(LUẬN văn THẠC sĩ) các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán việt nam giai đoạn 2009 2011

Giới thiệu

Lý do nghiên cứu

Kểtừ nghiên cứu củaModigliani và Miller năm 1958, vấn đềvềcấu trúc vốn đã trởthành mối quan tâm lớn cho các nhà nghiên cứu (theo khảo sát của Harris và Raviv,

Về lý thuyết, có hai mô hình cấu trúc vốn phổ biến là mô hình đánh đổi cấu trúc vốn tĩnh và lý thuyết trật tự phân hạng.

Theo mô hình đánh đổi cấu trúc vốn, doanh nghiệp hướng tới một cấu trúc vốn tối ưu bằng cách thiết lập mức nợ mục tiêu và điều chỉnh dần đến mục tiêu đó Cấu trúc vốn tối ưu liên quan đến sự cân nhắc giữa tác động của thuế thu nhập doanh nghiệp, chi phí phá sản và chi phí đại diện Nhiều nghiên cứu, như của Modigliani và Miller (1958, 1963) cùng các tác giả khác, đã hỗ trợ mô hình này Ngược lại, lý thuyết trật tự phân hạng của Myers và Majluf (1984) chỉ ra rằng không tồn tại tỷ lệ nợ mục tiêu tối ưu, khi doanh nghiệp ưu tiên sử dụng lợi nhuận giữ lại làm nguồn vốn chính trước khi vay nợ và phát hành cổ phiếu Điều này phản ánh sự tồn tại của thông tin bất cân xứng giữa các nhà đầu tư bên trong và bên ngoài doanh nghiệp, được mở rộng qua nhiều nghiên cứu khác như của Kraker (1986) và Brennan & Kraus (1987).

Việc xác định lý thuyết nào, giữa trật tự phân hạng và mô hình đánh đổi cấu trúc vốn tĩnh, có ảnh hưởng lớn hơn đến quyết định tài trợ của doanh nghiệp là rất quan trọng Tuy nhiên, đây vẫn là một chủ đề gây tranh cãi Shyam và Myers (1999) cho rằng mô hình đánh đổi cấu trúc vốn có khả năng giải thích tốt hơn so với mô hình đánh đổi cấu trúc vốn tĩnh thông qua việc kiểm định các giả thuyết thống kê Ngược lại, Fama và French (2002) cho rằng cả hai mô hình trật tự phân hạng và đánh đổi cấu trúc vốn đều có vai trò quan trọng trong việc giải thích hành vi tài trợ của công ty và không thể bỏ qua bất kỳ lý thuyết nào.

Booth và các cộng sự (2001) chỉ ra rằng việc chứng minh sự tách biệt giữa hai mô hình qua thực nghiệm là khó khăn, do các biến mô tả của mô hình này có thể được áp dụng cho mô hình kia.

Dựa trên các lý thuyết đã đề cập, nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã được thực hiện để phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định về cấu trúc vốn Đặc biệt, các nghiên cứu của Bradley, Jerrell và Kim đã đóng góp đáng kể vào lĩnh vực này.

Nhiều nghiên cứu đã được thực hiện để phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn, bao gồm các tác giả như Titman và Wessels (1988), Rajan và Zingales (1995), và Wald (1999), chủ yếu dựa vào dữ liệu từ các nước phát triển, đặc biệt là Mỹ Kester (1986) đã so sánh các công ty sản xuất tại Nhật Bản và Mỹ, trong khi Rajan và Zingales (1995) khảo sát các doanh nghiệp trong nhóm G7 Wald (1999) cũng sử dụng dữ liệu từ các nước G7, ngoại trừ Canada và Italy Ngoài ra, các nghiên cứu về thị trường mới nổi như Booth et al (2001) và Wiwattanakantang (2001) cũng đã được thực hiện để mở rộng hiểu biết về vấn đề này.

Trong những năm gần đây, nghiên cứu về cấu trúc vốn tại Việt Nam đã trở nên hiếm hoi trên các phân tích quốc tế liên quan đến thị trường đang phát triển Mặc dù có nhiều nghiên cứu thực nghiệm về cấu trúc vốn, nhưng vẫn thiếu những phân tích về tác động của yếu tố tâm lý và hành vi của nhà quản lý đối với cấu trúc vốn.

Việt Nam đang trải qua giai đoạn Công nghiệp hóa – Hiện đại hóa và hội nhập kinh tế quốc tế, dẫn đến những thay đổi lớn trong môi trường kinh doanh Những biến động này vừa mang đến cơ hội, vừa đặt ra thách thức cho các doanh nghiệp, đặc biệt là sự cạnh tranh khốc liệt từ các đối thủ mạnh hơn về vốn và công nghệ Trong bối cảnh này, việc nâng cao hiệu quả sử dụng vốn trở thành yếu tố then chốt để cải thiện khả năng cạnh tranh, nhưng đây là một bài toán không dễ giải cho các doanh nghiệp.

Nghiên cứu này tập trung vào các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2009 - 2011 Đặc biệt, tôi sẽ làm rõ vai trò của yếu tố tâm lý hành vi của nhà quản lý trong việc xác định cấu trúc vốn của doanh nghiệp Việc tìm hiểu những vấn đề này là cần thiết để hiểu rõ hơn về các yếu tố tác động đến quyết định tài chính của các doanh nghiệp Việt Nam.

Nghiên cứu này phân tích dữ liệu tài chính mới nhất từ các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2009-2011, nhằm khám phá các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn và đánh giá các đặc điểm của cấu trúc vốn doanh nghiệp tại Việt Nam.

Mục tiêu nghiên cứu

 Xác định các nhân tố ảnh hưởng đến việc lựa chọn cấu trúc vốn của các doanh nghiệp Việt Nam

Phạm vi nghiên cứu

Tác giảchọn mẫu gồm 150 công ty niêm yết trên hai sàn giao dịch chứng khoán

Hà Nội và Thành Phố HồChí Minh dựa trên sốliệu từ năm 2009 đến 2011 từ báo cáo tài chính của các công ty

Phương pháp nghiên cứu

 Thu thập sốliệu từ báo cáo tài chính của các công ty.

Dựa trên các mô hình nghiên cứu thực nghiệm trước đây, cần xây dựng một mô hình nghiên cứu phù hợp với thực tế của các doanh nghiệp tại Việt Nam.

 Ứng dụng phương pháp OLS chạy mô hình hồi quy trên phần mềm Eview 5.1 đểphân tích mối tương quan giữa các nhân tốvà cấu trúc vốn của doanh nghiệp.

1.5 Kết cấu của luận văn:gồm 5 phần

Kết cấu luận văn

 Phần 2: Tổng quan những nghiên cứu vềcấu trúc vốn

 Phần 3:Phương pháp và dữliệu nghiên cứu

 Phần 4: Nội dung và kết quảnghiên cứu

Tổng quan những nghiên cứu về cấu trúc vốn

Tổng quan một số nghiên cứu thực nghiệm về cấu trúc vốn

Trên thế giới, nghiên cứu về cấu trúc vốn đã được khai thác từ nhiều khía cạnh khác nhau Một số nghiên cứu tập trung vào tác động của cấu trúc vốn đến giá trị doanh nghiệp, như các công trình của Friend và Lang (1988), Barton et al (1989), và nhiều tác giả khác Bên cạnh đó, có những nghiên cứu phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn cấu trúc vốn của doanh nghiệp, ví dụ như Rajan và Zingales (1995) đã xác định bốn biến độc lập quan trọng trong nhóm G7, trong khi Booth et al (2001) nghiên cứu các yếu tố tại mười nước đang phát triển Sbeiti (2010) khảo sát các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn tại các nước GCC, trong khi Huang và Song (2002) tập trung phân tích doanh nghiệp Trung Quốc.

Quốc và Bauer (2004) đã nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp tại Cộng Hòa Séc, trong khi Icke và Ivgen (2011) phân tích các công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Istanbul, Thổ Nhĩ Kỳ Đồng thời, nghiên cứu của Nguyen, Rainey và Andros Gregoriou (2012) tập trung vào các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

Gần đây, bên cạnh các nghiên cứu truyền thống về ảnh hưởng của lợi nhuận, tài sản hữu hình, quy mô, rủi ro kinh doanh, thuế và cơ hội tăng trưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp, đã xuất hiện các nghiên cứu mới tập trung vào tác động của yếu tố hành vi và tâm lý Một ví dụ điển hình là nghiên cứu thực nghiệm của C Barros & Silveira, cho thấy sự quan trọng của những yếu tố này trong việc xác định cấu trúc vốn của doanh nghiệp.

(2007) Bài nghiên cứu cho thấy mối quan hệ dương giữa nợ và sự quá tự tin và lạc quan của nhà quản lý.

Khi ước lượng tác động của các yếu tố đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp, nhiều phương pháp phân tích hồi quy được áp dụng trong các nghiên cứu thực nghiệm Các phương pháp này bao gồm phương pháp bình phương tối thiểu OLS như trong nghiên cứu của Huang và Song (2002) và Bauer (2004), phương pháp ước lượng GMM được sử dụng bởi C Barros & Silveira (2007) cùng với Nguyen, Rainey và Andros Gregoriou (2012), cũng như phương pháp dữ liệu bảng ảnh hưởng bất biến trong nghiên cứu của Booth et al (2001) và Icke và Ivgen (2011) Thêm vào đó, phương pháp phân tích dữ liệu chéo cũng được áp dụng trong nghiên cứu của Sbeiti (2010).

Các nghiên cứu thực nghiệm về cấu trúc vốn rất đa dạng, bao gồm nhiều nội dung và phương pháp khác nhau Chúng tạo thành nguồn tư liệu quý giá cho các nghiên cứu tiếp theo, đồng thời làm nền tảng cho những nghiên cứu mở rộng, khám phá các khía cạnh mới của cấu trúc vốn.

Những nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn

Trong nghiên cứu thực nghiệm về cấu trúc vốn, có hai nhóm nhân tố chính ảnh hưởng đến quyết định này: nhân tố vi mô và nhân tố vĩ mô Nhân tố vi mô bao gồm tài sản hữu hình, lợi nhuận, tính thanh khoản, tấm chắn thuế không nợ, tốc độ tăng trưởng, quy mô công ty, rủi ro kinh doanh và thuế Trong khi đó, nhân tố vĩ mô liên quan đến lãi suất, tốc độ tăng trưởng GDP và sự phát triển của thị trường cổ phiếu Tùy thuộc vào nguồn dữ liệu, mục tiêu nghiên cứu và đặc thù của doanh nghiệp, các tác giả có thể lựa chọn các biến cụ thể để đưa vào mô hình nghiên cứu của mình, như Jorgensen và Terra đã chỉ ra.

Nghiên cứu của năm 2002 đã chỉ ra tác động của tài sản hữu hình, quy mô, lợi nhuận, thuế, tốc độ tăng trưởng GDP và lạm phát đến cấu trúc vốn tại các nước Mỹ Latinh Patrick Bauer (2004) đã xem xét các yếu tố vi mô và phân loại ngành trong nghiên cứu về cấu trúc vốn của các công ty ở Cộng Hòa Séc Huang và Song (2000) đã phân tích các yếu tố như lợi nhuận, tài sản hữu hình, thuế, quy mô, tấm chắn thuế không nợ, tốc độ tăng trưởng, tính bay hơi và cơ cấu sở hữu trong bối cảnh Trung Quốc Dirk Hackbarth (2010), cùng với C Barros và Miceli da Silveira, cũng đã đóng góp vào lĩnh vực này.

Nghiên cứu của năm 2007 đã chỉ ra rằng yếu tố hành vi tâm lý của nhà quản lý có ảnh hưởng đến cấu trúc vốn, bên cạnh các yếu tố vi mô khác Tiếp theo, nghiên cứu của Nguyen, Rainey và Gregoriou (2012) đã xem xét tác động của các yếu tố như lợi nhuận, tài sản cố định hữu hình, quy mô, tốc độ tăng trưởng, tính thanh khoản và tỷ lệ vốn góp của nhà nước đối với đòn bẩy tài chính của các doanh nghiệp tại Việt Nam.

Bài nghiên cứu sẽ phân tích tác động của các yếu tố như quy mô, tài sản hữu hình, lợi nhuận, tính thanh khoản, tốc độ tăng trưởng, thuế thu nhập doanh nghiệp, rủi ro kinh doanh, và tâm lý của nhà quản lý đến cấu trúc vốn dựa trên dữ liệu thu thập được.

Theo nghiên cứu của Titman và Wessels (1988), Rajan và Zingales (1995), cùng với Fama và French (2000), tỷ lệ tài sản cố định hữu hình trên tổng tài sản được coi là yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến đòn bẩy tài chính Lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn cho rằng tài sản cố định hữu hình đóng vai trò là tài sản thế chấp, mang lại sự an toàn cho các nhà cho vay trong tình huống khủng hoảng tài chính Do đó, lý thuyết này dự đoán rằng sẽ có mối quan hệ tích cực giữa đòn bẩy tài chính và tỷ lệ tài sản hữu hình.

Grossman và Hart (1982) chỉ ra rằng chi phí đại diện ở các công ty có tài sản thấp thường cao hơn, do giám đốc tại những doanh nghiệp vay nợ nhiều bị giám sát chặt chẽ hơn bởi các trái chủ Điều này dẫn đến việc các doanh nghiệp với ít tài sản đảm bảo có xu hướng lựa chọn mức nợ cao hơn để hạn chế tiền thưởng Nghiên cứu này dự đoán mối quan hệ âm giữa tài sản cố định hữu hình và đòn cân nợ.

Nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra mối quan hệ tích cực giữa tài sản hữu hình cố định và đòn bẩy tài chính, như các nghiên cứu của Marsh (1982), Long và Malitz (1985), Titman và Wessels (1988), Rajan và Zingales (1995) Tuy nhiên, nghiên cứu của Huang và Song (2002) tại Trung Quốc lại cho thấy tài sản cố định có mối tương quan tiêu cực với đòn bẩy tài chính Nuri (2002) cũng chỉ ra rằng các công ty có tỷ lệ tài sản cố định cao thường có xu hướng sử dụng nhiều nợ dài hạn hơn.

Nghiên cứu năm 2002 chỉ ra rằng có mối quan hệ tích cực giữa tài sản hữu hình và nợ dài hạn, trong khi đó lại phát hiện mối tương quan tiêu cực giữa nợ ngắn hạn và tài sản cố định hữu hình tại Anh.

Tác động của quy mô lên tỷ lệ nợ vẫn còn gây tranh cãi trong lý thuyết tài chính Rajan và Zingales (1995) chỉ ra rằng các công ty lớn thường đa dạng hóa danh mục đầu tư và có nguy cơ phá sản thấp hơn, do đó quy mô có thể có tác động tích cực đến nợ Ngược lại, quy mô cũng có thể phản ánh thông tin mà nhà đầu tư nắm giữ, khiến họ ưa chuộng đầu tư vào cổ phiếu hơn là nợ, dẫn đến tỷ lệ nợ thấp hơn Nhiều nghiên cứu lý thuyết khác như của Harris và Raviv (1990), Stulz (1990), Noe (1988), Narayanan (1988) và Poitevin (1989) đều cho thấy tỷ lệ nợ có xu hướng tăng theo giá trị công ty.

Những nghiên cứu thực nghiệm như Marsh (1982), Rajan và Zhingales (1995), Wald (1999) và Booth et al (2001, đều nhận thấy tỉ lệnợ có tương quan dương với quy mô công ty.

2.2.3 Những cơ hội tăng trưởng:

Nghiên cứu lý thuyết chỉ ra rằng cơ hội tăng trưởng có mối quan hệ âm với tỉ lệ nợ Theo Jung, Kim và Stulz (1996), quản lý và cổ đông có chung mối quan tâm đối với các công ty có cơ hội đầu tư mạnh khi theo đuổi mục tiêu tăng trưởng Ngược lại, những công ty thiếu cơ hội đầu tư có thể sử dụng nợ như một công cụ để hạn chế chi phí đại diện, theo Jensen (1986) và Stulz (1990) Các phát hiện của Berger, Ofek và Yermack (1997) cũng xác nhận vai trò kỷ luật của nợ Tuy nhiên, nợ cũng mang lại chi phí đại diện; Myers (1977) cho rằng các công ty tăng trưởng cao thường có nhiều lựa chọn đầu tư trong tương lai hơn Nếu những công ty này cần huy động thêm vốn cổ phần để thực hiện các lựa chọn đó, thì nợ quá hạn có thể khiến họ từ bỏ cơ hội đầu tư, vì lợi nhuận sẽ chuyển từ cổ đông sang chủ nợ.

Các công ty có cơ hội tăng trưởng cao thường không ưu tiên phát hành nợ, và tỉ lệ nợ dự kiến sẽ có mối quan hệ âm với cơ hội tăng trưởng Theo nghiên cứu của Jensen và Meckling, điều này cho thấy rằng sự phát triển của công ty có thể bị ảnh hưởng tiêu cực bởi việc gia tăng nợ.

(1976) cũng cho rằng tỉ lệnợ tăng với sự thiếu những cơ hội tăng trưởng.

Những nghiên cứu thực nghiệm của Kim và Sorensen (1986), Smith và Watts

Nghiên cứu của Wald (1999) và Booth et al (2001) phù hợp với dự đoán lý thuyết, trong khi Kester (1986) cùng với Huang và Song (2002) lại chỉ ra mối quan hệ tích cực giữa cơ hội tăng trưởng và đòn bẩy tài chính.

Có nhiều quan điểm trái chiều về tác động của lợi nhuận đối với đòn bẩy tài chính Theo lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn, các công ty có lợi nhuận cao thường có tỷ lệ nợ cao hơn nhờ vào lợi ích thuế Trong khi đó, Jensen và Meckling (1976) cho rằng doanh nghiệp với dòng tiền dư thừa cần vay nợ cao để ngăn chặn giám đốc đầu tư vào các dự án không hiệu quả Ngược lại, lý thuyết trật tự phân hạng cho rằng các công ty ưu tiên nguồn tài trợ nội bộ hơn, dẫn đến việc các doanh nghiệp có lợi nhuận cao cần ít tài trợ bên ngoài và do đó có tỷ lệ nợ thấp hơn.

Nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra mối quan hệ giữa đòn bẩy tài chính và lợi nhuận, như các tác giả Rajan – Zingales (1995), Huang – Song (2002), Booth et al (2001), Titman - Wessels (1988), Friend – Lang (1988) và Kester (1986) Trong khi đó, Long và Maltiz (1985) đã phát hiện ra mối quan hệ dương giữa nợ và lợi nhuận, tuy nhiên kết quả này không có ý nghĩa thống kê.

Theo lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn, một công ty có mức thuế suất cao hơn nên sử dụng nợ nhiều hơn và có tỉ lệ nợ cao hơn do thu được nhiều thu nhập hơn từ tấm chắn thuế Nhiều nghiên cứu thực nghiệm cho thấy thuế có tác động quan trọng đến cấu trúc vốn của công ty, mặc dù một số nghiên cứu không tìm thấy mối quan hệ có ý nghĩa giữa thuế và quyết định tài trợ Tuy nhiên, nghiên cứu của Mackie-Mason (1990) đã chứng minh mối quan hệ dương giữa thuế suất biên và tài trợ nợ, trùng khớp với lý thuyết của Modigliani-Miller (MM).

Phương pháp và dữ liệu nghiên cứu

Phương pháp nghiên cứu

Nghiên cứu được thực hiện thông qua ba bước:

Để bắt đầu nghiên cứu, bước đầu tiên là thu thập số liệu báo cáo tài chính từ năm 2009 đến 2011 của 150 công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam (TTCK Việt Nam) Sau đó, xác định các nhân tố tác động đến tỉ lệ vay nợ của các công ty này, giúp hiểu rõ hơn về các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định vay nợ của doanh nghiệp.

Dựa vào các nghiên cứu thực nghiệm trước đây, bài nghiên cứu này áp dụng mô hình của các tác giả để phù hợp với bối cảnh thực tế tại Việt Nam.

•Bước 3: Chạy mô hình hồi quy bằng phương pháp OLS đểtìm ra mối tương quan giữa các nhân tố và đòn bẩy tài chính

Mẫu nghiên cứu

Mẫu nghiên cứu gồm báo cáo tài chính năm từ 2009 đến 2011 của 150 công ty phi tài chínhđược niêm yết trên hai sàn giao dịch chứng khoán HOSE và HNX

Mô hình

Hình 3.1: Mô hình nghiên cứu

•LVR, LVR1, LVR2 là biến phụthuộc

•LVR: là tỉ lệnợ/ tổng tài sản

•LVR1: là tỉlệnợngắn hạn/ tổng tài sản

•LVR2: là tỉlệnợdài hạn/ tổng tài sản

Các biến độc lập: PROF, SIZE, TANG, LIQ, GROW, TAX, RISK, OVER

3.3.2 Giải thích và cách xácđịnh các biến:

Đòn bẩy tài chính là một khái niệm quan trọng trong tài chính, với ba tỷ lệ cơ bản đại diện cho nó Theo Gaver (1993), tỷ lệ nợ dài hạn trên vốn cổ phần là một trong những chỉ số được sử dụng để đo lường đòn bẩy tài chính Nghiên cứu của Remmers và các cộng sự cũng đã đề cập đến các khía cạnh khác của đòn bẩy tài chính, nhấn mạnh vai trò của nó trong việc đánh giá rủi ro và lợi nhuận của doanh nghiệp.

(1974) và Rahman (1990) sử dụng nợ dài hạn trên tổng tài sản Bradley et al

(1984) và Wald (1999) sửdụng tổng nợ(nợngắn hạn + nợ dài hạn) trên tổng tài sản làm đại diện cho cấu trúc vốn.

Nghiên cứu này áp dụng ba tỷ lệ để đại diện cho đòn bẩy tài chính, bao gồm Tổng nợ/Tổng tài sản, Nợ ngắn hạn/Tổng tài sản và Nợ dài hạn/Tổng tài sản.

- Tỉ lệtài sản cố định (TANG): Được xác định bằng tỉ lệgiữa tài sản cố định hữu hình trên tổng tài sản

- Lợi nhuận (PROF): Xác định bằng tỉ lệgiữa lợi nhuận trước lãi và thuế(EBIT) trên tổng tài sản hoặc bằng tỉlệgiữa lợi nhuận sau thuếtrên tổng tài sản

Trong bài luận văn, PROF được xác định bằng ROA, tỉ lệ giữa lợi nhuận sau thuếtrên tổng tài sản

Quy mô công ty có thể được xác định qua nhiều phương pháp khác nhau, bao gồm sử dụng hàm logarithm của tổng doanh thu, tổng số nhân viên, và tổng tài sản Những chỉ số này giúp đánh giá sức mạnh và khả năng phát triển của doanh nghiệp trong thị trường.

Trong bài luận văn, logarithm của tổng tài sản được sửdụng để xác định quy mô công ty

- Tốc độ tăng trưởng (GROW):

Tốc độ tăng trưởng của công ty có thể được xác định thông qua tỉ lệ giữa giá trị thị trường của tổng tài sản và giá trị sổ sách của tổng tài sản, như Rajan và Zhingales (1995) đã chỉ ra Theo Myers (1977), tỉ lệ này cao cho thấy cơ hội đầu tư và sự tăng trưởng kỳ vọng của công ty.

Các phương pháp đo lường tốc độ tăng trưởng bao gồm tỷ lệ giữa chi phí nghiên cứu và phát triển (R&D) so với tổng doanh thu, cùng với phần trăm thay đổi của tổng tài sản trong năm hiện tại so với năm trước, theo nghiên cứu của Titman và Wessels (1988).

Theo dữ liệu thu thập, bài luận văn xác định tốc độ tăng trưởng của công ty bằng cách sử dụng phần trăm thay đổi của tổng tài sản năm hiện tại so với năm trước.

- Tính thanh khoản (LIQ): được xác định bằng tỉ lệ giữa tổng tài sản ngắn hạn trên tổng nợ ngắn hạn

- Thuế(TAX): thuếsuất trung bìnhđược xác định bằng chênh lệch giữa lợi nhuận trước thuếvà lợi nhuận sau thuếchia cho lợi nhuận trước thuế

- Mức độ rủi ro: được xác định bằng độ lệch chuẩn của thu nhập trước lãi và thuế trên tài sản theo nghiên cứu của Booth et al (2001)

Bài luận văn nghiên cứu không chỉ các yếu tố truyền thống ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp mà còn xem xét yếu tố hành vi và tâm lý của nhà quản lý, đặc biệt là sự quá tự tin và lạc quan (OVER) Nghiên cứu của Lucas Ayres B de C Barros và Alexandre Di Miceli da Silveira (tháng 2 năm 2007) chỉ ra rằng có nhiều phương pháp xác định sự quá tự tin và lạc quan của nhà quản lý, mỗi phương pháp mang lại kết quả khác nhau về mối quan hệ giữa OVER và LVR Tuy nhiên, tất cả đều cho thấy sự tương quan dương và có ý nghĩa thống kê.

Bảng 3.1: Cách xác định biến OVER của Lucas Ayres B de C Barros và Alexandre Di Miceli da Silveira

Nguồn: Bài nghiên cứu “Overconfidence, Managerial optimism và theDeterminants of Capital structure” (Lucas Ayres B de C Barros và Alexandre DiMiceli da Silveira, tháng 2 năm 2007)

Cách xác định OVER= 1 OVER = 0

Nếu CEO hoặc chủ tịch hội đồng quản trị là người sáng lập hay thừa kế doanh nghiệp

Nếu không nằm trong trường hợp OVER =1

Nếu CEO hoặc chủ tịch hội đồng quản trị nắm hơn 50% số cổ phiếu thường của công ty

Nếu không thuộc đối tượng trong trường hợp OVER =1

Nếu CEO hay chủtịch hội đồng quản trị là người sáng lập

Nếu cả CEO lẫn chủ tịch hội đồng quản trị không phải là người sáng lập công ty

Nếu chủ tịch hội đồng quản trị là người sáng lập hay thừa kếcông ty

Nếu chủ tịch hội đồng quản trị không phải là người sáng lập hay thừa kếcông ty

Cách thứ5 Nếu CEO là người thừa kế hay sáng lập công ty

Nếu CEO không phải là người thừa kếhay sáng lập

Trong bài luận văn, để xác định nhà quản lý quá tự tin và lạc quan, ta sử dụng chỉ số OVERit Cụ thể, OVERit = 1 nếu CEO hoặc chairman của công ty i trong thời gian t là người sáng lập hoặc thừa kế, hoặc nếu họ nắm giữ 50% cổ phiếu của công ty Ngược lại, OVERit = 0 nếu CEO và chairman không thuộc các đối tượng này.

Các biến sửdụng trong mô hìnhđược mô tảtóm tắt trong bảng sau:

Loại biến Ký hiệu Tên biến Cách tính

Biến phụthuộc LVR Tỉlệnợ = Tổng nợ/ tổng tài sản

Biến phụthuộc LVR1 Tỉlệnợngắn hạn = Nợngắn hạn/ tổng tài sản Biến phụthuộc LVR2 Tỉlệnợdài hạn = Tổng nợ dài hạn/ tổng tài sản

Tỉ trọng của tài sản cố định (TANG) được tính bằng cách chia tài sản cố định cho tổng tài sản, trong khi chỉ số lợi nhuận trên tài sản (PROF ROA) là tỷ lệ giữa lợi nhuận sau thuế và tổng tài sản Ngoài ra, quy mô công ty (SIZE) được xác định thông qua logarithm của tổng tài sản.

Biến độc lập GROWTH Tốc độ tăng trưởng

= (Tổng tài sản năm sau –tổng tài sản năm trước)/ Tổng tài sản năm trước

Biến độc lập LIQ Tính thanh khoản

= Tổng tài sản ngắn hạn/ Tổng nợ ngắn hạn

Biến độc lập TAX Thuếsuất trung bình

=(Lợi nhuận trước thuế- Lợi nhuận sau thuế)/Lợi nhuận trước thuế

Biến độc lập RISK Rủi ro kinh doanh = STDEV(ROA)

Sựquá tự tin và lạc quan của nhà quản lý

OVER =1: khi CEO hay Chủtịch nắm giữ 50% cổphiếu trởlên Hoặc khi CEO hay chairman là người sáng lập hay thừa kếcông ty

Phương trình hồi quy

Cấu trúc vốn của các doanh nghiệp xây dựng được thể hiện thông qua ba chỉ số quan trọng là tỉ lệ nợ, tỉ lệ nợ ngắn hạn và tỉ lệ nợ dài hạn Trong mô hình nghiên cứu, mối tương quan giữa các biến độc lập và các biến phụ thuộc được xác định, trong đó các biến phụ thuộc là LVR, LVR1 và LVR2, giúp đánh giá tác động của các yếu tố này đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp.

Vì vậy, ta có ba phương trình hồi quy như sau:

" , + " , + " , + " (3) i: Doanh nghiệp i (gồm 150 công ty ) t: Năm thứ t (giai đoạn 2009 đến 2011)

Nội dung và kết quả nghiên cứu

Kiểm định nghiệm đơn vị

Trước khi chạy mô hình hồi quy, tác giả kiểm định tính dừng của các chuỗi thời gian các biến trong mô hình thực nghiệm bằng kiểm định unit roots để tránh hồi quy giả mạo Kết quả từ bảng 4.4 cho thấy tất cả các biến trong mô hình đều có chuỗi thời gian dừng.

Bảng 4.4: Kết quảkiểm định nghiệm đơn vị:

1% 5% 10% Kết quảLVR -7.23595 -3.97877 -3.41993 -3.1326 DừngLVR1 -7.72586 -3.97877 -3.41993 -3.1326 DừngLVR2 -8.94538 -3.97877 -3.41993 -3.1326 DừngTANG -8.17476 -3.97877 -3.41993 -3.1326 DừngPROF -12.5548 -3.97863 -3.41986 -3.13256 DừngLOG(SIZE) -8.42017 -3.97863 -3.41986 -3.13256 DừngGROW -13.0421 -3.97877 -3.41993 -3.1326 DừngLIQ -13.7709 -3.97863 -3.41986 -3.13256 DừngTAX -11.1835 -3.97867 -3.41989 -3.13258 DừngRISK -7.03751 -3.97895 -3.42002 -3.13266 DừngOVER -5.07603 -3.97920 -3.42014 -3.13273 Dừng

Kết quả ước lượng mối tương quan giữa các biến phụ thuộc và các biến độc lập trong mô hình đầy đủ

Sau khi chạy các mô hình hồi quy đầy đủ bằng phương pháp OLS, ta thu được kết quả ởbảng 4.5

Bảng 4.5: Kết quảchạy hồi quy OLS các mô hìnhđầy đủ

Kết quả phân tích cho thấy tài sản cố định hữu hình, lợi nhuận và quy mô công ty ảnh hưởng mạnh đến các tỷ lệ nợ Cụ thể, tài sản cố định hữu hình có tác động âm và có ý nghĩa thống kê cao (1%) với tỷ lệ tổng nợ và nợ ngắn hạn, nhưng lại có quan hệ dương với nợ dài hạn Lợi nhuận cũng có quan hệ âm và ý nghĩa thống kê ở mức 1% với cả ba tỷ lệ nợ Quy mô công ty có tác động dương với tổng nợ (5%) và nợ dài hạn (1%), nhưng lại có tác động âm với nợ ngắn hạn (1%) Tính thanh khoản có tương quan âm với tổng nợ và nợ ngắn hạn (1%), trong khi có tương quan dương nhưng không có ý nghĩa với nợ dài hạn Thêm vào đó, thuế có quan hệ dương với tổng nợ và nợ dài hạn (1%), nhưng âm với nợ ngắn hạn Sự tự tin và lạc quan của nhà quản lý có tác động dương với tổng nợ (10%) và nợ ngắn hạn (5%), nhưng âm với nợ dài hạn Cuối cùng, tốc độ tăng trưởng có quan hệ âm với tổng nợ (5%) và dương nhưng không có ý nghĩa với nợ ngắn hạn và nợ dài hạn, trong khi rủi ro kinh doanh có quan hệ âm nhưng không có ý nghĩa với cả ba tỷ lệ nợ.

Kiểm định Wald

Nhìn vào kết quảtừ bảng 4.5, ta đoán RISK là không cần thiết vì trị tuyệt đối của T-Statistic nhỏ hơn 1.96 Ta sẽdùng kiểm định Wald đểtest.

Ho: β7 = 0 (Biến RISK là không cần thiết)

H1:β7 khác 0 (Biến RISK là cần thiết)

Bảng 4.6: Kết quảkiểm định Wald phương trình 1

Test Statistic Value df Probability

Normalized Restriction (= 0) Value Std Err.

Restrictions are linear in coefficients.

Từkết quảkiểm định trên, ta thấy:

Prob(F-Statistic) = 0.12> α = 0.05 nên chấp nhận giảthuyết H o

Kết luận: Biến RISK là biến không cần thiết trong mô hình.

Nhìn vào kết quả trên, ta đoán RISK, GROW và TAX không cần thiết vì trị tuyệt đối của T-Statistic nhỏ hơn 1.96 Ta sẽdùng kiểm định Wald đểtest.

Ho:β’4= β’6= β’7= 0 (Biến GROW, RISK và TAX là không cần thiết)

H1: β’4, β’6, β’7khác 0 (Biến GROW, RISK và TAX là cần thiết)

Từkết quảkiểm định bảng 3.7, ta thấy:

Kết luận: Biến RISK , GROW và TAX là biến không cần thiết trong mô hình.

Nhìn vào kết quả từ bảng 4.5, ta đoán GROW, LIQ, OVER, RISK không cần thiết vì trị tuyệt đối của T-Statistic nhỏ hơn 1.96 Ta sẽdùng kiểm định Wald đểtest.

Ho: β”4=β”5=β”7= β”8=0 (Biến GROW, LIQ, RISK, OVER là không cần thiết)

H1: β”4, β”5,β”7, β”8khác 0 (Biến GROW, LIQ, RISK, OVER là cần thiết

Từkết quảkiểm định bảng 3.8, ta thấy:

Kết luận: Biến GROW, LIQ, OVER và RISK là biến không cần thiết trong mô hình.

4.3.4Ước lượng mối tương quan giữa biến phụthuộc và các biến độc lập của các mô hình rút gọn

Sau khi thực hiện kiểm định Wald và loại bỏ các biến không cần thiết, ba phương trình đã được rút gọn Tiếp theo, chúng tôi tiến hành chạy lại hồi quy OLS cho ba mô hình này và thu được kết quả như trình bày trong bảng 4.9.

Bảng 4.9: Kết quảchạy hồi quy OLS của mô hìnhđãđiều chỉnh

Kết quả hồi quy từ các mô hình rút gọn cho thấy rằng các biến còn lại có ảnh hưởng đáng kể đến đòn cân nợ Ba yếu tố chính tác động mạnh mẽ bao gồm tài sản cố định hữu hình, lợi nhuận và quy mô công ty Cụ thể, lợi nhuận có ảnh hưởng tiêu cực và có ý nghĩa thống kê cao ở mức 1% với cả ba tỷ lệ nợ Tài sản cố định hữu hình cũng có tác động âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% với tỷ lệ tổng nợ và nợ ngắn hạn, nhưng lại có ảnh hưởng dương với nợ dài hạn Quy mô công ty cho thấy tác động dương và có ý nghĩa thống kê cao ở mức 1% với tỷ lệ nợ và nợ dài hạn, trong khi lại có tác động âm với tỷ lệ nợ ngắn hạn Ngoài ra, tốc độ tăng trưởng có tương quan dương và ý nghĩa thống kê ở mức 5% với tỷ lệ tổng nợ Thanh khoản có quan hệ âm và có ý nghĩa thống kê cao ở mức 1% với tỷ lệ nợ và nợ ngắn hạn Thuế có tác động dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% với tỷ lệ tổng nợ và nợ dài hạn Cuối cùng, sự quá tự tin và lạc quan của nhà quản lý có quan hệ dương và ý nghĩa thống kê ở mức 10% với tỷ lệ tổng nợ và 5% với nợ ngắn hạn.

4.3.5 Kiểm định đa cộng tuyến bằng mô hình hồi quy phụ:

Theo quan sát từ ma trận tương quan, tác giả dự đoán rằng hiện tượng đa cộng tuyến sẽ không xảy ra trong các mô hình nghiên cứu Tuy nhiên, để xác minh điều này, tác giả đã tiến hành kiểm định bằng cách chạy các mô hình phụ Cuối cùng, tác giả áp dụng nguyên tắc ngón tay cái – Rule of Thumb của Klien để đánh giá kết quả, với điều kiện ít nhất một R phải đạt yêu cầu.

2 của hồi quy phụlớn hơn R

2 của hồi quy gốc thìcó đa cộng tuyến xảy ra.

Chúng tôi đã thực hiện 8 mô hình hồi quy phụ với các biến phụ thuộc lần lượt là PROF, SIZE, GROW, LIQ, TAX, TANG, RISK và OVER Các biến độc lập còn lại được sử dụng làm biến giải thích Kết quả thu được cho thấy các giá trị ước lượng là ụ = 0.24, ụ = 0.14, ụ = 0.01, ụ = 0.13, ụ = 0.14, ụ = 0.1, ụ = 0.27 và ụ = 0.078, tất cả đều nhỏ hơn ố 0.62.

Từ đó, ta kết luận không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyếnởmô hình 1

Chúng tôi đã thực hiện 8 mô hình hồi quy phụ, trong đó các biến phụ thuộc lần lượt là PROF, SIZE, GROW, LIQ, TAX, TANG, RISK và OVER Các biến độc lập còn lại được sử dụng làm biến giải thích Kết quả thu được cho các mô hình là: ụ = 0.24, ụ = 0.14, ụ = 0.01, ụ = 0.13, ụ = 0.14, ụ = 0.1, ụ = 0.27 và ụ = 0.078, tất cả đều nhỏ hơn ố = 0.69.

Chúng tôi đã thực hiện 8 mô hình hồi quy phụ với các biến phụ thuộc lần lượt là PROF, SIZE, GROW, LIQ, TAX, TANG, RISK, và OVER Các biến độc lập còn lại được sử dụng làm biến giải thích Kết quả thu được cho các mô hình là: ụ = 0.24, ụ = 0.14, ụ = 0.01, ụ = 0.13, ụ = 0.14, ụ = 0.1, ụ = 0.27, và ụ = 0.078, tất cả đều nhỏ hơn ố = 0.44.

Mô hình 1 rút gọn có ố = 0.62

Chúng tôi đã thực hiện 7 mô hình hồi quy phụ với các biến phụ thuộc lần lượt là PROF, SIZE, GROW, LIQ, TAX, TANG, và OVER Các biến độc lập còn lại được sử dụng làm biến giải thích Kết quả thu được cho các mô hình là ụ = 0.09, ụ = 0.1, ụ = 0.01, ụ = 0.13, ụ = 0.13, ụ = 0.1, và ụ = 0.04, tất cả đều nhỏ hơn ố = 0.62.

Từ đó, ta kết luận không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyếnởmô hình rút gọn 1

Chúng tôi đã thực hiện 5 mô hình hồi quy phụ với các biến phụ thuộc lần lượt là PROF, SIZE, LIQ, TANG và OVER Các biến độc lập còn lại được sử dụng làm biến giải thích Kết quả thu được cho thấy các giá trị ước lượng là ụ = 0.09, ụ = 0.08, ụ = 0.13, ụ = 0.02 và ụ = 0.03, tất cả đều nhỏ hơn ố = 0.69.

Chúng tôi đã thực hiện 4 mô hình hồi quy phụ với các biến phụ thuộc lần lượt là PROF, SIZE, TANG và TAX Các biến độc lập còn lại được sử dụng làm biến giải thích Kết quả thu được là ụ = 0.03, ụ = 0.04, ụ = 0.09 và ụ = 0.12, tất cả đều nhỏ hơn ố = 0.44.

4.3.6 Kiểmđịnh tự tương quan : Để đảm bảo mô hình nghiên cứu là phù hợp, kết quảsau khi chạy hồi quy không bị sai lệch, tác giảkiểm định xem có xảy ra hiện tượng tự tương quan ởcác mô hình nghiên cứu hay không bằng phương pháp Breusch-Godfrey Serial Correlation LM.

+ , + , + , + Đặt giảthuyết kiểm định tương quan chuỗi

Ho: ρ = 0 (không có tương quan chuỗi)

H1: ρ ≠ 0 (tồn tại tương quan chuỗi) Kiểm định Serial Correlation LM Testtrên EVIEW cho kết quả thể hiện ở bảng 4.10 như sau:

Ta thấy LM= Obs*R-squared = 2.89

Prob(Obs*R-squared = 2.89) = 0.24>α = 0.05, nên ta chấp nhận Ho, có nghĩa là không tồn tại tương quan chuỗiở phương trình 1

Bảng 4.10: Kết quảkiểm định tự tương quan của mô hình 1

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

Obs*R-squared 2.889096 Prob Chi-Square(2) 0.235853

Presample missing value lagged residuals set to zero.

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.

S.E of regression 11.97170 Akaike info criterion 7.829330

Sum squared resid 62631.51 Schwarz criterion 7.939095

Durbin-Watson stat 1.971108 Prob(F-statistic) 0.992564

+ , + , + Đặt giảthuyết kiểm định tương quan chuỗi

H1: ρ ≠ 0 (tồn tại tương quan chuỗi) Kiểm định Serial Correlation LM Test trên EVIEW cho kết quảsau:

Bảng 4.11: Kết quảkiểm định tự tương quan của mô hình 1 rút gọn

Prob(Obs*R-squared = 2.84) = 0.24>α = 0.05, nên ta chấp nhận Ho, có nghĩa là không tồn tại tương quan chuỗiở phương trình 1 rút gọn.

+ ′ , + ′ , + ′ , + ′ Đặt giảthuyết kiểm định tương quan chuỗi

H1: ρ ≠ 0 (tồn tại tương quan chuỗi) Kiểm định Serial Correlation LM Test trên EVIEW cho kết quả ởbảng 4.12 như sau:

+ ′ Đặt giảthuyết kiểm định tương quan chuỗi

Bảng 4.13: Kết quảkiểm định tự tương quan của mô hình 2 rút gọn:

Prob(Obs*R-squared = 1.53) = 0.47>α = 0.05, nên ta chấp nhận Ho, có nghĩa là không tồn tại tương quan chuỗiở phương trình 2 rút gọn

+ " , + " , + " , + " Đặt giảthuyết kiểm định tương quan chuỗi

2 = " + " , + " , + " , + " , + " Đặt giảthuyết kiểm định tương quan chuỗi

H1: ρ ≠ 0 (tồn tại tương quan chuỗi) Kiểm định Serial Correlation LM Test trên EVIEW cho kết quả ởbảng 4.15

4.4 Thảo luận kết quảnghiên cứu:

Nghiên cứu này chỉ ra rằng lợi nhuận có mối quan hệ nghịch với đòn bẩy tài chính, cụ thể là ROA có ảnh hưởng tiêu cực đến các tỷ lệ nợ, nợ ngắn hạn và nợ dài hạn trên tổng tài sản Kết quả này được xác nhận qua cả hai mô hình phân tích, cho thấy rằng các công ty có lợi nhuận cao thường giữ lại nhiều nguồn vốn để tài trợ cho hoạt động của mình, dẫn đến việc giảm thiểu sử dụng nợ vay.

Mối quan hệ giữa tài sản cố định hữu hình và đòn bẩy tài chính không rõ ràng theo lý thuyết, nhưng nghiên cứu thực nghiệm cho thấy sự khác biệt giữa các nước phát triển và đang phát triển Cụ thể, ở các nước đang phát triển, mối quan hệ này là âm, trong khi ở các nước phát triển lại là dương Nghiên cứu chỉ ra rằng có mối quan hệ âm và có ý nghĩa thống kê cao giữa tài sản cố định hữu hình với tỷ lệ nợ/tổng tài sản và tỷ lệ nợ ngắn hạn Ngược lại, tài sản cố định hữu hình có mối quan hệ dương với tỷ lệ nợ dài hạn, cho thấy rằng các công ty có tỷ lệ tài sản cố định/tổng tài sản cao thường sử dụng ít nợ ngắn hạn và nhiều nợ dài hạn hơn, nhờ vào khả năng tài sản cố định hữu hình làm vật thế chấp an toàn cho các khoản vay dài hạn.

Mối quan hệ giữa quy mô công ty và đòn bẩy tài chính vẫn chưa rõ ràng về lý thuyết, nhưng nhiều nghiên cứu thực nghiệm cho thấy mối quan hệ dương giữa hai yếu tố này Cụ thể, quy mô công ty có liên quan tích cực và có ý nghĩa thống kê với tỷ lệ nợ/tổng tài sản và tỷ lệ nợ dài hạn/tổng tài sản, trong khi lại có tương quan âm với tỷ lệ nợ ngắn hạn/tổng tài sản Điều này có thể giải thích rằng các công ty lớn dễ dàng tiếp cận nguồn vốn vay hơn so với các công ty nhỏ, nhờ khả năng đa dạng hóa dự án đầu tư và giảm thiểu rủi ro từ nguồn tài trợ bên ngoài Hơn nữa, các công ty lớn ít bị ảnh hưởng bởi thông tin bất cân xứng, giúp họ tăng cường khả năng huy động nợ.

Mối quan hệ giữa cơ hội tăng trưởng và đòn bẩy tài chính thường được dự đoán là âm theo lý thuyết, nhưng các nghiên cứu thực nghiệm lại cho thấy kết quả không rõ ràng Trong nghiên cứu này, cơ hội tăng trưởng có mối tương quan dương và ý nghĩa thống kê ở mức 5% với tỷ lệ nợ trên tổng tài sản Tuy nhiên, mối quan hệ dương giữa tăng trưởng và nợ ngắn hạn, nợ dài hạn lại không có ý nghĩa thống kê Kết quả này chỉ ra rằng các công ty có tốc độ tăng trưởng cao thường có khả năng tiếp cận nguồn vốn vay dễ dàng hơn.

Nghiên cứu lý thuyết chỉ ra rằng thuế có tác động tích cực đến đòn bẩy tài chính, nhưng kết quả thực nghiệm lại không nhất quán Cụ thể, nghiên cứu cho thấy thuế có mối quan hệ dương và có ý nghĩa thống kê cao với tỷ lệ nợ trên tổng tài sản và nợ dài hạn trên tổng tài sản Ngược lại, mối quan hệ giữa thuế và nợ ngắn hạn trên tổng tài sản lại là âm và không có ý nghĩa thống kê Điều này cho thấy các công ty có thuế suất cao hơn có xu hướng sử dụng nợ nhiều hơn để tận dụng lợi ích từ tấm chắn thuế.

Kiểm định đa cộng tuyến bằng mô hình hồi quy phụ

Dựa vào ma trận tương quan (bảng 4.3), tác giả dự đoán rằng không có hiện tượng đa cộng tuyến trong các mô hình nghiên cứu Tuy nhiên, để xác minh điều này, tác giả đã thực hiện kiểm định bằng cách chạy các mô hình phụ và áp dụng nguyên tắc ngón tay cái – Rule of Thumb của Klien Nếu ít nhất một R

2 của hồi quy phụlớn hơn R

2 của hồi quy gốc thìcó đa cộng tuyến xảy ra.

Chúng tôi đã tiến hành 8 mô hình hồi quy với các biến phụ thuộc lần lượt là PROF, SIZE, GROW, LIQ, TAX, TANG, RISK, và OVER Các biến độc lập còn lại được sử dụng làm biến giải thích Kết quả thu được cho thấy các giá trị ước lượng lần lượt là ụ = 0.24, ụ = 0.14, ụ = 0.01, ụ = 0.13, ụ = 0.14, ụ = 0.1, ụ = 0.27, và ụ = 0.078, tất cả đều nhỏ hơn ố 0.62.

Chúng tôi đã thực hiện 8 mô hình hồi quy phụ với các biến phụ thuộc lần lượt là PROF, SIZE, GROW, LIQ, TAX, TANG, RISK, và OVER Kết quả thu được cho các biến độc lập là: ụ = 0.24, ụ = 0.14, ụ = 0.01, ụ = 0.13, ụ = 0.14, ụ = 0.1, ụ = 0.27, và ụ = 0.078, tất cả đều nhỏ hơn ố = 0.69.

Chúng tôi đã thực hiện 8 mô hình hồi quy phụ với các biến phụ thuộc lần lượt là PROF, SIZE, GROW, LIQ, TAX, TANG, RISK, và OVER Kết quả thu được cho các biến độc lập là: ụ = 0.24, ụ = 0.14, ụ = 0.01, ụ = 0.13, ụ = 0.14, ụ = 0.1, ụ = 0.27, và ụ = 0.078, tất cả đều nhỏ hơn ố = 0.44.

Chúng tôi đã thực hiện 7 mô hình hồi quy phụ với các biến phụ thuộc là PROF, SIZE, GROW, LIQ, TAX, TANG và OVER Các biến độc lập còn lại được sử dụng làm biến giải thích Kết quả thu được cho thấy các giá trị p lần lượt là 0.09, 0.1, 0.01, 0.13, 0.13, 0.1 và 0.04, tất cả đều nhỏ hơn mức ý nghĩa ố = 0.62.

Chúng tôi đã thực hiện 5 mô hình hồi quy phụ với các biến phụ thuộc lần lượt là PROF, SIZE, LIQ, TANG và OVER Các biến độc lập còn lại được sử dụng làm biến giải thích Kết quả thu được cho thấy các giá trị ước lượng lần lượt là ụ = 0.09, ụ = 0.08, ụ = 0.13, ụ = 0.02 và ụ = 0.03, tất cả đều nhỏ hơn ố = 0.69.

Chúng tôi đã thực hiện bốn mô hình hồi quy phụ với các biến phụ thuộc là PROF, SIZE, TANG và TAX Các biến độc lập khác được sử dụng làm biến giải thích Kết quả thu được cho thấy các giá trị ước lượng là ụ = 0.03, ụ = 0.04, ụ = 0.09 và ụ = 0.12, tất cả đều nhỏ hơn ố = 0.44.

Kiểm định tự tương quan

Để đảm bảo tính phù hợp của mô hình nghiên cứu và tránh sai lệch trong kết quả hồi quy, tác giả đã kiểm tra hiện tượng tự tương quan trong các mô hình bằng phương pháp Breusch-Godfrey Serial Correlation LM.

+ , + , + , + Đặt giảthuyết kiểm định tương quan chuỗi

H1: ρ ≠ 0 (tồn tại tương quan chuỗi) Kiểm định Serial Correlation LM Testtrên EVIEW cho kết quả thể hiện ở bảng 4.10 như sau:

+ , + , + Đặt giảthuyết kiểm định tương quan chuỗi

Prob(Obs*R-squared = 2.84) = 0.24>α = 0.05, nên ta chấp nhận Ho, có nghĩa là không tồn tại tương quan chuỗiở phương trình 1 rút gọn.

+ ′ , + ′ , + ′ , + ′ Đặt giảthuyết kiểm định tương quan chuỗi

H1: ρ ≠ 0 (tồn tại tương quan chuỗi) Kiểm định Serial Correlation LM Test trên EVIEW cho kết quả ởbảng 4.12 như sau:

+ ′ Đặt giảthuyết kiểm định tương quan chuỗi

Bảng 4.13: Kết quảkiểm định tự tương quan của mô hình 2 rút gọn:

+ " , + " , + " , + " Đặt giảthuyết kiểm định tương quan chuỗi

2 = " + " , + " , + " , + " , + " Đặt giảthuyết kiểm định tương quan chuỗi

H1: ρ ≠ 0 (tồn tại tương quan chuỗi) Kiểm định Serial Correlation LM Test trên EVIEW cho kết quả ởbảng 4.15

Thảo luận kết quả nghiên cứu

Nghiên cứu cho thấy mối quan hệ nghịch giữa lợi nhuận (ROA) và đòn bẩy tài chính, với kết quả thống kê cao ở cả hai mô hình chưa điều chỉnh và đã điều chỉnh Cụ thể, ROA có ảnh hưởng tiêu cực đến các tỷ lệ nợ, nợ ngắn hạn và nợ dài hạn trên tổng tài sản Điều này chỉ ra rằng các công ty có lợi nhuận cao sẽ tích lũy nhiều nguồn vốn để tài trợ cho hoạt động của mình, dẫn đến việc giảm thiểu sử dụng nợ vay.

Mối quan hệ giữa tài sản cố định hữu hình và đòn bẩy tài chính có sự khác biệt rõ rệt giữa các nước phát triển và đang phát triển Nghiên cứu cho thấy mối quan hệ âm giữa tài sản cố định hữu hình và tỷ lệ nợ/tổng tài sản cũng như tỷ lệ nợ ngắn hạn ở các nước đang phát triển Ngược lại, ở các nước phát triển, tài sản cố định hữu hình có mối quan hệ dương với tỷ lệ nợ dài hạn Các công ty có tỷ lệ tài sản cố định cao thường sử dụng ít nợ ngắn hạn và nhiều nợ dài hạn, nhờ vào việc tài sản cố định hữu hình được xem như tài sản thế chấp an toàn cho các khoản vay dài hạn.

Mối quan hệ giữa quy mô công ty và đòn bẩy tài chính thường được nghiên cứu và cho thấy có sự tương quan dương Cụ thể, quy mô công ty có mối liên hệ tích cực và có ý nghĩa thống kê với tỷ lệ nợ/tổng tài sản và tỷ lệ nợ dài hạn/tổng tài sản Ngược lại, tỷ lệ nợ ngắn hạn/tổng tài sản lại có tương quan âm Điều này có thể giải thích rằng các công ty lớn dễ dàng tiếp cận nguồn vốn vay hơn nhờ khả năng đa dạng hóa dự án đầu tư và giảm thiểu rủi ro thông qua nguồn tài trợ bên ngoài Hơn nữa, các công ty lớn ít bị ảnh hưởng bởi thông tin bất cân xứng, giúp họ tăng cường khả năng huy động nợ.

Theo lý thuyết, mối quan hệ giữa cơ hội tăng trưởng và đòn bẩy tài chính thường được dự đoán là âm, tuy nhiên, nghiên cứu này cho thấy cơ hội tăng trưởng có mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% với tỷ lệ nợ trên tổng tài sản Mặc dù có sự liên kết dương giữa tăng trưởng và nợ ngắn hạn, nợ dài hạn lại không đạt ý nghĩa thống kê Kết quả này chỉ ra rằng các công ty có tốc độ tăng trưởng cao có khả năng tiếp cận nguồn vốn vay dễ dàng hơn.

Nghiên cứu lý thuyết cho thấy thuế có tác động tích cực đến đòn bẩy tài chính, nhưng kết quả thực nghiệm lại không nhất quán Cụ thể, nghiên cứu chỉ ra rằng thuế có mối quan hệ dương và ý nghĩa thống kê cao với tỷ lệ nợ trên tổng tài sản và nợ dài hạn trên tổng tài sản Ngược lại, mối quan hệ với nợ ngắn hạn trên tổng tài sản lại âm và không có ý nghĩa thống kê Điều này cho thấy các công ty có thuế suất cao hơn có xu hướng sử dụng nợ nhiều hơn để tận dụng lợi ích từ tấm chắn thuế.

Theo nghiên cứu lý thuyết, mối quan hệ giữa rủi ro kinh doanh và đòn bẩy tài chính không rõ ràng, trong khi nhiều nghiên cứu thực nghiệm chỉ ra mối quan hệ âm giữa hai yếu tố này Bài nghiên cứu cũng phát hiện ra mối quan hệ âm, nhưng không có ý nghĩa thống kê, giữa rủi ro và các tỷ lệ nợ như tỷ lệ nợ tổng, tỷ lệ nợ dài hạn và tỷ lệ nợ ngắn hạn Do đó, biến rủi ro kinh doanh được coi là không có giá trị giải thích cho các mô hình này và thường bị loại khỏi các mô hình rút gọn.

Tính thanh khoản có tác động tiêu cực và có ý nghĩa thống kê đến tỷ lệ nợ và tỷ lệ nợ ngắn hạn, phù hợp với nghiên cứu của Titman và Wessels (1988), Baskin (1989), cùng Deesomsak, Paudyal và Pescetto (2004) Các công ty có tính thanh khoản cao thường ưu tiên sử dụng nguồn tài trợ nội bộ thay vì vay nợ Ngược lại, mối quan hệ giữa tính thanh khoản và tỷ lệ nợ dài hạn lại là dương nhưng không có ý nghĩa thống kê.

Nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ tích cực và có ý nghĩa thống kê giữa yếu tố tâm lý OVER và tỉ lệ nợ, cũng như tỉ lệ nợ ngắn hạn Ngược lại, mối quan hệ giữa sự quá tự tin và lạc quan của nhà quản lý với nợ dài hạn lại là âm và không có ý nghĩa thống kê Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của C Barros và Miceli da Silveira (2007), cho thấy các công ty tại Việt Nam do những người sáng lập làm chủ tịch hoặc CEO, hoặc những người nắm giữ tỉ lệ cổ phiếu cao, thường có xu hướng vay nợ nhiều hơn Điều này xuất phát từ việc các nhà quản lý lạc quan về tương lai công ty và đánh giá thấp rủi ro, dẫn đến nhận thức rằng khả năng phá sản là thấp, và lợi ích từ tấm chắn thuế vượt trội hơn chi phí tài chính Do đó, họ tận dụng nợ vay để tối ưu hóa lợi ích từ tấm chắn thuế.

Tiêu đề	Các Nhân Tố Ảnh Hưởng Đến Cấu Trúc Vốn Của Các Công Ty Niêm Yết Trên Thị Trường Chứng Khoán Việt Nam Giai Đoạn 2009-2011
Tác giả	Trần Nguyệt Quế
Người hướng dẫn	PGS.TS. Nguyễn Thị Ngọc Trang
Trường học	Trường Đại Học Kinh Tế Thành Phố Hồ Chí Minh
Chuyên ngành	Kinh Tế Tài Chính – Ngân Hàng
Thể loại	Luận Văn Thạc Sĩ
Năm xuất bản	2012
Thành phố	TP. Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	76
Dung lượng	1,99 MB