BCKH DETERMINANTS OF CAPITAL STRUCTURE OF LISTED MANUFACTURING THE CASE IN VIETNAM

Tuyển tập Báo cáo Hội nghị Sinh viên Nghiên cứu Khoa học lần thứ 8 Đại học Đà Nẵng năm 2012
1



HOSE
DETERMINANTS OF CAPITAL STRUCTURE OF LISTED MANUFACTURING
COMPANY: THE CASE IN VIETNAM


34K15, -

-


–
.
:

ABSTRACT
The objective of this study is to identify the determinants influencing the capital structure of
listed manufacturing company in Vietnam. Panel data of 55 manufacturing compary over the period
2007-2011 is analysized using three estimation models: Pure pooled OLS, Fixed effect model and
Random effect model. Besides, in this study, capital structure is not only based on total debt ratios
but also based on a decomposition of total debt ratios into short-term and long-term debt ratios.
Empirical results show that capital structure of listed manufacturing company in Vietnam has
relationships with 5 main determinants: firm size, profitability, asset structure, growth and liquidity.
Key words: Capital structure, manufacturing company, determinants, debt ratio, fixed effect
model, random effect model

1.

hiện qua quá trình huy động
. Xác định cấu trúc tài chính cho doanh nghiệp
nhằm xây dựng chính sách tài trợ hợp lý nhất vừa đảm bảo khả năng thanh khoản vừa tận
dụng hiệu ứng tích cực của đòn cân nợ nâng cao giá trị doanh nghiệp.
Tại Việt Nam, trong thập kỷ vừa qua đã xuất hiện những nghiên cứu về đề tài cấu trúc
tài chính và các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc tài chính. Một trong những nghiên cứu này
Tuyển tập Báo cáo Hội nghị Sinh viên Nghiên cứu Khoa học lần thứ 8 Đại học Đà Nẵng năm 2012
2

là của San (2002) tập trung vào các doanh nghiệp ngành du lịch ở tỉnh Thừa Thiên Hu
,
giữa mô
hình lý thuyết và kết quả thực nghiệm bằng cách áp dụng mô hình trong nhiều điều kiện
kh

ngành công nghiệp chế tạo trên sàn giao dịch chứng khoán TP HCM (HOSE), đây là ngành
có số lượng doanh nghiệp chiếm tỷ trọng nhiều nhất và chiếm tỷ lệ vốn hoá lớn nhất trong
tất cả các ngành (theo bảng phân ngành của HNX).
2.
2.1.
Hầu hế
phương pháp phân tích hồi qui bội dựa trên nguyên tắc bình phương nhỏ nhất nhằm tìm ra
mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biế
– –
.
- số liệu của 55 doanh nghiệp
ngành công nghiệp chế tạo niêm yết trên HOSE trong vòng 5 năm từ năm 200 - -
.
2.2. Mô hình nghiên cứu
2.2.1. ịnh - FEM

Với giả định mỗi thực thể đều có những đặc điểm riêng biệt có thể ảnh hưởng đến các
biến giải thích, FEM phân tích mối tương quan này giữa phần dư của mỗi thực thể với các
biến giải thích qua đó kiểm soát và tách ảnh hưởng của các đặc điểm riêng biệt (không đổi
theo thời gian) ra khỏi các biến giải thích để chúng ta có thể ước lượng những ảnh hưởng
thực (net effects) của biến giải thích lên biến phụ thuộc.
Mô hình ước lượng sử dụng:
Y
it
= C
i
+ β

X
it
+ u
it
*
Trong đó
Y
it
: thời gian (năm).
X
it
: biến độc lập.
Tuyển tập Báo cáo Hội nghị Sinh viên Nghiên cứu Khoa học lần thứ 8 Đại học Đà Nẵng năm 2012
3

C
i
(i=1….n) : hệ số chặn cho từng thực thể nghiên cứu.

β : hệ số góc đối với nhân tố X.
u
it
: phần dư.
Mô hình trên đã thêm vào chỉ số i cho hệ số chặn “c” để phân biệt hệ số chặn của
từng doanh nghiệp khác nhau có thể khác nhau, sự khác biệt này có thể do đặc điểm khác
nhau của từng doanh nghiệp hoặc do sự khác nhau trong chính sách quản lý, hoạt động của
doanh nghiệp.
2.2.2. Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên - REM
Điểm khác biệt giữa mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên và mô hình ảnh hưởng cố định
được thể hiện ở sự biến động giữa các thực thể. Nếu sự biến động giữa các thực thể có
tương quan đến biến độc lập – biến giải thích trong mô hình ảnh hưởng cố định thì trong
mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên sự biến động giữa các thực thể được giả sử là ngẫu nhiên và
không tương quan đến các biến giải thích.
Chính vì vậy, nếu sự khác biệt giữa các thực thể có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc thì
REM sẽ thích hợp hơn so với FEM. Trong đó, phần dư của mỗi thực thể (không tương quan
với biến giải thích) được xem là một biến giải thích mới.
Ý tưởng cơ bản của mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên cũng bắt đầu từ mô hình:
Y
it
= C
i
+ β

X
it
+ u
it
Thay vì trong mô hình trên, C
i

là cố định thì trong REM có giả định rằng nó là một
biến ngẫu nhiên với trung bình là C
1
và giá trị hệ số chặn được mô tả như sau:
C
i
= C

+ ε
i
(i=1, n)
ε
i
: Sai số ngẫu nhiên có trung bình bằng 0 và phương sai là
Thay vào mô hình ta có:
Y
it
= C + β

X
it
+ ε
i
+ u
it
hay Y
it
= C + β

X

it
+ w
it
w
it
= ε
i
+ u
it

ε
i
: Sai số thành phần của các đối tượng khác nhau (đặc điểm riêng khác nhau của
từng doanh nghiệp)
u
it
: Sai số thành phần kết hợp khác của cả đặc điểm riêng theo từng đối tượng và theo
thời gian.
Nhìn chung mô hình FEM hay REM tốt hơn cho nghiên cứu phụ thuộc vào giả định
có hay không sự tương quan giữa ε
i
các biến giải
, trong phần hồi quy nghiên cứu này sẽ
lần lượt đi qua cả ba mô hình là - pure pooled
OLS, FEM và REM để chọn mô hình thích hợp nhất”.
2.3. Quy trình nghiên cứu
1:

Cấu trúc tài chính được đ
Tuyển tập Báo cáo Hội nghị Sinh viên Nghiên cứu Khoa học lần thứ 8 Đại học Đà Nẵng năm 2012

4

:
t .
về đề tài các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc tài chính doanh nghiệp, k
, 5 nhân tố
chính để phân tích mối quan hệ giữa chúng với chính sách vay nợ của doanh nghiệp:
-Quy mô doanh nghiệp
-Hiệu quả hoạt động kinh doanh
-Cơ cấu tài sản
-Tốc độ tăng trưởng
-Khả năng thanh khoản
Bước 2: Thu thập dữ liệu
trên HOSE tính đến tháng 12/2011. Dữ liệu về cấu trúc tài chính, quy mô doanh nghiệp, lợi
nhuận… được lấy từ báo cáo tài chính đã kiểm toán công bố trên trang thông tin chính thức
của sở giao dịch chứng khoán TP Hồ Chí Minh.
3:
1.






Biến độc lập
Biến quy mô doanh nghiệp
X1
X2
X3
Doanh thu

Tổng tài sản
Vốn chủ sở hữu (VCSH)
Biến hiệu quả hoạt động kinh doanh
X4
X5
X6
Lợi nhuận trên tổng tài sản bình quân (ROA)
Lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu ( ROE)
Lợi nhuận trên doanh thu
Biến cơ cấu tài sản
X7
TSCĐ trên tổng tài sản
Biến khả năng thanh khoản
X8
Tài sản ngắn hạn trên tổng tài sản
Biến tốc độ tăng trưởng
X9
Tốc độ tăng trưởng tổng tài sản
Biến phụ thuộc
Cấu trúc tài chính
Y1
Nợ phải trả trên tổng tài sản
Y2

Y3

Tuyển tập Báo cáo Hội nghị Sinh viên Nghiên cứu Khoa học lần thứ 8 Đại học Đà Nẵng năm 2012
5

Bước 4: :

- .
- (0,σ
2
).
- .
- .
.
.
Bước 5:
, doanh nghiệp, lựa
chọn các biến theo nguyên tắc mỗi nhân tố chỉ chọn một biến đại diện có quan hệ chặt chẽ
nhất với tỷ suất nợ dài hạn, nếu hai biến trong cùng một nhân tố có tương quan chặt chẽ với
tỷ suất nợ dài hạn thì sẽ chọn biến có quan hệ chặt chẽ hơn.
-
- –
4- ROA.
6:
:
.
.
.
Bước 7:
.
-test, F-test.
2
. .
Bước 8: Tóm tắt kết quả và kết luận.
3. Kết quả nghiên cứu và khuyến nghị đối với các doanh nghiệp
3.1.
cấu trúc tài chính doanh nghiệp:

Mô hình hồi quy thể hiện ảnh hưởng của các nhân tố đến cấu trúc tài chính doanh nghiệp:
Yit = C
i
+ β
1
X01
it
+ β
2
X4
it
+ β
3
X7
it
+ β
4
X08
it
+ β
5
X09
it
+u
it



Tuyển tập Báo cáo Hội nghị Sinh viên Nghiên cứu Khoa học lần thứ 8 Đại học Đà Nẵng năm 2012
6

Bảng 2. Tóm tắt kết quả nghiên cứu mô hình các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc tài chính DN
Biến phụ thuộc
Biến độc lập
Tỷ suất nợ
Tỷ suất nợ ngắn hạn
Tỷ suất nợ dài hạn
Quy mô
+9,878*
(4,123)
+4,354**
(1,850)
+5,505**
(2,952)
Hiệu quả HĐKD
-0,308**
(0,090)
-0,227*
(0,056)
-0,097***
(0,098)
CCTS
-0,181**
(0,080)
-0,553*
(0,039)
+0,328*
(0,075)
Thanh khoản
+19,327*

(3,022)
+20,01*
(1,034)

Tốc độ tăng trưởng
1,304**
(0,546)

1,207*
(0,529)
(*) α = 0,1%
(**) α = 5%
(***) α = 10%
Tỷ suất nợ
Y1= 4,1 + 9,9X1 – 0,3X4 – 0,2X7 + 19,3X8 + 1,3X9
Tỷ suất nợ ngắn hạn
Y2= 44,4 + 4,3X1 – 0,2X4 – 0,5X7 + 20,1X8
Tỷ suất nợ dài hạn
Y3= –35,5 + 6,0X1 – 0,19X4 + 0,34X7 + 0,027X9
3.2.
Quy mô doanh nghiệp (Logarit doanh thu) tỷ lệ thuận (+) với tỷ suất nợ
. Kết quả thực nghiệm đã khẳng định mối quan hệ chặt chẽ giữa
quy mô doanh nghiệp với chính sách vay nợ của doanh nghiệp. Thêm vào đó, hệ số hồi quy
có ý nghĩa thống kê cao đã khẳng định rằng các doanh nghiệp lớn sẽ sử dụng nhiều nợ hơn
để tài trợ hoạt động của mình trong khi các doanh nghiệp nhỏ thay vì sử dụng nợ sẽ dùng
nguồn vốn chủ sở hữu nhiều hơn. Điều này đúng với các lý thuyết về cơ cấu vốn tức là các
doanh nghiệp có quy mô càng lớn thì càng dễ dàng tiếp cận với các nguồn vốn vay mượn
hơn các doanh nghiệp có quy mô nhỏ. Các nghiên cứu củ
(2003) cũng đưa ra kết quả tương tự về mối tương quan thuận giữa
quy mô doanh nghiệp và cấu trúc tài chính.

Như vậy có thể kết luận, “quy mô của doanh nghiệp có quan hệ thuận chiều với cấu
trúc tài chính”.
ệu quả hoạt động kinh doanh (ROA) tỷ lệ nghịch (-) vớ
cũng được chấp nhận với hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 0,1%. Điều
này đúng với lý thuyết trật tự phân hạng trong tài trợ của doanh nghiệp, nghĩa là các doanh
Tuyển tập Báo cáo Hội nghị Sinh viên Nghiên cứu Khoa học lần thứ 8 Đại học Đà Nẵng năm 2012
7

nghiệp hoạt động có lời nhiều sẽ có nhiều nguồn vốn giữ lại để tài trợ cho các hoạt động
của mình do vậy sẽ ít sử dụng nợ vay hơn. Nghiên cứu của Rajan và Zingales (1995) cũng
cho rằng cấu trúc tài chính và hiệu quả hoạt động kinh doanh có mối tương quan nghịch
mặ ết quả hồi quy không thực sự có ý nghĩa thống kê.
Như vậy có thể kêt luậ có quan hệ ngược chiều với
cấu trúc tài chính”.
Kết quả thực nghiệm cho thấy cơ cấu tài sản có mối quan hệ tỷ lệ nghịch với tỷ suất
nợ . Kết quả này giống
kết quả nghiên cứu của Huang và Song (2002) ở Trung Quố
(2006) đối với các doanh nghiệp vừa và nhỏ ở Việt Nam hoàn toàn phù hợp với những
phân tích đã trình bày, các doanh nghiệp có tỷ trọng TSCĐ cao thiên về ợ dài hạn
hơn doanh nghiệp có tỷ trọng TSCĐ thấp. Có thể giải thích như sau, việc đầu tư nhiều vào
TSCĐ sẽ làm khả năng thanh toán ngắn hạn của doanh nghiệp bị ảnh hưởng trong khi đó
các khoản nợ phải trả của các doanh nghiệp phần lớn đều là nợ vay ngắn hạn, nếu sử dụng
nguồn nợ vay này để tài trợ doanh nghiệp sẽ dễ gặp phải rủi ro phá sản do áp lực thanh toán
ngắn hạn.
Như vậy, “cơ cấu tài sản có quan hệ nghịch chiều vớ
.
Khả năng thanh khoản tỷ lệ thuận (+) với tổng nợ vay/tổng tài sả
. Kết quả hồi quy có ý nghĩa trong phân tích tác động của khả năng thanh khoản
với tỷ suất nợ ợp thực tế, những doanh nghiệp có khả năng thanh khoả
nợ (chủ yếu là nợ ngắn hạ hơn các doanh nghiệp khác do đáp ứng được nhu cầu

thanh toán trong ngắn hạn, đây là một nhân tố được các tổ chức tín dụng quan tâm để đảm bảo
cho các khoản vay nợ của doanh nghiệp sẽ được thanh toán đúng hạ
.
Như vậy, có thể kết luận, “tính thanh khoản có quan hệ
Tốc độ tăng trưởng tỷ lệ thuận (+) với tổng nợ vay/ tổng tài sả
, được chấp nhận với mức ý nghĩa 10%. Điều này chứng tỏ rằng các doanh nghiệp có cơ
hội tăng trưởng nhanh có khuynh hướng sử dụng nợ cao hơn các doanh nghiệp có cơ hội
tăng trưởng thấp. Kết quả này phù hợp vì thực tế hiện nay khi các doanh nghiệp đứng trước
những cơ hội phát triển, hội nhập do xu hướng phát triển tích cực của nền kinh tế tạo ra sẽ
thúc đẩy các doanh nghiệp tìm kiếm những nguồn vốn vay bên ngoài để đầu tư khai thác cơ
hội kinh doanh thuận lợi đó. Trong trường hợp đó, hiệu ứng đòn cân nợ sẽ phát huy tác
dụng tích cực làm tăng giá trị của doanh nghiệp.
Như vậy, có thể kết luận “cơ hội tăng trưởng có quan hệ thuận chiều vớ
.
3.3.
2007 -
Tuyển tập Báo cáo Hội nghị Sinh viên Nghiên cứu Khoa học lần thứ 8 Đại học Đà Nẵng năm 2012
8

.
Cấu trúc tài chính được đo lường bởi chỉ tiêu tỉ suất nợ. Theo đó, tỉ suất nợ bình quân là
40,35% trong đó có sự khác biệt khá lớn giữa các doanh nghiệp. Phần lớn nợ phải trả của
các doanh nghiệp là nợ ngắn hạn chiếm đến trên 90%, tỷ lệ nợ dài hạn thấp cho thấy thị
trường vốn ở Việt Nam vẫn chưa phát triển, kênh huy động vốn chủ yếu của doanh nghiệp
là vốn vay ngân hàng với chi phí cao gây ra nhiều trở ngại cho hoạt động của các doanh
nghiệp.
Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy các nhân tố quy mô doanh nghiệp, tốc độ
tăng trưởng và khả năng thanh khoản có mối quan hệ tỉ lệ thuận với cấu trúc tài chính trong
khi nhân tố hiệu quả hoạt động kinh doanh và cơ cấu tài sản tác động tỉ lệ nghịch đến cấu
trúc tài chính. Các tác động này có thể được giải thích một phần bởi lý thuyết trật tự phân

hạng và lý thuyết tĩnh về cơ cấu vốn của Modiglani và Miller. Tuy nhiên chúng ta không
thể bỏ qua ảnh hưởng của những đặc điểm riêng biệt của từng doanh nghiệp trong mối quan
hệ với cấu trúc tài chính cũng như ảnh hưởng của môi trường thể chế doanh nghiệp đang
hoạt động.
–
.
.
Tuy số liệu thực nghiệm được lấy từ báo cáo tài chính của các doanh nghiệm được công
bố trên các trang web chứng khoán nhưng trên thực tế vẫn không có tính chính xác tuyệt
đối. Điều này có thể dẫn đến sự sai lệch trong việc xây dựng & kiểm định mô hình hồi quy
thể hiện sự tác động của các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc tài chính của doanh nghiệ
Tuyển tập Báo cáo Hội nghị Sinh viên Nghiên cứu Khoa học lần thứ 8 Đại học Đà Nẵng năm 2012
9

(HOSE).

O
[1] Hoàng Trọng, Chu Nguyên Mộng Ngọc (2008), -
, .
[2] Modigliani, F. và Miller, M.H, (1958), “The Cost of Capital, Corporate Finance,and
the Theory of Investment”. American Economic Review.
[3] Rajan, R. G. & Zingales, L, (1995), “What do we know about capital structure? Some
evidence from international data”. The Journal of Finance.
[4] Trần Đình Khôi Nguyên (2006). “Capital structure in small and medium-sized
enteprises: the case of Vietnam”. ASEAN Economic Bulletin.
[5] Nguyễn Ngọc Vũ (2003). “Determinants of capital structure for listed firms in the
Vietnam stock Exchange Market”. Danang University Press, Danang, Vietnam.
[6] Stata Web Book. University of California, Los Angeles.
[7] Panel data analysis using Stata. Princeton University.

Khanh

: 0976 123 987
Email :