các doanh nghiệp, cụ thể là mức độ sử dụng nợ có tác động ngược chiều đến suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu (ROE) và ngoài ra, ROE còn được giải thích bởi tác động cùng chiều của quy mô doanh nghiệp. Từ khóa: Cơ cấu vốn, suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu, quy mô doanh nghiệp, tăng trưởng doanh thu 1. Đặt vấn đề Trong phạm vi bài viết này, tác giả tập trung nghiên cứu khía cạnh biểu hiện thứ nhất của rủi ro tài chính thông qua kiểm định tác động của cơ cấu vốn đến lợi nhuận dành cho chủ sở hữu của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên HOSE trong giai đoạn 2013- 2016. ơ cấu vốn đề cập đến mối quan hệ kết hợp giữa các nguồn tài trợ khác nhau trong doanh nghiệp (Brigham và Houston, 2009), thường là nhấn mạnh đến sự kết hợp giữa nợ phải trả và vốn chủ sở hữu (Brealey và các tác giả, 2008). Sự tồn tại của nợ trong cơ cấu vốn hình thành nên đòn bẩy tài chính, khi đó chủ sở hữu phải đối mặt với rủi ro tài chính với hai khía cạnh biểu hiện: (i) mức độ phân tán lợi nhuận dành cho chủ sở hữu gia tăng và (ii) khả năng xảy ra kiệt quệ tài chính. © Học viện Ngân hàng ISSN 1859 - 011X 2. Cơ sở lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm Suất sinh lời dành cho chủ sở hữu được cấu thành bởi suất sinh lời trên tài sản và tác động của nợ, trong đó tác động của nợ đến suất sinh lời dành cho chủ sở hữu được tiếp cận theo định 52 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 190- Tháng 3. 2018 đề II của Lý thuyết M&M (1958) trong điều kiện có thuế, bao gồm hiệu quả sử dụng nợ và mức độ sử dụng nợ (Ngô Kim Phượng và các tác giả, 2016). Theo đó, doanh nghiệp gia tăng mức độ sử dụng nợ làm gia tăng suất sinh lời dành cho chủ sở hữu nếu hiệu quả sử dụng nợ được đảm bảo. Tuy nhiên, gia tăng nợ sẽ làm tăng thêm rủi ro kiệt quệ tài chính nên trong một số trường hợp các chủ nợ có khuynh hướng đòi hỏi mức lãi suất cao hơn, dẫn đến hiệu quả sử dụng nợ bị giảm, khiến cho tác động tích cực của nợ đến suất sinh lời dành cho chủ sở hữu sẽ giảm, hoặc doanh nghiệp không còn nhận được tác động tích cực mà chuyển sang tác động tiêu cực do không đảm bảo hiệu quả sử dụng nợ và kết quả là suất sinh lời dành cho chủ sở hữu bị giảm nhiều hơn. Các nghiên cứu thực nghiệm về tác động của cơ cấu vốn đến lợi nhuận của các doanh nghiệp được cụ thể với biến độc lập là cơ cấu vốn, thể hiện qua mức độ sử dụng nợ, có thể đo lường bởi tỷ số nợ hoặc hệ số nợ trên vốn chủ sở hữu và biến phụ thuộc là lợi nhuận, đo lường bởi suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cũng cung cấp bằng chứng khác nhau về tác động của cơ cấu vốn đến lợi nhuận của các doanh nghiệp, chẳng hạn như: (i) Cơ cấu vốn có ảnh hưởng tiêu cực đến lợi nhuận đã được kiểm chứng bởi nghiên cứu của Lucy W. M. và các cộng sự (2014) đối với trường hợp 42 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Kenya trong giai đoạn 2006- 2012, nghiên cứu của Syed Shah Fasih Ur Rehman (2013) cho trường hợp 35 doanh nghiệp niêm yết thuộc ngành đường tại Pakistan trong giai đoạn 2006- 2011, nghiên cứu của Tharmila K. và Arulvel K. K. (2013) cho trường hợp 30 QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán (TTCK) Colombo trong giai đoạn 20072011, nghiên cứu của Onaolapo A. A. và Kajola S. O. (2010) đối với 30 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên TTCK Nigeria trong giai đoạn 2001- 2007, hay nghiên cứu của Abbasali P. và Esfandiar M. (2012) cho trường hợp 80 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên TTCK Tehran trong giai đoạn 2006- 2010. (ii) Cơ cấu vốn có ảnh hưởng tích cực đến lợi nhuận được khẳng định trong nghiên cứu của Nirajini A. và Priya K. B. (2013) cho trường hợp 11 doanh nghiệp thương mại niêm yết tại Sri Lanka trong giai đoạn 2006- 2010, hay nghiên cứu của Abor J. (2005) đối với trường hợp 22 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Ghana từ năm 1989 đến năm 2002. Như vậy, cơ sở lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm trước đây cho thấy cơ cấu vốn có thể tác động tích cực hoặc tiêu cực đến lợi nhuận tùy từng trường hợp cụ thể, từ đó mô hình hồi quy dự kiến đối với trường hợp các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên HOSE tác giả đề xuất theo nghiên cứu thực nghiệm của Abor J. (2005) như sau: ROE = β0 + β1*DA + β2*SIZE + β3*SG Trong đó: ROE : Suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu DA : Tỷ số nợ SIZE : Quy mô doanh nghiệp SG : Khả năng tăng trưởng 3. Giải thích các biến và kỳ vọng dấu Mô hình hồi quy dự kiến về tác động của cơ cấu vốn đến lợi nhuận của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên HOSE bao gồm các biến như sau: Bảng 1. Kỳ vọng dấu tác động của các biến Biến độc lập Dấu kỳ vọng DA – Lucy W. M. và các cộng sự (2014), Syed Shah Fasih Ur Rehman (2013), Tharmila K. và Arulvel K. K. (2013), Abbasali P. và Esfandiar M. (2012), Onaolapo A. A. và Kajola S. O. (2010). + Nirajini A. và Priya K. B. (2013), Abor J. (2005) SIZE + Abor J. (2005), Abbasali P. và Esfandiar M. (2012) SG + Abor J. (2005) Bằng chứng thực nghiệm Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 190- Tháng 3. 2018 53 QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP Bảng 2. Thống kê mô tả các biến ROE DA SIZE SG Giá trị trung bình 0,1175 0,4313 1.248.750 0,1928 Giá trị lớn nhất 0,9412 0,9481 43.809.126 15,5564 Giá trị nhỏ nhất -0,9993 0,0020 1.285 -0,9530 Độ lệch chuẩn 0,1403 0,2271 3.113.360 1,0009 684 684 684 684 Số quan sát Nguồn: Xử lý từ EViews 8 của nhóm tác giả - Biến phụ thuộc là lợi nhuận, được đo lường bởi suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu (ROE), bằng lợi nhuận sau thuế chia cho vốn chủ sở hữu bình quân. - Biến độc lập là cơ cấu vốn, được đo lường bởi tỷ số nợ (DA), bằng tổng nợ chia cho tổng tài sản. - Hai biến kiểm soát là quy mô doanh nghiệp (SIZE), được đo lường bởi logarit của doanh thu thuần và khả năng tăng trưởng (SG), thể hiện qua tăng trưởng doanh thu thuần, được đo lường bởi tỷ lệ tăng (giảm) doanh thu thuần năm sau so với năm trước liền kề. Bảng 1 thống kê kỳ vọng về dấu tác động của cơ cấu vốn, quy mô doanh nghiệp và khả năng tăng trưởng đến lợi nhuận trong mô hình hồi quy. 4. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu Mẫu nghiên cứu tác động của cơ cấu vốn đến lợi nhuận là 171 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên HOSE trong giai đoạn 20132016, dữ liệu lấy từ báo cáo tài chính đã kiểm toán hàng năm. Các doanh nghiệp được lựa chọn căn cứ vào việc thỏa mãn đầy đủ các tiêu chí như sau: (i) Không phải là doanh nghiệp thuộc ngành tài chính (ngân hàng, chứng khoán, bảo hiểm). (ii) Cổ phiếu của doanh nghiệp vẫn còn niêm yết tính đến thời điểm kết thúc năm 2016. (iii) Năm tài chính được tính từ ngày 01/01 cho đến ngày 31/12. (iv) Có đầy đủ báo cáo tài chính từ năm 2013 đến năm 2016. (v) Tất cả báo cáo tài chính được kiểm toán và báo cáo kiểm toán cho ý kiến chấp nhận tính 54 Số 190- Tháng 3. 2018 hợp lý và trung thực theo nguyên tắc trọng yếu. Với mẫu nghiên cứu đề cập trên, bài viết sử dụng phương pháp phân tích hồi quy đa biến với dữ liệu bảng theo mô hình các yếu tố tác động cố định (FEM) và mô hình các yếu tố tác động ngẫu nhiên (REM). Kiểm định Hausman được sử dụng để lựa chọn mô hình phù hợp và đưa ra kết luận về mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập, giả thuyết lựa chọn mô hình như sau: H0: chấp nhận mô hình các yếu tố tác động ngẫu nhiên. H1: chấp nhận mô hình các yếu tố tác động cố định. 5. Kết quả nghiên cứu và thảo luận 5.1. Thống kê mô tả Bảng 2 mô tả các biến trong mô hình nghiên cứu theo giá trị trung bình, giá trị lớn nhất, giá trị nhỏ nhất và độ lệch chuẩn, theo đó, biến phụ thuộc ROE nằm trong khoảng từ -99,93% đến 99,12%, trung bình là 11,75% với độ lệch chuẩn là 14,03%, cho thấy mẫu nghiên cứu bao gồm cả doanh nghiệp kinh doanh thua lỗ và có lãi sau thuế. Biến độc lập DA có giá trị trung bình là 43,13%, cho thấy các doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu có cơ cấu vốn nghiêng về vốn chủ sở hữu, ít tài trợ bằng nợ, thậm chí có doanh nghiệp duy trì tỷ số nợ khoảng gần 2%, tuy nhiên mẫu nghiên cứu vẫn tồn tại doanh nghiệp với tỷ số nợ rất cao, cao nhất là 94,81%. Biến kiểm soát SIZE được đo lường thông qua doanh thu thuần; theo bảng 2, doanh thu thuần của các doanh nghiệp dao động từ 1.285 triệu đồng đến 43.809.126 triệu đồng cho thấy Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP Bảng 3. Kết quả hồi quy Biến phụ thuộc: ROE Dữ liệu thời gian: 4 Dữ liệu chéo: 171 Tổng số quan sát dữ liệu bảng cân bằng: 684 FEM REM Hệ số β Thống kê t Giá trị p Hệ số β Thống kê t Giá trị p DA -0,1199 -2.5427 0,0113 -0,1692 -5,7703 0,0000 SIZE 0,0198 2.1061 0,0357 0,0296 6,0135 0,0000 SG 0,0039 0.8543 0,3933 0,0022 0,5233 0,6010 C -0,0907 -0.7313 0,4649 -0,1976 -3,1431 0,0017 R2 0,6309 0,0773 Prob(F-statistic) 0,0000 0,0000 Nguồn: Xử lý từ EViews 8 của nhóm tác giả Bảng 4. Kiểm định Hausman Correlated Random Effects- Kiểm định Hausman Test cross-section random effects Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob. 3,583939 3 0,3100 Cross-section random Nguồn: Xử lý từ EViews 8 của nhóm tác giả mẫu nghiên cứu có sự đa dạng doanh nghiệp theo quy mô. Khả năng tăng trưởng của doanh nghiệp cũng đóng vai trò là biến kiểm soát, được đo lường thông qua tỷ lệ tăng/giảm doanh thu thuần; theo bảng 2, tỷ lệ tăng/giảm doanh thu thuần có độ lệch chuẩn là 100,09%, cho thấy khả năng tăng trưởng giữa các doanh nghiệp không đồng đều. 5.2. Phân tích hồi quy Bảng 3 là kết quả hồi quy biến phụ thuộc ROE với biến độc lập DA và hai biến kiểm soát SIZE, SG theo FEM và REM, theo đó, các biến độc lập DA và biến kiểm soát SIZE đều có giá trị p nhỏ hơn 5%, cho thấy các biến này có ý nghĩa giải thích cho biến phụ thuộc ROE, còn biến kiểm soát SG không có ý nghĩ thống kê. Mức độ phù hợp của mô hình hồi quy theo FEM và REM lần lượt là 63,09% và 7,73%. Kiểm định Hausman được sử dụng để lựa chọn mô hình phù hợp, kết quả trình bày tại Bảng Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 4, theo đó, giá trị p lớn hơn 5% nên bác bỏ giả thuyết H1 và chấp nhận giả thuyết H0 nhằm giải thích tác động của cơ cấu vốn đến lợi nhuận của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên HOSE. Để xác định phương trình hồi quy, biến kiểm soát SG không có ý nghĩa thống kê trong kết quả nêu trên nên loại bỏ biến này ra khỏi mô hình; kết quả hồi quy và kiểm định Hausman sau khi loại bỏ biến kiểm soát SG được trình bày tại Bảng 5 và Bảng 6. Theo Bảng 5, biến độc lập DA và biến kiểm soát SIZE vẫn có ý nghĩa thống kê trong mô hình, trong đó biến độc lập DA có quan hệ ngược chiều với biến phụ thuộc ROE, phù hợp với kết quả nghiên cứu của Lucy W. M. và các cộng sự (2014), Syed Shah Fasih Ur Rehman (2013), Tharmila K. và Arulvel K. K. (2013), Abbasali P. và Esfandiar M. (2012), Onaolapo A. A. và Kajola S. O. (2010), và biến kiểm soát SIZE có quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc ROE, phù hợp với kết quả nghiên cứu của Số 190- Tháng 3. 2018 55 QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP Bảng 5. Kết quả hồi quy sau khi loại bỏ bớt biến kiểm soát Biến phụ thuộc: ROE Dữ liệu thời gian: 4 Dữ liệu chéo: 171 Tổng số quan sát dữ liệu bảng cân bằng: 684 FEM REM Hệ số β Thống kê t Giá trị p Hệ số β Thống kê t Giá trị p DA -0,1195 -2,5339 0,0116 -0,1693 -5,7854 0,0000 SIZE 0,0223 2,5056 0,0125 0,0299 6,1568 0,0000 C -0,1234 -1,0464 0,2959 -0,2019 -3,2442 0,0012 R 2 Prob(F-statistic) 0,6304 0,0771 0,0000 0,0000 Nguồn: Xử lý từ EViews 8 của nhóm tác giả Bảng 6. Kiểm định Hausman sau khi loại bỏ bớt biến kiểm soát Correlated Random Effects- Kiểm định Hausman Test cross-section random effects Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob. 3,120910 2 0,2100 Cross-section random Nguồn: Xử lý từ EViews 8 của nhóm tác giả Abor J. (2005), Abbasali P. và Esfandiar M. (2012); và theo Bảng 6, kết quả hồi quy theo REM được chấp nhận theo kiểm định Hausman. Phương trình hồi quy về tác động của cơ cấu vốn đến lợi nhuận của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên HOSE như sau: ROE = -0,1693 x DA + 0,0299 x SIZE – 0.2019 Hệ số hồi quy của biến độc lập DA là -0,1693, cho thấy cơ cấu vốn thể hiện qua tỷ số nợ tác động ngược chiều đến lợi nhuận của doanh nghiệp, điều này có thể được lý giải bởi việc sử dụng đòn bẩy tài chính không hiệu quả, tỷ số nợ tăng/giảm 1% thì lợi nhuận thể hiện qua ROE giảm/tăng 0,1693%. Căn cứ báo cáo tài chính năm 2016 được công bố bởi 570 doanh nghiệp niêm yết (không tính ngân hàng, chứng khoán và bảo hiểm), Vietstock đã thống kê và theo đó có 529 doanh nghiệp báo lãi và 41 doanh nghiệp báo lỗ; mặc dù chỉ có số lượng doanh nghiệp báo lỗ ít, chỉ khoảng 7% số doanh nghiệp đã công bố thông tin nhưng nhóm các doanh nghiệp này lại có mức lỗ tăng gần 3 lần so với mức lỗ của năm trước (H. Sương, 2017); 56 Số 190- Tháng 3. 2018 nhiều nguyên nhân dẫn đến thua lỗ của các doanh nghiệp, trong đó nhiều trường hợp có nguyên nhân từ việc sử dụng nợ vay, thậm chí chìm sâu trong nợ nần với chi phí lãi vay hàng năm cao điển hình như Công ty cổ phần Hoàng Anh Gia Lai hay nhiều công ty niêm yết thuộc ngành vận tải biển,... thậm chí nhiều công ty phải chấp nhận đặt ra kế hoạch lỗ ròng trong năm 2017 như Công ty cổ phần Tập đoàn Đại Dương, Công ty Cổ phần Thuận Thảo, Công ty Cổ phần Xuất nhập khẩu Tổng hợp, Công ty cổ phần Bọc ống Dầu khí Việt Nam,... (Vietstock, 2017). Hệ số hồi quy của biến kiểm soát SIZE là 0,0299, cho thấy quy mô doanh nghiệp tác động cùng chiều đến lợi nhuận của doanh nghiệp, có thể lý giải rằng các doanh nghiệp nhận thấy việc mở rộng quy mô hoạt động sản xuất kinh doanh tạo ra cho doanh nghiệp lợi thế để giảm chi phí đầu vào của hoạt động sản xuất kinh doanh, giảm thiểu tình trạng bất cân xứng thông tin, giảm chi phí đại diện và dẫn đến cơ hội tăng lợi nhuận; không những thế, quy mô doanh Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng