Đề tài Các nhân tố ảnh hưởng tới cấu trúc vốn trong thực tiễn ở Việt Nam

1 TÓM TẮT ĐỀ TÀI o Lý do chọn đề tài: Hiện nay xu hướng xây dựng cấu trúc vốn của các doanh nghiệp Việt Nam vẫn còn là một vấn đề bỏ ngỏ, trong khi đây là một vấn đề mang tính thực tiễn rất cao, giúp điều chỉnh hiệu quả điều hành hoạt động tài chính của doanh nghiệp, tối đa hóa giá trị doanh nghiệp. o Mục tiêu nghiên cứu Có được một đánh giá sơ bộ về những nhân tố nào ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp, ảnh hưởng như thế nào và ở mức độ nào, tìm hiểu nguyên nhân ảnh hưởng đó. o Phương pháp nghiên cứu Thu thập và xử lý các số liệu cần thiết từ bảng báo cáo tài chính cuối năm đã kiểm toán của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán. Sau đó dùng số liệu chạy Eview 4.1 để cho ra mô hình các nhân tố ảnh hưởng. o Nội dung nghiên cứu Thu thập và xử lý các số liệu về các nhân tố X1:Tài sản vô hình/Tổng tài sản, X2:Chỉ số thanh toán nợ ngắn hạn ( tài sản ngắn hạn/nợ ngắn hạn), X3:ROE, X4:Giá trị sổ sách năm (t)/ giá trị sổ sách năm (t-1), X5:Thuế suất thực nộp, X6:Tỉ lệ vốn nhà nước và 2 chạy mô hình đánh giá ảnh hưởng của các nhân tố đó lên Y1: Tổng nợ/Vốn cổ phần, Y2:Nợ dài hạn/Vốn cổ phần. o Đóng góp của đề tài Đánh giá được trong các nhân tố trên, nhân tố nào thực sự có ảnh hưởng đến cơ cấu vốn doanh nghiệp, ảnh hưởng như thế nào và đến mức độ nào. o Hướng phát triển của đề tài Mở rộng mẫu, thu thập thêm số liệu và giải thích, phân tích để xây dựng một cơ cấu vốn hợp lý với các doanh nghiệp Việt Nam trong thời kỳ hội nhập. 3 1/ Đặt vấn đề: Cơ cấu vốn là một trong các chủ đề quan trọng trong lý thuyết tài chính doanh nghiệp. Lý thuyết hiện đại về cơ cấu vốn lần đầu tiên được đưa ra bởi Modigliani và Miller (1958). Kể từ đó, có vài lý thuyết đã được phát triển để giải thích sự khác biệt trong lựa chọn cơ cấu vốn của các công ty. Có hai mô hình lý thuyết phổ biến và nổi tiếng nhất giải thích mối quan hệ giữa cơ cấu vốn và giá trị của công ty là: lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn và lý thuyết trật tự phân hạng trong tài trợ của doanh nghiệp. Các nhân tố tác động đến cơ cấu vốn cũng tác động đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.Cơ cấu vốn tối ưu là cơ cấu vốn mà tại đó giá trị công ty là lớn nhất, hay nói cách khác là chi phí tài chính là nhỏ nhất và do vậy cũng làm tối đa hóa giá trị của doanh nghiệp. Theo lý thuyết,khi thiết lập một cấu trúc vốn tối ưu thường chịu ảnh hưởngcủa một số yếu tố sau: Thứ nhất, rủi ro doanh nghiệp và thuế thu nhập doanh nghiệp: rủi ro phát sinh đối với tài sản của công ty ngay cả khi công ty không sử dụng nợ. Công ty nào có rủi ro doanh nghiệp càng lớn thì càng hạ thấp tỉ lệ nợ tối ưu. Do lãi vay là yếu tố chi phí trước thuế nên sử dụng nợ giúp công ty tiết kiệm thuế. Tuy nhiên điều này sẽ không còn ý nghĩa nữa đối với những công ty nào được ưu đãi hay vì lý do gì đó mà thuế thu nhập ở mức thấp. Thứ hai,sự chủ động về tài chính: sử dụng nợ nhiều làm giảm đi sự chủ động về tài chính đồng thời làm xấu đi tình hình bảng cân đối tài sản khiến cho những nhà cung cấp vốn ngần ngại cho vay hay đầu tư vốn vào công ty. Thứ ba, các tiêu chuẩn ngành: cấu trúc vốn giữa các ngành công nghiệp khác nhau rất nhiều. Các nhà phân tích tài chính, các Ngân Hàng đầu tư, các cơ quan xếp hạng trái phiếu, các nhà đầu tư cổ phần thường và các Ngân Hàng thương mại thường so sánh rủi 4 ro tài chính của doanh nghiệp, đo lường bởi các tỷ số khả năng thanh toán lãi vay, khả năng thanh toán chi phí tài chính cố định, tỷ lệ đòn bẩy với các tiêu chuẩn hay định mức của ngành hoạt động. Thứ tư, tác động của tín hiệu: khi doanh nghiệp phát hành chứng khoán mới, sự kiện này có thể được coi là đang cung cấp một tín hiệu cho thị trường tài chính về viễn cảnh tương lai của doanh nghiệp hay các hoạt động tương lai do các Giám đốc của doanh nghiệp hoạch định. Những tín hiệu do các thay đổi cấu trúc vốn cung cấp là đáng tin cậy vì nếu các dòng tiền tương lai không xảy ra, doanh nghiệp phải chịu số tiền phạt tức chi phí phá sản có thể có. Nói chung, các nghiên cứu về thay đổi cấu trúc vốn đều cho rằng việc phát chứng khoán mới làm giá chứng khoán giảm. Việc mua lại cổ phần thường là sẽ đưa tới các lợi nhuận được công bố dương lớn từ cổ phần thường của doanh nghiệp. Các hành động làm tăng đòn bẩy tài chính thường gắn với thu nhập cổ phần dương và các hành động làm giảm đòn bẩy tài chính gắn với thu nhập cổ phần âm. Vì vậy khi một doanh nghiệp thực hiện quyết định thay đổi về cấu trúc vốn, doanh nghiệp phải chú ý đến tín hiệu có thể có về các viễn cảnh thu nhập tương lai và hiện tại của doanh nghiệp cũng như các dự định của các giám đốc mà giao dịch đề xuất sẽ chuyển đến thị trường. Thứ năm, tác động của ưu tiên quản trị: lý thuyết trật tự phân hạng cho rằng có thể không có một cấu trúc vốn mục tiêu riêng và hàm ý rằng các doanh nghiệp thích tài trợ nội bộ hơn. Các giám đốc điều chỉnh tỉ lệ chi trả cổ tức để tránh việc bán cổ phần thường ra bên ngoài trong khi tránh các thay đổi lớn trong số lượng cổ phần. Nếu cần phải có tài trợ từ bên ngoài, các chứng khoán an toàn nhất nên được phát hành trước. Cụ thể nợ thường là chứng khoán đầu tiên được phát hành và vốn cổ phần bán ra bên ngoài là giải pháp cuối cùng. Ưu tiên cho tài trợ nội bộ dựa trên ước muốn tránh các biện pháp kỷ luật và giám sát sẽ xảy ra khi bán chứng khoán mới ra công chúng. Thứ sáu, các hàm ý về quản trị của lý thuyết cấu trúc vốn: quyết định cấu trúc vốn là một trong những quyết định trọng tâm quan trọng mà các giám đốc tài chính phải quan 5 tâm. Trước hết, hầu như chắc chắn rằng các thay đổi trong cấu trúc vốn sẽ đưa đến các thay đổi trong giá trị thị trường của doanh nghiệp. Thứ hai, lợi ích của tấm chắn thuế từ nợ đưa đến giá trị doanh nghiệp gia tăng, ít nhất là đến điểm mà chi phí đại lý và chi phí phá sản gia tăng làm bù trừ lợi thế về thuế của nợ. Thứ ba, cấu trúc vốn tối ưu chịu ảnh hưởng nặng nề bởi rủi ro kinh doanh của doanh nghiệp. Thứ tư, khi các giám đốc thực hiện các thay đổi thể hiện trong cấu trúc vốn của doanh nghiệp, các hành động này sẽ chuyển các thông tin quan trọng đến các nhà đầu tư. Thứ bảy, các vấn đền đạo đức: tác động của mua lại bằng vốn vay (LBO) đối với cổ đông, mua lại bằng vốn vay đặt ra các vấn đề đạo đức quan trọng. Các quyền lợi có tính cạnh tranh của cổ đông sẽ được giải quyết như thế nào trong các mua lại bằng vốn vay và trong các giao dịch tài chính quan trọng khác? Tuy nhiên, các câu hỏi này ít khi có được câu trả lời đơn giản. Một vài vấn đề cần xem xét khi thảo luận về tính đạo đức của các mua lại bằng vốn vay : Có phải việc duy trì số lượng nhân viên và các cơ sở hoạt động không hiệu quả làm giảm khả năng cạnh tranh của doanh nghiệp với các doanh nghiệp khác vì lợi ích lâu dài của nhân viên hay không? Trong các giao dịch mua lại bằng vốn vay, các trái chủ có thực sự bị thiệt hại khi tính đến các điều khoản bảo vệ trong hợp đồng ký kết lúc họ mua trái phiếu với mối liên hệ giữa lợi tức trái phiếu và thỏa hiệp bảo vệ không? Thứ tám, các đòi hỏi của nhà cho vay và các cơ quan xếp hạng trái phiếu: các đòi hỏi này thường định ra các giới hạn cho việc chọn lựa cấu trúc vốn của doanh nghiệp như là một điều kiện để cung cấp tín dụng hay duy trì xếp hạng của trái phiếu hoặc cổ phần ưu đãi. Nhưng thực tế, đối với một kinh tế đang chuyển đổi như Việt Nam, cấu trúc vốn mục tiêu có bị tác động giống như những lý thuyết trên không? Bởi vì. môi trường thể chế cho hoạt động của các công ty đang niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam có hai điểm nổi bật sau: 6 (1): Việt Nam là nước đang trong quá trình chuyển đổi từ nền kinh tế chỉ huy sang nền kinh tế thị trường; (2): Hầu hết các công đang niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam có tiền thân là các công ty nhà nước, mặc dù đã được cổ phần hoá nhưng nhà nước vẫn có cổ phần tại các công ty này. Điều này không khó hiểu để thấy rằng Việt Nam có cấu trúc thể chế khác biệt với các nước phát triển cũng như các nước đang phát triển khác. Vì vậy, mục tiêu của bài viết này là xem xét các nhân tố tác động đến cơ cấu vốn của các công ty đang niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. 2/ Mô hình nghiên cứu: 2.1/ Các nhân tố ảnh hưởng đến cơ cấu vốn của các công ty đang niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam: 2.1.1/Tài sản vô hình: Được đo lường bằng Tài sản vô hình/Tổng tài sản.Theo các lý thuyết, tài sản vô hình/ tổng tài sản càng nhỏ, tức là các tài sàn có thể thế chấp được các lớn vì các chủ nợ thường đòi hỏi phải có thế chấp để bảo đảm cho các khoản vay. Hơn nữa, giá trị thanh lý của công ty tăng lên khi có tài sản cố định hữu hình và giảm thiệt hại trong trường hợp công ty phá sản. Vì vậy,tài sản vô hình tỷ lệ nghịch (-) với nợ vay. 2.1.2/Tính thanh khoản: Được đo lường bằng tỉ lệ tài sản ngắn hạn/nợ ngắn hạn.Nếu các công ty có hệ số thanh toán cao, có thể sử dụng nhiều nợ vay, bởi vì công ty có thể thanh toán các khoản nợ vay ngắn hạn khi đến hạn.Tuy nhiên, nếu các công ty có nhiều tài sản thanh khoản thì có thể sử dụng các tài sản này tài trợ cho các khoản đầu tư của mình. 7 Vì vậy,Tính thanh khoản vừa có quan hệ tỉ lệ thuận(+) hoặc quan hệ tỉ lệ nghịch (-) nợ vay. 2.1.3/Lợi nhuận: Được đo lường bằng chỉ tiêu ROE ( lợi nhuận/vốn cổ phần).Theo lý thuyết trật tự phân hạng thì các các nhà quản lý thích tài trợ cho các dự án bẳng nguồn vốn nội bộ hơn, sau đó mới đến nguồn vốn từ bên ngoài. Ngoài ra các công ty có lời không thích huy động thêm vốn chủ sở hữu để tránh việc pha loãng quyền sở hữu.Nghĩa là công ty có lời thì vay nợ thấp. Tuy nhiên, mô hình lý thuyết thuê lại cho rằng công ty có lời nên vay nhiều hơn, khi các yếu tố khác không đổi, bởi vì làm như vậy họ sẽ tận dụng được tấm chắn thuế nhiều hơn. Vì vậy, lợi nhuận ti lệ thuận (+) hoặc nghịch (-) với nợ vay. 2.1.4/Tăng trưởng : Được đo lường bằng giá trị sổ sách năm (t)/giá trị sổ sách năm (t-1) của tài sản.Theo lý thuyết, nếu tài sản trên sổ sách gia tăng, có thể công ty mua thêm tài sản để mở rộng quy mô sản xuất, vì vậy các tài sản có thể chấp được gia tăng cho nên công ty dễ dàng tiếp cận với nguồn vốn vay hơn. Vì vậy, tăng trưởng tỉ lệ thuận (+) nợ vay. 2.1.5/Thuế: Được đo lường bằng thuế suất thực phải nộp.Các công ty có mức thuế thực nộp cao sẽ sử dụng nhiều nợ để lợi từ tấm chắn thuế. Vì vẩy, thuế tỉ lệ thuận (+) với nợ. 2.1.6/Tỉ lệ vốn nhà nước: 8 Được đo lường bằng vốn đầu tư chủ sờ hữu nhà nước.Sở hữu nhà nước trong công ty là đặc trưng của các công ty đang niêm yết trên thỉ trường chứng khoán Việt Nam, và chưa có lý thuyết nào đề cập đến vấn đề nay.Có quan điểm cho rằng:do có mối quan hệ trước khi được cổ phần hóa, nên các chủ nợ sẵn sàng cho các công ty có vốn nhà nước vay. Tuy nhiên, ban quản lý các công ty có tỉ lệ vốn nhà nước cao thường có nhiều khả năng đưa ra các quyết dịnh làm chệch mục tiêu tối đa hoa giá trị công ty để làm lợi cho họ.Do vậy, nếu các công ty này có tỉ lệ nợ cao, họ sẽ bị giám sát chặt chẽ hơn, lúc này nợ như là công cụ để theo dõi ban quản lý. Vì vậy, tỉ lệ vốn nhà nước tỉ lệ thuận (+) hoặc tỉ lể nghịch (-) với nợ vay. 2.2/ Xác dịnh mô hình thực nghiệm: Y1: Tổng nợ/Vốn cổ phần. Y2:Nợ dài hạn/Vốn cổ phần. X1:Tài sản vô hình/Tổng tài sản. X2:Chỉ số thanh toán nợ ngắn hạn ( tài sản ngắn hạn/nợ ngắn hạn). X3:ROE X4:Giá trị sổ sách năm (t)/ giá trị sổ sách năm (t-1). X5:Thuế suất thực nộp. X6:Tỉ lệ vốn nhà nước. Tóm tắt các nhân tố ảnh đến nợ vay theo mô hình lý thuyết: Dấu tác động X1 - X2 +/- X3 +/- 9 X4 + X5 + X6 +/- Mô hình xem xét: Y1=F(X1,X2,x3,X4,X5,X6). Y2=G(X1,X2,x3,X4,X5,X6). 2.2.1/Xử lý số liệu: Nghiên cứu này lấy số liệu của 53 công ty đang niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam gồm các nghành:thủy sản, dịch vụ giao thông vận tải, cơ khí và chế tạo, giải trí, dược xây dựng, bảo hiểm, từ bảng báo cáo tài chính cả năm đã qua kiểm toán của các công ty trên website www.cafef.vn năm 2007. Bảng số liệu đã qua sử lý như sau: Nghành STT Mã Ck Y1 Y2 X1 (%) X2 (lần) X3 (%) X4 (lần) X5 (%) X6 (%) So luong Thủy sản 1 ABT 0.44 0.00018 1.76 1.36 13.72 3.49 9.87 0 1 2 ACL 0.65 0.62 0 2.53 30.67 11 0 2 3 AGF 0.36 0.00115 4.16 1.62 6.13 1.8 13.48 8.19 3 4 ANV 0.39 0.077 0.7 3 21.88 2.12 11.1 0 4 5 BLF 5.06 0.06 2.65 1.3 8.27 10 0 5 6 CAD 3.06 0.09 0.085 1.11 11.5 2.04 0 0 6 7 CAN 0.53 0.14 1.02 3 20.1 1.45 20 27.74 7 8 FMC 1.35 0 0.28 1.27 16.87 1.76 1 17.47 8 9 ICF 1.32 0.035 1.27 1.07 14.28 1.3 0 0 9 10 MPC 0.92 0.2 0.43 1.74 17.89 2.05 10.1 0 10 11 TS4 0.28 0.78 0 2.91 6.67 1.54 1.71 8.74 11 10 12 VHC 0.28 0.15 5.15 1.84 24.44 1.89 7.41 0 12 Cơ khí 1 BTC 5.24 0.04 0 1.18 8.17 1.85 0 0 13 2 BTH 0.49 0.08 0 2.3 10.1 1.23 15 0 14 3 CTB 1.19 9.04 3.76 1.06 19.9 1.003 14 0 15 4 CJC 8.93 16.6 0 1.06 27.19 3.25 0 0 16 5 LGC 2.27 66 1.11 0.77 4.47 5.94 16.7 21.67 17 Bảo Hiểm 1 BMI 0.51 0.006 0.74 6.8 6.44 2.16 17.68 50.07 18 2 PVI 1.58 1.2182 4.79 18.63 14.25 3.78 0 64.08 19 3 VNR 0.97 0.474 1.37 1.89 11.9 1.39 13.84 53.8 20 Xây dựng 1 C92 5.11 0.24 0 0.9 16.69 0.86 14 51 21 2 CIC 1.64 0.05 0 1.28 7.67 2.2 14 4.2 22 3 CID 2.8 0.89 0 0.94 9.96 1.12 14 9.02 23 4 CMC 1.37 0.02 0 1.53 61.65 1.82 0 16.78 24 5 DCC 0.7 0.1 1.23 2.37 9.17 1.61 28 5.53 25 6 FPC 0.16 0.005 0 4.54 6.99 1.86 17.15 0 26 7 L10 1.68 0.16 2.48 1.38 13.8 1.34 0 51 27 8 L18 5.03 0.97 0.11 1.04 13.8 1.34 0 51 28 9 VMC 6.33 1.06 0.51 1.08 15.79 1.22 22.15 51.4 29 10 SIC 2.15 1.52 0 1.85 15.43 1.72 0 22.44 30 Giao thông vận tải 1 PVT 1.32 0.72 0.05 0.72 2.61 0.91 28 60 31 2 SFI 3.76 0.54 0 0.88 41.86 1.92 14 15 32 3 SHC 1.62 1 0 0.73 12.43 4.52 14 14.58 33 4 TJC 0.2 0 0 3.77 9.32 1.92 28 30 34 5 TMS 1.18 0.06 1.28 4.39 9.41 1.45 28 8.11 35 6 VFC 1.32 0.27 4.73 1.11 13.18 0.98 14 0 36 7 VFR 0.77 0.11 5.3 1.41 19.07 1.11 0.53 51 37 11 8 VGP 0.06 0.26 0.013 16.7 10.46 1.36 10 21.25 38 9 VIP 0.98 0.834 0.13 4.51 18.04 2.25 0 51.16 39 10 VSC 0.43 0.1021 0.09 2.52 26.06 1.27 11.79 28.16 40 11 VTO 1.8 0.16644 0.67 3.62 30.18 1.6 0 51 41 12 TJC 0.2 0.06 0.04 3.77 9.32 1.92 28.57 30 42 13 VSP 19.44 7.3 0.3 5.4 59 1.92 11.64 59 43 14 VTV 0.58 0.13 0.01 2.61 7.79 2.1 0 55.37 44 giải trí 1 CTC 1.83 94.62 0.77 1.01 9.26 1.53 14 19.8 45 2 HSC 0.15 0 0 3.61 30.41 1.06 14 0 46 3 RIC 0.14 19.55 6.93 3.24 8.1 1.26 0 14 47 4 SGH 0.07 0.44 3.6 3.95 17.63 1.05 27.06 38.9 48 5 TCT 0.1 0.44 0 8.99 0.34 1.22 14 69.77 49 6 VPL 0.72 0.55 3.72 1.57 8.05 1.55 28 0 50 Dược 1 DHG 0.44 0 11.17 2.32 19.69 1.95 0 44.2 51 2 DMC 0.3 0.01 1.07 3.29 13.89 1.59 0 34.5 52 3 DHT 1.84 0.24 0 1.47 13.43 1.43 20 8.7 53 2.2.2/Mô tả thông kê các biến giải thích và tổng nợ/vốn cổ phần: Sử dụng Eview 4.1 với mức ý nghĩa 5%: Bảng1:Mô tả thông kê: Y1 Y2 X1 X2 X3 X4 X5 X6 Mean 1.888824 0.491565 1.388784 2.962941 16.00745 1.823588 11.11333 23.89471 Median 0.98 0.16 0.3 1.84 13.72 1.6 13.48 17.47 Maximun 19.44 7.3 11.17 18.63 61.65 5.94 28.57 69.77 Minimun 0.06 0 0 0.72 0.34 0.86 0 0 Std-Dev 3.081688 1.060297 2.256759 3.431351 11.8864 0.92345 9.654419 22.42279 Skewness 4.047015 5.37114 2.263737 3.290768 2.224 2.52323 0.303381 0.45811 Kurtoris 22.2179 34.75656 8.669722 14.38392 8.683932 10.41425 2.010993 1.751204 12 Jarque-bera 924.0368 2388.236 111.868 367.4343 110.6951 170.9305 2.860878 5.097769 Probality 0 0 0 0 0 0 0.239204 0.078169 Sum 96.33 25.06983 70.828 151.11 816.38 93.003 566.78 1218.63 sumSq- Dev 474.8399 56.21148 254.6481 588.7085 7064.33 42.63803 4660.391 25139.07 observation 51 51 51 51 51 51 51 51 Bảng 1: Tóm tắt kết quả thống kê mô tả các biến giải thích và biến phụ thuộc của 53 công ty đang niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam (năm 2007). Từ bảng 1có thể thấy: Tổng nợ vay/vốn cổ phần bình quân của các công ty là 1.9 lần trong đó, công ty có tổng nợ vay cao nhất là 19.44 lần và thấp nhất là 0.06 lần. Tổng nợ dài hạn/vốn cổ phần bình quân là 0.499 lần.Thấp nhất là 0 lần .nghĩa là chỉ tài sản bằng nợ ngắn hạn, và cao nhất là 7.3 lần. Tỷ lệ tài sản vô hình /tổng tài sản bình quân của các công ty là 1.4%. Thấp nhất là 0%, và cao nhất là 11.17%. Chỉ số thanh khoản nợ ngắn hạn bình quân của các công ty là 2.96. Thấp nhất là 0.72, và cao nhất là 18.63. ROE bình quân của các công ty này là 16%; trong đó công ty có ROE cao nhất là 61.65% và thấp nhất là 0.34%. Tốc độ tăng trưởng giá trị sổ sách bình quân của các công ty là 1.82 lần.Thấp nhất là:0.86 lần.tức là có những công ty bị sụt giảm giá trị sổ sách tài sản, và cao nhất là 5.94 lần. Mức thuế suất bình quân mà các công ty phải nộp là 11.11%.Thấp nhất 0% ( miễn,giảm và được khấu trừ thuế trong năm 2007), và cao nhất 28.87% (TJC_nghành giao thông vận tải). 13 Tỉ lệ vốn nhà nước bình quân ở các công ty là 24%.Thấp nhất 0%, và cao nhất 69.77%.( trong nghành giải trí cùa công ty TCT). Bảng 2: Ma trận tương quan: Y1 Y2 X1 X2 X3 X4 X5 X6 Y1 1 Y2 0.80747 1 X1 -0.20648 -0.11621 1 X2 -0.07806 0.141733 0.055595 1 X3 0.503998 0.465869 -0.0421 -0.06266 1 X4 0.085878 0.075209 -0.03896 0.095862 -0.03933 1 X5 -0.10565 -0.03588 -0.15543 -0.04068 -0.24073 -0.10712 1 X6 0.18919 0.349466 0.044031 0.334066 0.032057 -0.07478 -0.08353 1 Ma trận cho thấy: Tài sản vô hình tỉ lệ nghịch nợ vay.Bởi vì tài sản vô hình/tổng tài sản càng lớn thì tài sản đảm bảo để vay nợ thấp. Chỉ số thanh toán nợ ngắn hạn tỉ lệ thuận với nợ dài hạn, tỉ lệ nghịch với tổng nợ,nên tỉ lệ nghịch với nợ ngắn hạn.bởi vì các công ty sử dụng tài sản thanh khoản tài trợ cho các dự án. ROE, tốc độ tăng giá trị sổ sách tài sản và tỉ lệ vốn nhà nước tỉ lệ thuận với nợ vay. Thuế suất thực nộp thực nộp tỉ lệ nghịch nợ vay, nghĩa là công ty mức thuê thực nộp càng cao thì ít vay nợ. 14 Mô hình:Y1=F(X1,X2,X3,X4,X5). Bảng 3.1: Dependent Variable: Y1 Method: Least Squares Date: 04/14/09 Time: 15:45 Sample: 1 53 Included observations: 51 Excluded observations: 2 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. X1 -0.286460 0.161596 -1.772696 0.0830 X2 -0.123896 0.116263 -1.065653 0.2923 X3 0.113234 0.027694 4.088751 0.0002 X4 0.223787 0.316428 0.707230 0.4831 X5 -0.014219 0.033763 -0.421132 0.6757 X6 0.028037 0.017015 1.647798 0.1064 R-squared 0.339262 Mean dependent var 1.888824 Adjusted R-squared 0.265847 S.D. dependent var 3.081688 S.E. of regression 2.640474 Akaike info criterion 4.889925 Sum squared resid 313.7447 Schwarz criterion 5.117199 Log likelihood -118.6931 Durbin-Watson stat 2.298258 Y1 = -0.2864603023*X1 - 0.1238964677*X2 + 0.1132339779*X3 + 0.2237870539*X4 - 0.01421868453*X5 + 0.02803653426*X6 15 Mô hình:Y2=G(X1,X2,X3,X4,X5,X6). Bảng 3.2: Dependent Variable: Y2 Method: Least Squares Date: 04/14/09 Time: 15:53 Sample: 1 53 Included observations: 51 Excluded observations: 2 Variable Coefficien t Std. Error t-Statistic Prob. X1 -0.077646 0.057029 -1.361498 0.1801 X2 0.009252 0.041031 0.225493 0.8226 X3 0.030993 0.009774 3.171047 0.0027 X4 -0.049635 0.111672 -0.444471 0.6588 X5 -0.004418 0.011915 -0.370813 0.7125 X6 0.012048 0.006005 2.006463 0.0508 R-squared 0.304832 Mean dependent var 0.491565 Adjusted R-squared 0.227591 S.D. dependent var 1.060297 S.E. of regression 0.931861 Akaike info criterion 2.806864 Sum squared resid 39.07640 Schwarz criterion 3.034138 Log likelihood -65.57504 Durbin-Watson stat 2.551705 z Y2 = -0.07764550158*X1 + 0.009252189033*X2 + 0.03099258992*X3 - 0.04963489219*X4 - 0.004418392261*X5 + 0.01204815446*X6 Bảng 3.1 và 3.2 cho thấy kết quả chạy mô hình mối quan hệ giữ các biến giải thích với tổng nợ/vốn cổ phấn và tổng nợ dài hạn/vốn cổ phần. 16 Tỷ lệ tài sản vô hình /tổng tài sản tỷ lệ nghịch (-) với nợ vay. Điều này có nghĩa là các công ty có tỷ lệ tài sản thế có khả năng thế chấp cao sẽ sử dụng để thế chấp nên dễ được vay nợ hơn. Tính thanh khoản tỷ lệ nghịch (-) với tổng nợ vay/vốn cổ phần nhưng tỷ lệ thuận với nợ dài hạn. Do vậy, xét về mặt tổng thể thì tính thanh khoản tỷ lệ nghịch với tổng nợ vay/ vốn cổ phần. Kết quả này cho thấy các công ty có tính thanh khoản cao sẽ ít sử dụng nợ vì các tài sản có tính thanh khoản cao của công ty đã được sử dụng để tài trợ cho hoạt động của công ty. ROE tỉ lệ thuận nợ vay.sai so với lý trật tự phân hạng. Tốc độ tăng giá trị sổ sách tài sản tị lệ thuận tổng nợ nhưng tỉ lệ nghịch với nợ dài hạn.Bởi vì các công ty dùng tài sản thế chấp để vay nợ ngắn hạn. Tỷ lệ vốn góp của nhà tỷ lệ thuận (+) với tổng nợ vay/vốn chủ sở hữu,tỷ lệ nợ dài hạn/vốn chủ sở hữu.các công ty có tỷ lệ vốn góp của nhà nước càng cao thì càng dễ dàng tiếp cận với nguồn vốn nhất là nguồn vốn dài hạn hơn do có mối quan hệ với các chủ nợ từ trước khi công ty được cổ phần hoá. Bảng thể hiện sự tác động sau khi đã hồi qui: Y1 Y2 X1 - - X2 + - X3 + + X4 - + X5 - - X6 + + 17 Kiểm định sự có mặt của biến không cần thiết. Trong mô hình:Y1=F(X1,X2,X3,X4,X5,X6). Bảng 4.1.1 Redundant Variables: X1 F-statistic 3.142451 Probability 0.083048 Log likelihood ratio 3.442594 Probability 0.063536 Test Equation: Dependent Variable: Y1 Method: Least Squares Date: 04/14/09 Time: 16:33 Sample: 1 53 Included observations: 51 Excluded observations: 2 Variable Coefficien t Std. Error t-Statistic Prob. X2 -0.139456 0.118601 -1.175846 0.2457 X3 0.109157 0.028234 3.866200 0.0003 X4 0.132996 0.319444 0.416336 0.6791 X5 -0.013309 0.034536 -0.385362 0.7017 X6 0.024792 0.017305 1.432626 0.1587 R-squared 0.293121 Mean dependent var 1.888824 Adjusted R-squared 0.231654 S.D. dependent var 3.081688 S.E. of regression 2.701265 Akaike info criterion 4.918211 Sum squared resid 335.6542 Schwarz criterion 5.107606 Log likelihood -120.4144 Durbin-Watson stat 2.226761 Bảng 4.1.2 18 Redundant Variables: X2 F-statistic 1.135617 Probability 0.292265 Log likelihood ratio 1.271061 Probability 0.259568 Test Equation: Dependent Variable: Y1 Method: Least Squares Date: 04/14/09 Time: 16:34 Sample: 1 53 Included observations: 51 Excluded observations: 2 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. X1 -0.299461 0.161372 -1.855718 0.0699 X3 0.113865 0.027728 4.106414 0.0002 X4 0.139374 0.306804 0.454276 0.6518 X5 -0.016306 0.033756 -0.483049 0.6314 X6 0.020880 0.015656 1.333674 0.1889 R-squared 0.322588 Mean dependent var 1.888824 Adjusted R- squared 0.263682 S.D. dependent var 3.081688 S.E. of regression 2.644364 Akaike info criterion 4.875632 Sum squared resid 321.6624 Schwarz criterion 5.065027 Log likelihood -119.3286 Durbin-Watson stat 2.197781 Bảng 4.1.3 Redundant Variables: X3 F-statistic 16.71788 Probability 0.000177 Log likelihood ratio 16.11147 Probability 0.000060 Test Equation: 19 Dependent Variable: Y1 Method: Least Squares Date: 04/14/09 Time: 16:36 Sample: 1 53 Included observations: 51 Excluded observations: 2 Variable Coefficien t Std. Error t-Statistic Prob. X1 -0.231595 0.186532 -1.241581 0.2207 X2 -0.134055 0.134639 -0.995665 0.3246 X4 0.778818 0.331083 2.352338 0.0230 X5 -0.005582 0.039032 -0.143025 0.8869 6 0.044779 0.019129 2.340888 0.0236 R-squared 0.093792 Mean dependent var 1.888824 Adjusted R-squared 0.014992 S.D. dependent var 3.081688 S.E. of regression 3.058501 Akaike info criterion 5.166621 Sum squared resid 430.3036 Schwarz criterion 5.356015 Log likelihood -126.7488 Durbin-Watson stat 2.468615 Bảng 4.1.4 Redundant Variables: X4 F-statistic 0.500174 Probability 0.483070 Log likelihood ratio 0.563737 Probability 0.452759 Test Equation: Dependent Variable: Y1 Method: Least Squares Date: 04/14/09 Time: 16:36 Sample: 1 53 Included observations: 51 20 Excluded observations: 2 Variable Coefficien t Std. Error t-Statistic Prob. X1 -0.267962 0.158596 -1.689587 0.0979 X2 -0.103313 0.111948 -0.922861 0.3609 X3 0.121636 0.024880 4.888933 0.0000 X5 -0.005506 0.031264 -0.176110 0.8610 X6 0.029294 0.016829 1.740674 0.0884 R-squared 0.331918 Mean dependent var 1.888824 Adjusted R-squared 0.273824 S.D. dependent var 3.081688 S.E. of regression 2.626090 Akaike info criterion 4.861763 Sum squared resid 317.2320 Schwarz criterion 5.051158 Log likelihood -118.9750 Durbin-Watson stat 2.254791 Bảng 4.1.5 Redundant Variables: X5 F-statistic 0.177353 Probability 0.675663 Log likelihood ratio 0.200605 Probability 0.654233 Test Equation: Dependent Variable: Y1 Method: Least Squares Date: 04/14/09 Time: 16:37 Sample: 1 53 Included observations: 51 Excluded observations: 2 Variable Coefficien t Std. Error t-Statistic Prob. X1 -0.285426 0.160126 -1.782510 0.0813 X2 -0.126737 0.115025 -1.101817 0.2763 21 X3 0.112504 0.027392 4.107270 0.0002 X4 0.175163 0.291964 0.599947 0.5515 X6 0.027136 0.016728 1.622203 0.1116 R-squared 0.336658 Mean dependent var 1.888824 Adjusted R-squared 0.278976 S.D. dependent var 3.081688 S.E. of regression 2.616757 Akaike info criterion 4.854643 Sum squared resid 314.9812 Schwarz criterion 5.044038 Log likelihood -118.7934 Durbin-Watson stat 2.293071 Bảng 4.1.6 Redundant Variables: X6 F-statistic 2.715239 Probability 0.106360 Log likelihood ratio 2.988004 Probability 0.083883 Test Equation: Dependent Variable: Y1 Method: Least Squares Date: 04/14/09 Time: 16:38 Sample: 1 53 Included observations: 51 Excluded observations: 2 Variable Coefficien t Std. Error t-Statistic Prob. X1 -0.257816 0.163626 -1.575642 0.1220 X2 -0.048286 0.108799 -0.443808 0.6593 X3 0.124216 0.027377 4.537306 0.0000 X4 0.278280 0.320508 0.868245 0.3898 X5 -0.007230 0.034114 -0.211946 0.8331 R-squared 0.299394 Mean dependent var 1.888824 Adjusted R-squared 0.238472 S.D. dependent var 3.081688 22 S.E. of regression 2.689253 Akaike info criterion 4.909298 Sum squared resid 332.6757 Schwarz criterion 5.098693 Log likelihood -120.1871 Durbin-Watson stat 2.141258 Từ bảng 4.1.1-4.1.6 chỉ có F5 < P5,nên X5 là biến không cần thiết. Mô hình Y1 được chạy lại ( không có mặt X5 ). Dependent Variable: Y1 Method: Least Squares Date: 06/27/09 Time: 19:45 Sample: 1 53 Included observations: 51 Excluded observations: 2 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. X1 -0.285426 0.160126 -1.782510 0.0813 X2 -0.126737 0.115025 -1.101817 0.2763 X3 0.112504 0.027392 4.107270 0.0002 X4 0.175163 0.291964 0.599947 0.5515 X6 0.027136 0.016728 1.622203 0.1116 R-squared 0.336658 Mean dependent var 1.888824 Adjusted R-squared 0.278976 S.D. dependent var 3.081688 S.E. of regression 2.616757 Akaike info criterion 4.854643 Sum squared resid 314.9812 Schwarz criterion 5.044038 Log likelihood -118.7934 Durbin-Watson stat 2.293071 Mô hình hối qui này giải thích được gần 28% trong sự hay đổi của Tổng nợ/ Vốn cổ phần lớn 26.58% so với mô hình hối qui Y1 ban đầu. Kiểm định biến không cần thiết trong mô hình Y2: 23 Bảng 4.2.1: Redundant Variables: X1 F-statistic 1.853677 Probability 0.180135 Log likelihood ratio 2.058717 Probability 0.151338 Test Equation: Dependent Variable: Y2 Method: Least Squares Date: 04/14/09 Time: 16:46 Sample: 1 53 Included observations: 51 Excluded observations: 2 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. X2 0.005035 0.041292 0.121931 0.9035 X3 0.029888 0.009830 3.040505 0.0039 X4 -0.074244 0.111217 -0.667558 0.5078 X5 -0.004172 0.012024 -0.346955 0.7302 X6 0.011169 0.006025 1.853736 0.0702 R-squared 0.276196 Mean dependent var 0.491565 Adjusted R-squared 0.213257 S.D. dependent var 1.060297 S.E. of regression 0.940468 Akaike info criterion 2.808016 Sum squared resid 40.68607 Schwarz criterion 2.997410 Log likelihood -66.60440 Durbin-Watson stat 2.436067 Redundant Variables: X2 Bảng 4.2.2 Redundant Variables: X2 F-statistic 0.050847 Probability 0.822617 Log likelihood ratio 0.057594 Probability 0.810340 24 Test Equation: Dependent Variable: Y2 Method: Least Squares Date: 04/14/09 Time: 16:51 Sample: 1 53 Included observations: 51 Excluded observations: 2 Variable Coefficien t Std. Error t-Statistic Prob. X1 -0.076675 0.056277 -1.362452 0.1797 X3 0.030945 0.009670 3.200139 0.0025 X4 -0.043331 0.106995 -0.404984 0.6874 X5 -0.004263 0.011772 -0.362091 0.7189 X6 0.012583 0.005460 2.304491 0.0258 R-squared 0.304047 Mean dependent var 0.491565 Adjusted R-squared 0.243529 S.D. dependent var 1.060297 S.E. of regression 0.922197 Akaike info criterion 2.768778 Sum squared resid 39.12056 Schwarz criterion 2.958173 Log likelihood -65.60384 Durbin-Watson stat 2.559881 Bảng 4.2.3: Redundant Variables: X3 F-statistic 10.05554 Probability 0.002734 Log likelihood ratio 10.28568 Probability 0.001341 Test Equation: Dependent Variable: Y2 Method: Least Squares Date: 04/14/09 Time: 16:52 25 Sample: 1 53 Included observations: 51 Excluded observations: 2 Variable Coefficien t Std. Error t-Statistic Prob. X1 -0.062629 0.062175 -1.007291 0.3191 X2 0.006472 0.044878 0.144207 0.8860 X4 0.102279 0.110357 0.926803 0.3589 X5 -0.002055 0.013010 -0.157926 0.8752 X6 0.016631 0.006376 2.608264 0.0122 R-squared 0.149493 Mean dependent var 0.491565 Adjusted R-squared 0.075535 S.D. dependent var 1.060297 S.E. of regression 1.019466 Akaike info criterion 2.969329 Sum squared resid 47.80828 Schwarz criterion 3.158723 Log likelihood -70.71788 Durbin-Watson stat 2.567068 Bảng 4.2.4: Redundant Variables: X4 F-statistic 0.197555 Probability 0.658832 Log likelihood ratio 0.223405 Probability 0.636457 Test Equation: Dependent Variable: Y2 Method: Least Squares Date: 04/14/09 Time: 16:52 Sample: 1 53 Included observations: 51 Excluded observations: 2 Variable Coefficien t Std. Error t-Statistic Prob. 26 X1 -0.081748 0.055784 -1.465431 0.1496 X2 0.004687 0.039377 0.119025 0.9058 X3 0.029129 0.008751 3.328561 0.0017 X5 -0.006351 0.010997 -0.577523 0.5664 X6 0.011769 0.005919 1.988222 0.0528 R-squared 0.301780 Mean dependent var 0.491565 Adjusted R-squared 0.241066 S.D. dependent var 1.060297 S.E. of regression 0.923697 Akaike info criterion 2.772029 Sum squared resid 39.24795 Schwarz criterion 2.961424 Log likelihood -65.68674 Durbin-Watson stat 2.533302 Bảng 4.2.5: Redundant Variables: X5 F-statistic 0.137502 Probability 0.712517 Log likelihood ratio 0.155598 Probability 0.693242 Test Equation: Dependent Variable: Y2 Method: Least Squares Date: 04/14/09 Time: 16:54 Sample: 1 53 Included observations: 51 Excluded observations: 2 Variable Coefficien t Std. Error t-Statistic Prob. X1 -0.077324 0.056486 -1.368913 0.1777 X2 0.008370 0.040576 0.206270 0.8375 X3 0.030766 0.009663 3.184018 0.0026 X4 -0.064745 0.102993 -0.628631 0.5327 X6 0.011768 0.005901 1.994317 0.0521 27 R-squared 0.302708 Mean dependent var 0.491565 Adjusted R-squared 0.242074 S.D. dependent var 1.060297 S.E. of regression 0.923083 Akaike info criterion 2.770700 Sum squared resid 39.19581 Schwarz criterion 2.960094 Log likelihood -65.65284 Durbin-Watson stat 2.555077 Bảng4.2.6: Redundant Variables: X6 F-statistic 4.025893 Probability 0.050839 Log likelihood ratio 4.369991 Probability 0.036577 Test Equation: Dependent Variable: Y2 Method: Least Squares Date: 04/14/09 Time: 16:54 Sample: 1 53 Included observations: 51 Excluded observations: 2 Variable Coefficien t Std. Error t-Statistic Prob. X1 -0.065336 0.058534 -1.116215 0.2701 X2 0.041744 0.038920 1.072559 0.2891 X3 0.035712 0.009793 3.646537 0.0007 X4 -0.026218 0.114655 -0.228667 0.8201 X5 -0.001415 0.012204 -0.115974 0.9082 R-squared 0.242640 Mean dependent var 0.491565 Adjusted R-squared 0.176782 S.D. dependent var 1.060297 S.E. of regression 0.962022 Akaike info criterion 2.853335 Sum squared resid 42.57235 Schwarz criterion 3.042729 Log likelihood -67.76004 Durbin-Watson stat 2.308965 28 Từ bảng 4.2.1-4.26,có F2,F4,F5 <P2,P4,P5,nên các biến X2,X4,X5 là các biến không cần thiết trong mô hình Y2. Mô hình Y2 được chạy lại như sau: Dependent Variable: Y2 Method: Least Squares Date: 04/14/09 Time: 15:53 Sample: 1 53 Included observations: 51 Excluded observations: 2 Variable Coefficien t Std. Error t-Statistic Prob. X1 -0.077646 0.057029 -1.361498 0.180189 X3 0.030993 0.009774 3.171047 0.0027 X6 0.012048 0.006005 2.006463 0.0508 R-squared 0.344832 Mean dependent var 0.491565 Adjusted R-squared 0.257591 S.D. dependent var 1.060297 S.E. of regression 0.931861 Akaike info criterion 2.806864 Sum squared resid 39.07640 Schwarz criterion 3.034138 Log likelihood -65.57504 Durbin-Watson stat 2.551705 Mô hình hồi qui này giải thích được 25.76% sự thay đổi của tổng nợ/vốn cổ phần lớn hơn 22.76% so với mô hình ban đầu. 29 Bảng 5:Tác động các nhân tố trong thực tiễn: Y1 Y2 X1 - - X2 + Chưa xác định X3 + + X4 - Chưa xác định X5 Chưa xác định Chưa xác định X6 + + Kết luận: Bài viết này sử dụng số liệu của 53 công ty đang niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam năm 2007.Sáu biến độc lập được sử dụng trong nghiên cứu này để giải thích tỉ lệ Tổng nợ/Vốn cổ chủ sở hữu, Nợ dài hạn/Vốn chủ sở hữu. Kết quả nghiên cứu cho thấy, các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam sử dụng ít nợ vay dài hạn, điều này có thể giải thích do thị trường trái phiếu Việt Nam chưa phát triễn, nên nguồn tài trợ của các doanh nghiệp phụ thuộc nhiều vào vốn chủ sở hữu, các khoản vay ngắn hạn từ ngân hang, và các khoản tín dụng thương mại.Vì vậy để có nhiều nguồn tài trợ hơn cho doanh nghiệp cần phải đẩy mạnh phát triễn thị trường trái phiếu công ty. Ngoài ra , tỉ lệ vốn nhà nước còn đóng vai quan trọng trong việc xác định cơ cấu vốn cho công ty. Tóm lại, cơ cấu nguồn vốn công ty không chỉ chịu đặc điểm bản thân công ty mà còn chịu ảnh hưởng bởi lạm phát, lãi suất, môi trường thể chế mà các công ty đang hoạt động. Đây là hạn chế trong bài nghiên cứu này khi chưa đưa yếu tố vĩ mô vào mô hình để nghiên cứu, mẫu quá nhỏ nên không thể cho chạy mô hình để nghiên cứu sự thay đổi trong cấu trúc vốn các công ty từ năm 2007 sang 2008 như thế nào.Mà năm 2008 có 30 nhiều biến động kinh tế xảy ra, nên chúng tôi khó để nghiên cứu và đo lường được.Bên cạnh đó, từ kết quả nghiên cứu cho thấy rằng các biến độc lập mà chúng tôi xem xét chưa phải là phổ biến nhất, tác động mạnh nhất đến việc sử dụng nợ vay, và còn rất nhiều các nhân tố khác mà nghiên cứu chúng tôi chưa đưa ra được.