Tóm tắt luận án Tiến sĩ Tài chính - Ngân hàng: Tác động của cấu trúc vốn đến khả năng sinh lời của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

Chia sẻ: Nu Na | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:12

Thêm vào BST

Báo xấu

40
lượt xem 4
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Mục tiêu của luận án này là đánh giá tác động của cấu trúc vốn tới khả năng sinh lời các doanh nghiệp nhằm lấp đầy khoảng trống nghiên cứu trong lịch sử nghiên cứu về vấn đề này. Từ các kết quả nghiên cứu đạt được, nghiên cứu sinh đưa ra một số khuyến nghị đối với các cơ quan quản lý, nhà đầu tư, doanh nghiệp và các đối tượng liên quan khác.

Chủ đề:

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

Lưu

Nội dung Text: Tóm tắt luận án Tiến sĩ Tài chính - Ngân hàng: Tác động của cấu trúc vốn đến khả năng sinh lời của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

1 2 PHẦN MỞ ĐẦU Như vậy, để bổ sung cho các nghiên cứu trước đây trong lịch sử, nghiên cứu 1. Lý do chọn đề tài sinh đã xem xét tác động phi tuyến tính của cấu trúc vốn tới khả năng sinh lời qua mô Xuất phát từ tầm quan trọng của cấu trúc vốn đối với khả năng sinh lời hình trên trong luận án tiến sỹ “Tác động của cấu trúc vốn đến khả năng sinh lời của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam”. Trong môi trường kinh doanh, các doanh nghiệp luôn luôn phải đối mặt với các 2. Mục tiêu nghiên cứu chính sách về nhu cầu vốn đề mở rộng hay duy trì hoạt động kinh doanh nhằm mang Mục tiêu của đề tài là đánh giá tác động của cấu trúc vốn tới khả năng sinh lời lại khả năng sinh lời tốt hơn (Moeinaddin, Nayebzadeh, & Ghasemi, 2013). Đối với các doanh nghiệp nhằm lấp đầy khoảng trống nghiên cứu trong lịch sử nghiên cứu về vấn các doanh nghiệp kinh doanh có khả năng sinh lời kém (không hiệu quả trong kinh đề này. Từ các kết quả nghiên cứu đạt được, nghiên cứu sinh đưa ra một số khuyến nghị doanh), khả năng cạnh tranh thấp, các khoản nợ ngày càng tăng dẫn tới nguy cơ phá đối với các cơ quan quản lý, nhà đầu tư, doanh nghiệp và các đối tượng liên quan khác. sản sẽ bắt buộc các doanh nghiệp phải giảm tỷ lệ nợ nhằm giảm các khoản tiền phải 3. Câu hỏi nghiên cứu trả hàng kì (Scott, 1976). Với các doanh nghiệp khả năng sinh lời cao (hoạt động hiệu Tác động của cấu trúc vốn tới khả năng sinh lời như thế nào? quả cao) thì việc sử dụng đòn bẩy tài chính hay tăng vốn vay làm cho kết quả kinh 4. Đối tượng và phạm vi nghiên cứu doanh hiệu quả hơn khi tận dụng được lá chắn thuế. Do đó, các doanh nghiệp ở các 4.1. Đối tượng nghiên cứu tình huống khác nhau có những chiến lược về cấu trúc vốn khác nhau. Đối tượng nghiên cứu của đề tài là tác động của cấu trúc vốn tới khả năng sinh Xuất phát từ khoảng trống nghiên cứu lời của các doanh nghiệp Luận án đi theo dòng nghiên cứu về tác động phi tuyến của cấu trúc vốn tới 4.2. Phạm vi nghiên cứu khả năng sinh lời (Ghosh, 2008; Margaritis & Psillaki, 2010; Đỗ Văn Thắng và Trịnh Phạm vi nghiên cứu của đề tài là các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên Quang Thiều, 2010; Đoàn Vinh Thăng, 2016). Các nghiên cứu thuộc dòng này đưa sàn chứng khoán Việt Nam. Dữ liệu do công ty Vietstock cung cấp được thu thập từ thêm biến tỷ lệ nợ bình phương vào mô hình hồi quy với tư cách là biến độc lập để 2009 đến 2018 cho 490 doanh nghiệp. Sau khi loại bỏ những quan sát không đáng tin xem xét tác động phi tuyến của cấu trúc vốn tới khả năng sinh lời. Việc đưa biến tỷ lệ cậy và những quan sát bị sót, tác giả còn một bộ số liệu đầy đủ của 438 doanh nghiệp nợ bình phương vào mô hình hồi quy cho phép xem xét mối quan hệ phi tuyến dạng với 3.942 quan sát. Một số quan sát cho năm 2009 bị loại bỏ do có sự xuất hiện của chữ U thuận hoặc chữ U ngược, giữa cấu trúc vốn và khả năng sinh lời. Đây là mối biến tăng trưởng doanh thu trong mô hình với đòi hỏi phải hy sinh năm gốc để tính. quan hệ được đề cập nhiều trong các lý thuyết về cấu trúc vốn: Khi sử dụng nợ tới 5. Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu một mức độ nhất định sẽ có lợi nhưng vượt quá mức độ đó sẽ gây bất lợi cho doanh 5.1. Phương pháp phân tích dữ liệu nghiệp. Nếu hệ số hồi quy của các biến bình phương không có ý nghĩa thống kê, mối Dữ liệu do công ty Vietstock cung cấp là dạng dữ liệu mảng từ 2009 đến 2018 quan hệ sẽ trở về dạng tuyến tính. tính cho các doanh nghiệp phi tài chính. Dữ liệu sau khi được thu thập sẽ được đưa Có thể tóm tắt sự khác biệt giữa mô hình hồi quy của luận án và các công trình vào phần mềm STATA để phân tích. Đầu tiên, nghiên cứu sinh sẽ hồi quy theo mô trước đây trong lịch sử nghiên cứu như sau: hình Pooled OLS. Mô hình Pooled OLS là mô hình đơn giản nhất khi không xem xét Mô hình trong các nghiên cứu trước đây tới sự khác biệt giữa các doanh nghiệp nghiên cứu. Sau khi hồi quy mô hình Pooled Mô hình phi tuyến OLS, tác giả tiến hành kiểm định sự tin cậy của mô hình: Khả năng sinh lời = β0+ β1*Tỷ lệ nợ + β2*Tỷ lệ nợ2 + ∑βi*Biến kiểm soáti +u (1) - Kiểm định Đa cộng tuyến Mô hình tuyến tính - Kiểm định phương sai thay đổi Khả năng sinh lời = β0+ β1*Tỷ lệ nợ + ∑βi*Biến kiểm soáti +u (2) - Kiểm định tự tương quan Khả năng sinh lời = β0+ β1*Tỷ lệ nợ ngắn hạn + ∑βi*Biến kiểm soáti +u (3) 5.2. Dữ liệu phân tích Khả năng sinh lời = β0+ β1*Tỷ lệ nợ dài hạn + ∑βi*Biến kiểm soáti +u (4) Dữ liệu sử dụng trong luận án được cung cấp bởi công ty Vietstock. Đối với Mô hình của luận án mô hình của tác giả đưa ra sẽ sử dụng dữ liệu bảng với các doanh nghiệp phi tài Khả năng sinh lời = β0+ β1*Tỷ lệ nợ ngắn hạn + β2*Tỷ lệ nợ ngắn hạn 2 + β3*Tỷ lệ chính niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Việt Nam từ 2009 đến 2018. Hình thức thu thập dữ liệu là sử dụng báo cáo tài chính của các doanh nghiệp đã được nợ dài hạn + β4*Tỷ lệ nợ dài hạn 2 + ∑βi*Biến kiểm soáti +u (5) kiểm toán và công bố trên sàn giao dịch chứng khoán. Dữ liệu được thu thập cho
3 4 490 doanh nghiệp. Sau khi loại bỏ những quan sát không đáng tin cậy và những Nghiên cứu của Krishnan và Moyer (1997) cho thấy mối quan hệ giữa cấu trúc quan sát bị sót, tác giả còn một bộ số liệu đầy đủ của 438 doanh nghiệp với 3942 vốn và khả năng sinh lời thông qua những doanh nghiệp có quy mô lớn tại ba nước quan sát. Một số quan sát cho năm 2009 bị loại bỏ do có sự xuất hiện của biến tăng tại Châu Á (Singapore, Hồng Kong và Hàn Quốc). trưởng doanh thu trong mô hình với đòi hỏi phải hy sinh năm gốc để tính. Phillips và Sipahioglu (2004) dùng mô hình Pooled OLS nhằm tìm ra mối 6. Những đóng góp mới của luận án quan hệ giữa cấu trúc vốn và khả năng sinh lời của các doanh nghiệp kinh doanh 6.1. Đóng góp về lý luận khách sạn tại Anh. Đóng góp về mặt lý luận: Đề tài sẽ đóng góp cũng như củng cố thêm lý Trần Hùng Sơn (2008) nghiên cứu mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và khả năng sinh thuyết về tác động của cấu trúc vốn lên khả năng sinh lời của các doanh nghiệp thông lời với biến khả năng sinh lời được đo bằng ROA, ROE còn cấu trúc vốn được đo bằng tỷ qua việc cung cấp bằng chứng thực nghiệm về tác động phi tuyến giữa cấu trúc nợ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (TS), tỷ số nợ dài hạn trên tổng TS, tỷ số nợ trên VCSH ngắn hạn trên tổng tài sản và nợ dài hạn trên tổng tài sản tới khả năng sinh lời. với mẫu gồm 50 doanh nghiệp phi tài chính đang niêm yết trên sàn chứng khoán HOSE. 6.2. Đóng góp về thực tiễn Bài nghiên cứu sử dụng mô hình OLS để nghiên cứu mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và Kết quả nghiên cứu của đề tài sẽ làm tài liệu tham khảo cho các nhà quản lý khả năng sinh lời với biến khả năng sinh lời được đo bằng ROA, ROE còn cấu trúc vốn trong việc sử dụng cấu trúc vốn. Với các quyết định dựa trên nghiên cứu sẽ làm cho được đo bằng tỷ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (TS), tỷ số nợ dài hạn trên tổng TS, tỷ tính tin cậy của quyết định trở nên cao hơn. số nợ trên VCSH. Kết quả cho thấy có mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ số nợ và ROA, 7. Kết cấu của luận án ROE. Ngoài ra, tốc độ tăng tưởng và quy mô lại không có ý nghĩa thống kê. Chương 1: Tổng quan nghiên cứu và cơ sở lý luận về tác động của cấu 1.1.2. Các nghiên cứu vận dụng dạng hàm phi tuyến tính trong phân tích trúc vốn tới khả năng sinh lời của doanh nghiệp Cơ sở lý thuyết quan trọng nhất ủng hộ cho mối quan hệ phi tuyến giữa cấu trúc Chương 2: Phương pháp nghiên cứu vốn và khả năng sinh lời của doanh nghiệp là lý thuyết đánh đổi. Những tranh luận về lý Chương 3: Thực trạng cấu trúc vốn và khả năng sinh lời của các doanh thuyết của M&M đã dẫn đến sự ra đời của lý thuyết đánh đổi (tradeoff theory) trong đó nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam các doanh nghiệp sẽ đánh đổi lợi ích thuế từ việc tài trợ bằng nợ vay với các vấn đề có Chương 4: Phân tích tác động của cấu trúc vốn đến khả năng sinh lời của nguyên nhân từ khả năng phá sản. Lý thuyết này do Kraus và Litzenberger (1973) khởi các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam xướng và tiếp tục được phát triển bởi nghiên cứu của Myers (1984). Chương 5: Thảo luận kết quả nghiên cứu và khuyến nghị Ghosh. A (2008) nghiên cứu tác động của chính sách chia cổ tức, đòn cân nợ và khả năng sinh lời lên giá trị tương lai của doanh nghiệp. Nghiên cứu đã chứng CHƯƠNG 1 minh được mối quan hệ theo hàm mũ (bậc 2) giữa giá trị tương lai doanh nghiệp TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU VÀ CƠ SỞ LÝ LUẬN VỀ TÁC ĐỘNG CỦA đo lường bằng giá trị thị trường trên giá trị sổ sách với tư cách là biến phụ thuộc CẤU TRÚC VỐN ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA DOANH NGHIỆP và đòn cân nợ với tư cách là biến độc lập. 1.1. Tổng quan nghiên cứu tác động của cấu trúc vốn đến khả năng sinh lời của Margaritis & Psillaki (2010) nghiên cứu mối quan hệ giữa cấu trúc vốn, cơ doanh nghiệp cấu sở hữu và hiệu suất công ty bằng cách sử dụng một mẫu của các công ty sản 1.1.1. Các nghiên cứu vận dụng dạng hàm tuyến tính trong phân tích xuất của Pháp. Các tác giả sử dụng các phương pháp phân tích bao bọc dữ liệu Nhiều nghiên cứu đã tập trung vào mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và khả năng (DEA) để xây dựng đo lường hiệu quả của công ty theo khoảng cách từ giá trị biên. sinh lời của doanh nghiệp với những kết quả trái chiều (Abor, 2005; Salim & Yadav, Đỗ Văn Thắng và Trịnh Quang Thiều (2010) nghiên cứu với mục tiêu phân 2012; Okiro và cộng sự, 2015; Chadha & Sharma, 2015; Vătavu, 2015; Kodongo và tích mối quan hệ thực nghiệm giữa giá trị doanh nghiệp (được đo bằng chỉ số Tobin’s cộng sự, 2015; Hamid và cộng sự, 2015; Detthamrong và cộng sự, 2017; Muritala, Q) và cấu trúc vốn của các công ty đang niêm yết trên sàn chứng khoán TP.HCM. 2018; Tirumalsety và Gurtoo, 2019). Sử dụng nhiều thước đo khác nhau đối với khả Cũng nghiên cứu tại thị trường Đài Loan nhưng giai đoạn nghiên cứu là từ năng sinh lời của doanh nghiệp và nhiều phương pháp đánh giá khác nhau, các 1993- 2005, Lin và Chang (2011) đã thực hiện nghiên cứu với 196 doanh nghiệp tại nghiên cứu cho ra các kết quả trái chiều nhau về tác động của tỷ lệ nợ tới khả năng Đài Loan để đi tìm câu trả lời cho câu hỏi nợ có ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của sinh lời của doanh nghiệp. DN không? Nghiên cứu đã phát hiện đã phát hiện ra hai ngưỡng giữa tỷ số nợ và khả năng sinh lời của DN đó là 9,86% và 33,33%. Khi tỷ số nợ thấp hơn 9,86% thì khả
5 6 năng sinh lời của DN được đo bằng Tobin’Q tăng bằng 0,0546% tương ứng với mức tỉ lệ nhất định để tài trợ cho hoạt động sản xuất kinh doanh (Ross, Westerfield, & tăng 1% trong tỷ số nợ. Jordan, 2008). Mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và khả năng sinh lời của doanh nghiệp Đoàn Vinh Thăng (2016) nghiên cứu xem xét ảnh hưởng của cấu trúc vốn lên khả có thể được giải thích thông qua các lý thuyết về cấu trúc vốn như sau. năng sinh lời của 2.888 công ty cổ phần có vốn nhà nước tại Việt Nam. Kết quả ước Lý thuyết cấu trúc tài chính tối ưu lượng bằng mô hình hồi quy theo phương pháp OLS cho thấy rằng, cấu trúc vốn và khả Lý thuyết của Modigliani and Miller (M&M) Theory năng sinh lời, đại diện bởi tỉ số ROA và ROE, có mối quan hệ hình chữ U ngược. Lý thuyết M&M trong trường hợp có thuế 1.2. Khoảng trống nghiên cứu Lý thuyết M&M trong trường hợp không có thuế - Thứ nhất: Việc vận dụng hàm tuyến tính trong phân tích chưa phản ánh Lý thyết đánh đổi đúng bản chất mối quan hệ phi tuyến giữa cấu trúc vốn và khả năng sinh lời Lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn dạng tĩnh - Thứ hai: Một số nghiên cứu đã xem xét mối quan hệ phi tuyến giữa cấu Lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn dạng động trúc vốn và khả năng sinh lời nhưng chưa tính tới kỳ hạn của nợ Lý thuyết trật tự phân hạng - Thứ ba: Một số nghiên cứu xem xét kỳ hạn của nợ nhưng lại vận dụng mối Lý thuyết chi phí đại diện quan hệ tuyến tính và cũng chưa xem xét dạng mô hình đủ biến Lý thuyết tín hiệu Có thể tóm tắt sự khác biệt giữa mô hình hồi quy của luận án và các công trình Lý thuyết đỉnh điểm thị trường trước đây trong lịch sử nghiên cứu như sau: 1.3.2. Các chỉ tiêu phản ánh cấu trúc vốn và khả năng sinh lời của doanh nghiệp Mô hình trong các nghiên cứu trước đây 1.3.2.1. Chỉ tiêu phản ánh cấu trúc vốn Mô hình phi tuyến Cấu trúc vốn như phần lý thuyết được đo lường qua 3 thành phần: Khả năng sinh lời = β0+ β1*Tỷ lệ nợ + β2*Tỷ lệ nợ2 + ∑βi*Biến kiểm soáti +u (1) Nợ phải trả là các khoản tín dụng DN huy động từ các chủ thể trong nền kinh Mô hình tuyến tính tế và cam kết thanh toán nợ gốc, chi phí sử dụng nợ theo thời gian quy định. Các hình thức biểu hiện của nợ phải trả là vốn vay, mượn từ bên ngoài hoặc thông qua phát hành Khả năng sinh lời = β0+ β1*Tỷ lệ nợ + ∑βi*Biến kiểm soáti +u (2) chứng khoán nợ. Căn cứ theo thời gian, nợ phải trả bao gồm nợ ngắn hạn và nợ dài hạn. Khả năng sinh lời = β0+ β1*Tỷ lệ nợ ngắn hạn + ∑βi*Biến kiểm soáti +u (3) Vốn chủ sở hữu là nguồn vốn do chủ sở hữu góp vào DN và DN không phải cam Khả năng sinh lời = β0+ β1*Tỷ lệ nợ dài hạn + ∑βi*Biến kiểm soáti +u (4) kết thanh toán, nhưng họ kỳ vọng mang lại lợi ích từ HQKD của DN. Mô hình của luận án 1.3.2.2. Chỉ tiêu phản ánh khả năng sinh lời của doanh nghiệp Khả năng sinh lời = β0+ β1*Tỷ lệ nợ ngắn hạn + β2*Tỷ lệ nợ ngắn hạn 2 + β3*Tỷ lệ Đầu ra phản ánh lợi nhuận nợ dài hạn + β4*Tỷ lệ nợ dài hạn 2 + ∑βi*Biến kiểm soáti +u (5) Khả năng sinh lời = Nguồn lực đầu vào hay đầu ra 1.3. Cơ sở lý thuyết về tác động của cấu trúc vốn đến khả năng sinh lời của (Hay sức sinh lời) phản ánh kết quả doanh nghiệp Tỷ suất sinh lời của vốn chủ sở hữu 1.3.1 Các vấn đề cơ bản về cấu trúc vốn trong doanh nghiệp Tỷ suất sinh lời của Lợi nhuận sau thuế 100 1.3.1.1. Cấu trúc vốn và thành phần cấu trúc vốn = x vốn chủ sở hữu (ROE) Vốn chủ sở hữu bình quân (%) Có nhiều định nghĩa về cấu trúc vốn: Một số tác giả định nghĩa cấu trúc vốn của doanh nghiệp là sự pha trộn giữa nợ và vốn chủ sở hữu được sử dụng để tài trợ Tỷ suất sinh lời của tài sản cho hoạt động sản xuất, kinh doanh (Damodaran, 2011). Theo Ahmad và các cộng Tỷ suất sinh lời của = Lợi nhuận sau thuế X 100 (%) sự (2012), cấu trúc vốn là quan hệ tỷ trọng giữa nợ và vốn chủ sở hữu trong tổng tài sản (ROA) nguồn vốn của doanh nghiệp để tài trợ cho các hoạt động sản xuất kinh doanh. 1.3.3. Mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và khả năng sinh lời của doanh nghiệp 1.3.1.2. Các lý thuyết về cấu trúc vốn trong doanh nghiệp Cho đến nay sự tranh luận về tầm quan trọng của việc lựa chọn cấu trúc vốn Có các định nghĩa khác nhau được thực hiện cho cấu trúc vốn. Theo cách định của DN vẫn đang tiếp tục dù nó đã diễn ra trong nhiều thập kỷ và xét về mặt bản chất, nghĩa của Ross & cộng sự (2008) cấu trúc vốn của một doanh nghiệp, hay còn gọi là các chuyên gia vẫn đang đưa ra nhiều quan điểm về tác động của cấu trúc vốn đến đòn bẩy tài chính, là sự kết hợp giữa việc sử dụng vốn nợ và vốn chủ sở hữu theo một khả năng sinh lời của doanh nghiệp. Modigliani và Miller (1958) đã lập luận rằng:
7 8 Hiệu quả kinh doanh độc lập với sự lựa chọn của cấu trúc vốn trong “giả định” của Biến phụ thuộc (Khả năng sinh lời) (Profitability) thị trường hoàn hảo. Kể từ khi Modigliani và Miller (1958) công bố điều này, nhiều LLNit LLit - Trung bình của LLit sự tranh luận tập trung vào tính thực tế của các “giả định”, trong đó bao gồm sự thiếu LLN2it Bình phương của LLNit vắng của các loại thuế, chi phí phá sản, và một số thiếu xót so với thế giới thực. Do TLNit TLit - Trung bình của TLit đó các chuyên gia phản bác cho rằng: Vì sự không hoàn hảo của thị trường, sự lựa TLN2it Bình phương của TLNit chọn cấu trúc vốn của một DN có thể ảnh hưởng đến HQKD của DN, từ đó, xuất hiện Biến kiểm soát Control variables thêm các lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm bổ sung cho lập luận này. SIZEi,t Quy mô doanh nghiệp (log (tổng tài sản)) CHƯƠNG 2 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 2.1. Giả thuyết nghiên cứu H1: Tác động của tỷ lệ nợ ngắn hạn lên ROE có quan hệ hình chữ U ngược. H2: Tăng tỷ lệ nợ ngắn hạn có tác động tiêu cực tới ROA H3: Tác động của tỷ lệ nợ dài hạn lên ROE có quan hệ hình chữ U ngược H4: Tăng tỷ lệ nợ dài hạn có tác động tiêu cực tới ROA. H5: Tỷ lệ sở hữu Nhà nước có tác động tiêu cực tới ROA và ROE H6: Quy mô doanh nghiệp có ảnh hưởng tích cực tới ROA và ROE H7: Tốc độ tăng trưởng doanh thu có ảnh hưởng tích cực tới ROA và ROE 2.2. Mô hình nghiên cứu đề xuất, các biến và thang đo Với việc tham khảo mô hình nghiên cứu trước đánh giá về tác động của cấu trúc vốn tới khả năng sinh lời các doanh nghiệp phi tài chính. Tác giả đưa ra mô hình giả thuyết như sau: Phương trình hồi quy: Dạng tổng quát của phương trình hồi quy như sau: Profitabilityit = π0+π1Capital Structurei,t+π2*Capital Structurei,t2 +Control Variablesi,t +uit (1) Các biến số được mô tả như bảng 1.2 Bảng 1.2. Chi tiết các biến của mô hình 1 Biến phụ thuộc (Khả năng sinh lời) (Profitability) ROEit Lợi nhuận ròng/Vốn chủ sở hữu ROAit Lợi nhuận ròng/Tổng tài sản Biến độc lập - Cấu trúc vốn (Capital Structure) SLit Nợ ngắn hạn/Tổng tài sản SL2it (Nợ ngắn hạn/Tổng tài sản)2 LLit Nợ dài hạn/Tổng tài sản LL2it (Nợ dài hạn/Tổng tài sản)2 TLit Tổng nợ/Tổng tài sản TL2it (Tổng nợ/Tổng tài sản)2 SLNit SLit - Trung bình của SLit SLN2it Bình phương của SLNit
9 10 2 ROEi,t =φo+φ1*LLNi,t+φ2*LLNi,t +φ3*SOi,t+ φ4*GROWTHi,t+φ5*SIZEi,t +ri,t Sau đó, nghiên cứu sinh tiến hành hồi quy theo Fixed effect và Random effect. ROAi,t =αo+α1*TLNi,t+α2*TLNi,t2+α3*SOi,t +α4*GROWTHi,t+α5*SIZEi,t +ei,t Kiểm định Hausman sử dụng để tìm ra mô hình phù hợp (giữa Fixed effect và Random ROEi,t =γo+γ1*TLNi,t+γ2*TLNi,t2+γ3*SOi,t+γ4*GROWTHi,t+γ5*SIZEi,t+εi,t effect) đối với dữ liệu nghiên cứu thực tế (Hausman, 1978). Việc lựa chọn mô hình nghiên cứu sẽ Trong đó: sử dụng kiểm định Hausman giữa mô hình Fixed effect và Random effect, với giả thuyết: ei,t; εi,t; vi,t; ri,t; si,t; σi,t: sai số trong các phương trình hồi quy tương ứng Ho: Mô hình Random effect là phù hợp 2.3. Khái quát mẫu nghiên cứu và dữ liệu H1: Mô hình Fixed effect là phù hợp Dữ liệu sử dụng trong luận án được cung cấp bởi công ty Vietstock. Đối với Trong trường hợp kiểm định Hausman cho p-value lớn hơn 0.05 thì mô hình mô hình của tác giả đưa ra sẽ sử dụng dữ liệu mảng với các doanh nghiệp phi tài Random effect là phù hợp và ngược lại nếu p-value của kiểm định Hausman nhỏ hơn chính niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Việt Nam từ 2009 đến 2018. Hình 0.05 thì mô hình Fixed effect là phù hợp. thức thu thập dữ liệu là sử dụng báo cáo tài chính của các doanh nghiệp đã được Sau khi lựa chọn được mô hình Fixed effect hoặc Random effect, tác giả tiếp kiểm toán và công bố trên sàn giao dịch chứng khoán. Dữ liệu được thu thập cho tục tiến hành kiểm định tự tương quan và phương sai thay đổi. Trong trường hợp tồn 490 doanh nghiệp. Sau khi loại bỏ những quan sát không đáng tin cậy và những quan sát bị sót, tác giả còn một bộ số liệu đầy đủ của 438 doanh nghiệp với 3942 tại các vấn đề này thì mô hình sẽ được hiệu chỉnh bằng mô hình hiệu chỉnh tổng quát quan sát. Một số quan sát cho năm 2009 bị loại bỏ do có sự xuất hiện của biến tăng GLS (Generalized least squares). trưởng doanh thu trong mô hình với đòi hỏi phải hy sinh năm gốc để tính. CHƯƠNG 3 2.4. Phương pháp phân tích dữ liệu THỰC TRẠNG CẤU TRÚC VỐN VÀ KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC Dữ liệu do công ty Vietstock cung cấp là dạng dữ liệu mảng từ 2009 đến 2018 DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM tính cho các doanh nghiệp phi tài chính. Dữ liệu sau khi được thu thập sẽ được đưa vào phần mềm STATA để phân tích. Đầu tiên, nghiên cứu sinh sẽ hồi quy theo mô 3.1. Khái quát doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam hình Pooled OLS. Mô hình Pooled OLS là mô hình đơn giản nhất khi không xem xét 3.1.1. Khái niệm và đặc điểm doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán tới sự khác biệt giữa các doanh nghiệp nghiên cứu. Sau khi hồi quy mô hình Pooled Việt Nam OLS, tác giả tiến hành kiểm định sự tin cậy của mô hình: Khái niệm: Công ty niêm yết (CTNY) là các doanh nghiệp mà cổ phiếu của Kiểm định Đa cộng tuyến doanh nghiệp được niêm yết trên thị trường chứng khoán (TTCK). Ho: Mô hình không tồn tại đa cộng tuyến Đặc điểm doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam: H1: Mô hình có đa cộng tuyến - Thứ nhất: là loại công ty cổ phần, cổ phiếu và trái phiếu của doanh nghiệp Với giá trị VIF nhỏ hơn 10 cho thấy mô hình không có đa cộng tuyến; ngược được niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Được quyền phát hành chứng lại nếu VIF lớn hơn 10 kết luận mô hình tồn tại đa cộng tuyến. (Ramanathan, 2002; khoán khi có nhu cầu tang vốn. Gujarati, 2003) -- T T hh ứ ứ hh aa ii :: C C T T N N Y Y cc ũũ nn gg bb aa oo gg ồồ m m cc áá cc dd oo aa nn hh nn gg hh ii ệệ pp cc óó ss ởở hh ữ ữ uu nn hh àà đđ ư ư ợợ cc cc ổổ Kiểm định phương sai thay đổi: pp hh ầầ nn hh óó aa (( cc áá cc dd oo aa nn hh nn gg hh ii ệệ pp cc óó tt ỷỷ ll ệệ ss ởở hh ữ ữ uu nn hh àà nn ư ư ớớ cc tt ừ ừ 55 00 % % tt rr ởở ll êê nn đđ ư ư ợợ cc cc oo ii ll àà Ho: Mô hình không có phương sai thay đổi dd oo aa nn hh nn gg hh ii ệệ pp nn hh àà nn ư ư ớớ cc )) .. H1: Mô hình có phương sai thay đổi -- T T hh ứ ứ bb aa :: N N ii êê m m yy ếế tt cc hh ứ ứ nn gg kk hh oo áá nn ll àà vv ii ệệ cc đđ ư ư aa cc áá cc cc hh ứ ứ nn gg kk hh oo áá nn cc óó đđ ủủ đđ iiii ềề uu kk ii ệệ nn Với p-value của kiểm định hetero lớn hơn 0.05 -> chấp nhận giả thuyết Ho vv àà oo gg ii aa oo dd ịịịị cc hh tt ạạ ii ss ởở gg ii aa oo dd ịịịị cc hh cc hh ứ ứ nn gg kk hh oo áá nn hh oo ặặ cc tt rr uu nn gg tt ââ m m gg ii aa oo dd ịịịị cc hh cc hh ứ ứ nn gg kk hh oo áá nn .. (Mô hình không tồn tại phương sai thay đổi); ngược lại nếu p-value nhỏ hơn 0.05 -> 3.1.2. Lịch sử hình thành thị trường chứng khoán mô hình tồn tại phương sai thay đổi. TTCK Việt Nam có 2 sở giao dịch chứng khoán tập trung: (1) Sàn HOSE tại Kiểm định tự tương quan: thành phố Hồ Chí Minh và (2) Sàn HNX tại thành phố Hà Nội. Ho: Mô hình không có tự tương quan H1: Mô hình có tự tương quan ** S S àà nn gg ii aa oo đđ ịịịị cc hh H H O O S S E E Với p-value của kiểm định autocorrelation lớn hơn 0.05 -> chấp nhận giả T T ừ ừ nn gg àà yy tt hh àà nn hh ll ậậ pp tt ớớ ii nn aa yy ,, ss àà nn H H O O S S E E cc óó tt hh ểể pp hh ââ nn cc hh ii aa rr aa tt hh àà nn hh ss áá uu gg ii aa ii đđ oo ạạ nn thuyết Ho (Mô hình không tồn tại tự tương quan); ngược lại nếu p-value nhỏ hơn đđ ặặ cc tt rr ư ư nn gg gg ắắ nn ll ii ềề nn vv ớớ ii nn hh ữ ữ nn gg ss ự ự bb ii ếế nn đđ ổổ ii tt hh ăă nn gg tt rr ầầ m m cc ủủ aa tt hh ịịịị tt rr ư ư ờờ nn gg cc ũũ nn gg nn hh ư ư ss ự ự bb ii ếế nn 0.05 -> mô hình tồn tại tự tương quan. đđ ộộ nn gg cc ủủ aa nn ềề nn kk ii nn hh tt ếế V V ii ệệ tt N N aa m m ::
11 12 Giai đoạn từ 2000 đến năm 2004 Nhóm ngành Quan sát % Giai đoạn 2005 đến 2006 Khai khoáng 171 4.33% Giai đoạn từ 2007 đến 2008 Nghệ thuật, vui chơi & giải trí 18 0.46% Giai đoạn từ 2009 đến 2011 Sản xuất phi nông nghiệp 1467 37.13% Giai đoạn từ 2012 đến 2013 Sản xuất nông nghiệp 36 0.91% Tiện ích 243 6.15% Giai đoạn từ 2014 đến 2016 Vận tải và kho bãi 306 7.74% * Sàn giao địch HNX Xây dựng và bất động sản 981 24.83% Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (Sở GDCK Hà Nội) được thành lập theo Tổng 3942 100% Quyết định số 01/2009/QĐ-TTg của Thủ tướng Chính phủ trên cơ sở chuyển đổi, tổ Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu chức lại Trung tâm Giao dịch chứng khoán Hà Nội (thành lập theo Quyết định số Bảng 3.2. Mô tả chung cho tất cả các doanh nghiệp 127/1998/QĐ-TTg và khai trương hoạt động vào ngày 08/03/2005). Ngày Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max 24/06/2009, Sở GDCK Hà Nội chính thức ra mắt, hoạt động với mô hình Công ty ROE 3942 TNHH một thành viên do Nhà nước (đại diện là Bộ Tài chính) làm chủ sở hữu. 3.1.3. Tình hình hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam Thị trường chứng khoán Việt Nam năm 2019 hiện có trên 2,28 triệu tài khoản của các nhà đầu tư, số lượng tài khoản nhà đầu tư trong và ngoài nước liên tục tăng từ tháng 8/2018 đến tháng 1/2019, đạt tổng cộng 2.197.735 tài khoản, tăng 4,7% so với cuối năm 2018, riêng số lượng tài khoản nhà đầu tư nước ngoài tăng 7%. 3.1.4. Những khó khăn, tồn tại trong hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp niêm yết trên TTCK Việt Nam - Yếu tố bên trong chủ yếu bao gồm áp lực duy trì tốc độ tăng trưởng. Duy trì tốc độ phát triển đáp ứng mong đợi của các đầu tư là thực sự là một áp lực rất lớn cho doanh nghiệp. - Yếu tố về công bố thông tin cũng được coi là khó khăn với các doanh nghiệp niêm yết. Khuôn khổ pháp luật về công bố thông tin của các doanh nghiệp trên thị trường chứng khoán đã rất chặt chẽ, nhưng việc thực hiện gặp nhiều khó khăn. - Yếu tố bên ngoài đến từ sự cạnh tranh không lành mạnh từ các đối thủ cạnh tranh trực tiếp hoặc đối thủ trong ngành làm tổn hại tới giá trị doanh nghiệp trên thị trường. 3.2. Thống kê mô tả cấu trúc vốn và khả năng sinh lời của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam Bảng 3.1. Thống kê mô tả phân theo ngành Nhóm ngành
13 14 3.2.1.3. Ngành công nghệ thông tin Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max Bảng 3.5. Thống kê mô tả cho ngành công nghệ thông tin LL 27 0.069701 0.096874 0 0.349188 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max SO 27 0.393422 0.205073 0 0.565 ROE 243 0.119839 0.092654 -0.34322 0.458011 GROWTH 27 0.301427 0.814733 -0.73 2.739127 ROA 243 0.073061 0.054718 -0.16993 0.394106 Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu SL 243 0.346071 0.168724 0.00885 0.845657 3.2.1.7. Ngành khai khoáng LL 243 0.032895 0.063496 0 0.358813 Bảng 3.9. Thống kê mô tả cho ngành khai khoáng SO 243 0.250591 0.1908 0 0.5511 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max GROWTH 243 0.088505 0.301298 -0.64228 2.360689 ROE 171 0.192362 0.152187 -0.48664 0.763947 Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu ROA 171 0.094831 0.108637 -0.10432 0.587561 3.2.1.4. Ngành dịch vụ chuyên môn, khoa học và công nghệ SL 171 0.351582 0.17031 0.056148 0.780236 Bảng 3.6. Thống kê mô tả cho ngành dịch vụ chuyên môn, KH&CN LL 171 0.196514 0.193998 0 0.787283 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max SO 171 0.448457 0.190882 0 0.9811 ROE 72 0.135942 0.091098 0.00336 0.427482 GROWTH 171 0.127586 0.340271 -0.62892 2.154175 ROA 72 0.056956 0.037386 0.001464 0.181307 Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu SL 72 0.521487 0.177376 0.13343 0.800753 3.2.1.8. Ngành nghệ thuật, vui chơi & giải trí LL 72 0.025811 0.043944 0 0.261169 Bảng 3.10. Thống kê mô tả cho ngành nghệ thuật, vui chơi và giải trí SO 72 0.411888 0.234666 0 0.7156 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max GROWTH 72 0.14586 0.365495 -0.43755 2.260839 ROE 18 0.185252 0.217296 -0.16954 0.426203 Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu ROA 18 0.175313 0.19981 -0.12598 0.397243 3.2.1.5. Ngành dịch vụ hỗ trợ (hành chính, du lịch, an ninh, kiểm định...) và xử lý rác thải SL 18 0.105708 0.051255 0.030528 0.186961 Bảng 3.7. Thống kê mô tả cho ngành dịch vụ hỗ trợ LL 18 0.029669 0.036102 0.000292 0.100055 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max ROE 18 0.09997 0.148309 -0.41533 0.298944 SO 18 0.1299 0.1427 0 0.3354 ROA 18 0.035924 0.044123 -0.11332 0.090391 GROWTH 18 0.117659 0.220572 -0.37252 0.61646 SL 18 0.484209 0.121714 0.235046 0.706416 Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu LL 18 0.156919 0.095783 0.017501 0.348578 3.2.1.9. Ngành sản xuất phi nông nghiệp SO 18 0.220978 0.161794 0 0.442 Đây là nhóm ngành có số lượng công ty đông đảo nhất trong mẫu của chúng GROWTH 18 0.077297 0.406752 -0.6984 0.945109 ta với tổng số 1.467 quan sát ứng với 163 công ty. Ngành này có cả ROA và ROE Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu cao hơn mức trung bình mẫu với tỷ lệ nợ xấp xỉ trung bình mẫu. 3.2.1.6. Ngành dịch vụ lưu trú và ăn uống Bảng 3.11. Thống kê mô tả cho ngành sản xuất phi nông nghiệp Đối với ngành này chúng ta cũng chỉ có 3 doanh nghiệp trong mẫu với 27 quan Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max sát. Đây là ngành có ROA cao hơn hẳn trung bình mẫu (9% so với mức 6,5% của ROE 1467 0.130815 0.121463 -0.68576 0.61951 trung bình mẫu) nhưng ROE lại thấp hơn trung bình mẫu (11% so với 12,5% của ROA 1467 0.072403 0.071229 -0.33044 0.43276 trung bình mẫu). Tỷ lệ nợ của ngành này rất thấp, thấp hơn đáng kể so với trung bình SL 1467 0.406159 0.181067 0.00572 0.846258 mẫu, chưa tới 20%. Đó có thể coi là nguyên nhân dẫn tới tình trạng ROA cao nhưng LL 1467 0.067225 0.100613 0 0.596116 ROE lại thấp. Nhà nước nắm giữ một tỷ lệ cổ phần đáng kể trong 3 công ty này với SO 1467 0.210068 0.254753 0 0.797 vốn nhà nước chiếm bình quân khoảng 39%. GROWTH 1467 0.125373 0.312584 -0.7343 3.646462 Bảng 3.8. Thống kê mô tả cho ngành dịch vụ lưu trú và ăn uống Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max 3.2.1.10. Ngành sản xuất nông nghiệp ROE 27 0.111367 0.088422 0.002924 0.284312 Ngành sản xuất nông nghiệp này có cả ROA và ROE đều ở mức rất cao. Tuy ROA 27 0.091458 0.079238 0.002103 0.23248 nhiên, chỉ với 4 công ty niêm yết, tính đại diện có lẽ chưa đủ để đưa ra kết luận cho ngành này. Tuy nhiên, trong mẫu của chúng ta, ROA và ROE của ngành này đều SL 27 0.171677 0.09448 0.034254 0.362904
15 16 thuộc dạng cao nhất (11,84% và 16,8%). Đây cũng là ngành mà tỷ lệ nợ cũng chỉ ở CHƯƠNG 4 mức thấp so với trung bình mẫu dù không phải là quá thấp. PHÂN TÍCH TÁC ĐỘNG CỦA CẤU TRÚC VỐN Bảng 3.12. Thống kê mô tả cho ngành sản xuất nông nghiệp ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TRÊN Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM ROE 36 0.16802 0.092484 -0.09026 0.29373 ROA 36 0.11837 0.068389 -0.02848 0.220432 SL 36 0.231396 0.087691 0.040375 0.396045 4.1. Ma trận hệ số tương quan LL 36 0.122191 0.160542 0 0.443254 Ma trận hệ số tương quan chỉ ra mối quan hệ giữa từng cặp biến. Chúng ta sẽ SO 36 0.048883 0.073345 0 0.186 không đưa cả ba biến tỷ lệ nợ dài hạn, tỷ lệ nợ ngắn hạn và tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài GROWTH 36 0.143484 0.281189 -0.36939 1.047076 sản vào cùng một mô hình vì điều đó chắc chắn gây hiện tượng đa cộng tuyến giữa Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu biến tổng nợ trên tổng tài sản với tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản và tỷ lệ nợ dài 3.2.1.11. Ngành tiện ích hạn trên tổng tài sản do biến tỷ lệ nợ bằng tổng của hai biến còn lại. Bảng 3.13. Thống kê mô tả cho ngành tiện ích 4.2. Mô hình nghiên cứu chính của luận án: Xem xét đồng thời tác động của nợ Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max ngắn hạn và dài hạn lên khả năng sinh lời ROE 243 0.154766 0.095477 -0.05174 0.524672 4.2.1. Xem xét đồng thời tác động của nợ ngắn hạn và dài hạn lên ROA ROA 243 0.090608 0.070647 -0.03328 0.416297 SL 243 0.295939 0.17327 0.029783 0.703148 Mô hình LL 243 0.148861 0.155265 0 0.650952 ROAi,t = ψo + ψ1*SLNi,t + ψ2*SLNi,t2 + ψ3*LLNi,t + ψ4*LLNi,t2 + ψ5*SOi,t + SO 243 0.379842 0.256571 0 0.9672 ψ6*GROWTHi,t + ψ7*SIZEi,t + oi,t GROWTH 243 0.163803 0.41595 -0.54702 4.234057 Các kiểm định về đa cộng tuyến, phương sai không đồng đều và tự tương quan Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu sau khi hồi quy OLS cho ra kết quả như sau: 3.2.1.12. Ngành vận tải và kho bãi Bảng 4.5. Kiểm định đa cộng tuyến 1 Bảng 3.14. Thống kê mô tả cho ngành vận tải và kho bãi Variable Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max ROE 306 0.144228 0.123658 -0.57122 0.7115 ROA 306 0.09665 0.080536 -0.08474 0.388603 SL 306 0.228803 0.139155 0.029516 0.686438 LL 306 0.135056 0.153426 0 0.683917 SO 306 0.242485 0.252653 0 0.697 GROWTH 306 0.149348 0.555287 -0.56803 8.679295 Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu 3.2.1.13. Ngành xây dựng và bất động sản Bảng 3.15. Thống kê mô tả cho ngành xây dựng và bất động sản Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max ROE 981 0.094157 0.111197 -0.77949 0.60554 ROA 981 0.033332 0.042172 -0.24054 0.273521 SL 981 0.51597 0.207696 0.008259 0.912342 LL 981 0.131211 0.159598 0 0.800729 SO 981 0.213009 0.248885 0 0.8 GROWTH 981 0.236279 0.927715 -0.93043 10.80467 Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu
17 18 Bảng 4.7. Kiểm định phương sai không đồng đều 1 [-4.59] White's test for Ho: homoskedasticity LLN -0.171*** [-23.80] against Ha: unrestricted heteroskedasticity LLN2 0.0527*** chi2(33) = 440.15 [3.11] Prob > chi2 = 0.0000 SO 0.00619*** Kết quả kiểm định cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến nhưng có hiện [2.86] tượng tự tương quan và phương sai không đồng đều vì giá trị p-value của hai kiểm GROWTH 0.0104*** định sau đều nhỏ hơn 5%, dẫn tới việc bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5%. [15.58] Nghiên cứu sinh tiếp tục thực hiện hồi quy theo hai mô hình FEM và SIZE 0.00838*** [5.76] REM.Tiếp theo, nghiên cứu sinh thực hiện kiểm định Hausman để đánh giá mức độ _cons 0.0560*** phù hợp của mô hình FEM và REM. Kết quả kiểm định được trình bày dưới đây. [37.16] Bảng 4.8. Kiểm định Hausman 1 N 3942 Test: Ho: difference in coefficients not systematic ---------------------------- chi2(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 15.27 t statistics in brackets Prob>chi2 = 0.0326 * p
19 20 Nghiên cứu sinh tiếp tục thực hiện hồi quy theo hai mô hình FEM và Mô hình GLS REM.Tiếp theo, nghiên cứu sinh thực hiện kiểm định Hausman để đánh giá mức độ SIZE 0.0219*** phù hợp của mô hình FEM và REM. Kết quả kiểm định được trình bày dưới đây. [7.32] Bảng 4.13. Kiểm định Hausman2 _cons 0.108*** Test: Ho: difference in coefficients not systematic [31.54] chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 8.12 ---------------------------- Prob>chi2 = 0.3222 N 3942 Nguồn: Tác giả phân tích dữ liệu ---------------------------- Kết quả phân tích hồi quy đánh giá tác động của tỷ lệ nợ ngắn hạn và dài hạn lên t statistics in brackets ROE cho thấy mô hình REM được lựa chọn sau kiểm định Hausman giữa FEM và REM * p
21 22 Hệ số tương quan âm giữa hai biến trên thể hiện việc doanh nghiệp sử dụng nợ 4.3.2. So sánh kết quả của mô hình chính đủ biến của luận án với các mô hình ngắn hạn và dài hạn thay thế nhau. Việc sử dụng nợ ngắn hạn ban đầu sẽ tạo ra chi trong lịch sử nghiên cứu phí thấp do nợ ngắn hạn bao gồm cả những khoản phải trả, phải nộp không mất chi 4.3.2.1. Các kết quả không bị thay đổi phí và vay ngắn hạn với chi phí thấp hơn vay dài hạn. Tuy nhiên, tới một mức độ - Tác động của nợ ngắn hạn lên ROA nhất định, khi các khoản nợ ngắn hạn với chi phí thấp đã hết, việc sử dụng nợ ngắn Kết quả về tác động của nợ ngắn hạn lên ROA không bị thay đổi do việc hạn lại đẩy chi phí lên cao hơn so với nợ dài hạn. Đó chính là thời điểm việc sử dụng thiếu biến tỷ lệ nợ dài hạn trong mô hình. Cả hai hệ số hồi quy đối với tỷ lệ nợ chi phí nợ dài hạn sẽ trở nên có lợi hơn. ngắn hạn và tỷ lệ nợ ngắn hạn bình phương đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. 4.3. Ảnh hưởng của việc hồi quy phân tích tác động của từng biến đại diện cho Quan sát kỹ kết quả đạt được, chúng ta sẽ thấy mối quan hệ này là một parabol cấu trúc vốn đến khả năng sinh lời trong lịch sử nghiên cứu dạng U ngược có điểm cực đại nằm bên trái trục tung và về bản chất tương đương 4.3.1. Thực hiện hồi quy theo các mô hình trong lịch sử nghiên cứu với mối quan hệ tuyến tính vì đoạn đồ thị mang ý nghĩa kinh tế là đoạn nằm bên Sau khi tiến hành hồi quy Pool OLS, FEM, REM cùng các kiểm định đã thực phải trục tung, nơi có tỷ lệ nợ ngắn hạn dương. Trong đoạn đó, tỷ lệ nợ ngắn hạn hiện tương tự như ở hai mô hình chính, các kết quả phân tích cho thấy hồi quy GLS hoàn toàn có quan hệ nghịch biến với ROA. Như vậy, mối quan hệ ở đấy là khi tỷ có hiệu chỉnh là mô hình phù hợp nhất. Tổng hợp kết quả từ hồi quy GLS có hiệu lệ nợ ngắn hạn tăng thì ROA sẽ giảm. Tuy nhiên, điều này phù hợp với ý nghĩa chỉnh đối với 6 mô hình ở trên như sau: kinh tế vì tăng sử dụng nợ tác động tiêu cực tới chỉ tiêu lợi nhuận sau thuế, từ đó Bảng 4.17. Kết quả hồi quy GLS của 6 mô hình ở trên tác động tiêu cực tới chỉ tiêu ROA. - Tác động của nợ ngắn hạn lên ROE Tác động của nợ ngắn hạn lên ROE vẫn có ý nghĩa thống kê ở dạng tuyến tính vì tuân theo dạng parabol U ngược có điểm cực đại nằm bên trái trục tung. 4.3.2.2. Các kết quả bị thay đổi - Tác động của nợ dài hạn lên ROA Tác động của nợ dài hạn lên ROA vẫn có ý nghĩa thống kê ở dạng phi tuyến và tuân theo dạng parabol chữ U có điểm cực tiểu nằm ở bên phải trục tung. Tuy nhiên, ở trường hợp đủ cả biến tỷ lệ nợ ngắn hạn và dài hạn trong cùng một phương trình hồi quy, điểm cực tiểu của parabol là 162%. Tuy nhiên, phần mang ý nghĩa kinh tế của đồ thị chỉ ở trong đoạn từ 0% tới 100%. Điều đó cho thấy mối quan hệ về bản chất là ngược chiều, nghĩa là tăng tỷ lệ nợ ngắn hạn có tác động tiêu cực tới ROA. Ở trường hợp thiếu biến (phương trình chỉ có mỗi tỷ lệ nợ ngắn hạn, không đưa tỷ lệ nợ dài hạn vào), điểm cực tiểu là 0,0676/(2*0.0476)=71%. Như vậy, điểm cực tiểu này nằm trong khu vực mang ý nghĩa kinh tế. Như vậy, sử dụng nợ dài hạn có tác động tích cực tới ROA khi nợ dài hạn ở một mức độ lớn nhất định. Vượt quá mức độ đó, tác động của tỷ lệ nợ dài hạn tới ROA sẽ là tiêu cực. - Tác động của nợ dài hạn lên ROE Mô hình đánh giá tác động của tỷ lệ nợ dài hạn lên ROE ở bảng trên cho thấy biến tỷ lệ nợ dài hạn bình phương không có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy không có cơ sở để kết luận tác động của tỷ lệ nợ dài hạn lên ROE có dạng phi tuyến. Đồng thời kết quả này cũng không mang ý nghĩa kinh tế khi đưa ra kết luận sử dụng nợ dài hạn làm giảm ROE trong bối cảnh kết quả ở phần trên cho thấy sử dụng nợ dài hạn lại có tác động tích cực tới ROA. Khi việc sử dụng nợ dài hạn có tác động tích
23 24 cực tới ROA thì càng có tác động tích cực hơn tới ROE vì sử dụng nợ thay thế cho - Giả thuyết H3 không được chấp nhận vốn chủ sở hữu còn có thêm tác động làm giảm mẫu số của ROE. H3: Tác động của tỷ lệ nợ dài hạn lên ROE có quan hệ hình chữ U ngược - Biến sở hữu nhà nước (SO) và ROA - Giả thuyết H4 được chấp nhận Hệ số hồi quy của biến SO không có ý nghĩa thống kê trong mô hình đánh giá tác H4: Tăng tỷ lệ nợ dài hạn có tác động tiêu cực tới ROA động của tỷ lệ nợ ngắn hạn lên ROA nhưng lại có ý nghĩa thống kê mạnh ở mức 1% - Giả thuyết H5 bị bác bỏ trong mô hình tổng hợp cả nợ ngắn hạn và nợ dài hạn. H5: Tỷ lệ sở hữu nhà nước có tác động tiêu cực tới ROA và ROE 4.3.2.3. Ảnh hưởng của việc gộp chung nợ ngắn hạn và dài hạn thành một biến tổng - Giả thuyết H6 được chấp nhận nợ trên tổng tài sản H6: Quy mô doanh nghiệp có ảnh hưởng tích cực tới ROA và ROE - Tác động của hệ số nợ tới ROA có dạng tuyến tính và là tác động tiêu cực - Giả thuyết H7 được chấp nhận Kết quả của mô hình GLS cho thấy mối quan hệ giữa tỷ lệ nợ và ROA ở dạng H7: Tốc độ tăng trưởng doanh thu có ảnh hưởng tích cực tới ROA và ROE parabol chữ U ngược có điểm cực đại nằm bên trái trục tung. Như vậy, ROA có mối quan hệ về bản chất là tuyến tính đối với tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản. Điều này hợp 5.2. Một số khuyến nghị lý và có ý nghĩa kinh tế. Việc gia tăng nợ dẫn tới việc tăng chi phí lãi vay, từ đó làm Từ thực tế kết quả nghiên cứu, NCS đưa ra các khuyến nghị với doanh nghiệp giảm lợi nhuận sau thuế. Tuy nhiên, tổng tài sản vẫn không thay đổi dù nguồn tài trợ cũng như cá nhân tổ chức liên quan tới hoạt động của doanh nghiệp. Các khuyến nghị là nợ hay vốn chủ sở hữu. Vì vậy, gia tăng nợ sẽ dẫn tới giảm ROA. được trình bày chi tiết như sau: Như vậy, kết quả của việc gộp chung tỷ lệ nợ ngắn hạn và nợ dài hạn vào - Doanh nghiệp nên có một mức độ sử dụng nợ ngắn hạn hợp lý thành tỷ lệ nợ trên tổng tài sản sẽ tương đồng với kết quả tác động của tỷ lệ nợ - Doanh nghiệp cân nhắc việc sử dụng nợ dài hạn thay thế cho nợ ngắn hạn ngắn hạn và dài hạn lên ROA trong mô hình đầy đủ. - Doanh nghiệp có thể cân nhắc việc mở rộng quy mô tổng tài sản - Tác động của hệ số nợ tới ROE có dạng tuyến tính và là tác động tiêu cực - Doanh nghiệp nên chú trọng vào việc tiêu thụ sản phẩm Từ kết quả của bảng 4.17, chúng ta thấy tỷ lệ nợ có tác động ở dạng parabol U - Chính phủ nên cân nhắc lại việc thoái vốn toàn bộ ra khỏi các doanh nghiệp ngược có điểm cực đại nằm bên trái trục tung. Như vậy, ROE có mối quan hệ về bản - Khuyến nghị với các đơn vị cho vay chất là tuyến tính đối với tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản. 5.3. Hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp theo Như vậy, kết quả của việc gộp chung tỷ lệ nợ ngắn hạn và nợ dài hạn vào Mặc các giả thuyết nghiên cứu đã được trả lời, tuy nhiên trong nghiên cứu này, thành tỷ lệ nợ trên tổng tài sản sẽ tương đồng với kết quả tác động của tỷ lệ nợ ngắn tác giả mới chỉ đưa ra tác động của cấu trúc vốn bao gồm tỷ lệ nợ ngắn hạn, tỷ lệ nợ hạn lên ROE trong mô hình đầy đủ nhưng khác với kết quả tác động của tỷ lệ nợ dài hạn và tỷ lệ nợ. Trong cơ cấu của tỷ lệ nợ, luận án có hạn chế là không xem xét dài hạn lên ROE. phân tách ra các khoản nợ khác nhau như nợ chịu lãi hay các khoản nợ không chịu lãi CHƯƠ NG 5 như phải trả người bán, phải nộp ngân sách. Do đó, việc đo lường cấu trúc vốn hợp lý THẢ O LUẬ N K ẾT QUẢ NGHIÊN C ỨU VÀ K HUY ẾN NGHỊ chưa phân tách được phần vốn vay và những phần không phải vốn vay. 5.1. Thảo luận k ết quả nghiên cứu Do đó, trong các nghiên cứu tiếp theo NCS đề xuất các nhà nghiên cứu có thể Ở phần 1.3.1, nghiên cứu sinh đã đưa ra 7 giả thuyết nghiên cứu. Dựa vào kết phân tích chi tiết hơn và tập trung vào cơ cấu nợ nhằm chi tiết hóa các kết quả quả phân tích bộ số liệu các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt nghiên cứu. Với việc chi tiết vào các thành phần chi tiết của nợ ngắn hạn và nợ dài Nam, nghiên cứu sinh sẽ so sánh với giả thuyết nghiên cứu để thảo luận về kết quả. hạn sẽ giúp doanh nghiệp có thể đi tới các giải pháp chi tiết cụ thể cho từng hạng Các giả thuyết nghiên cứu như sau: mục nợ trong doanh nghiệp để tăng khả năng sinh lời cho doanh nghiệp của mình. - Giả thuyết H1 được chấp nhận. Việc chi tiết hóa các danh mục nợ mang lại khả năng sinh lời khác nhau giúp chiến H1: Tác động của tỷ lệ nợ ngắn hạn lên ROE có quan hệ hình chữ U ngược. lược ra quyết định sử dụng cấu trúc vốn sẽ trở lên dễ dàng hơn. - Giả thuyết H2 được chấp nhận H2: Tăng tỷ lệ nợ ngắn hạn có tác động tiêu cực tới ROA