BỘ TÀI CHÍNH TRƯỜNG ĐH TÀI CHÍNH – MARKETING ĐẶNG ĐÌNH CÔNG TÁC ĐỘNG CỦA CẤU TRÚC VỐN ĐẾN HIỆU QUẢ DOANH NGHIỆP Chuyên ngành TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG Mã số chuyên ngành : 60 34 0201 LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ Người hướng dẫn khoa học: TS PHẠM QUỐC VIỆT TP Hồ Chí Minh, Năm 2016 MỤC LỤC MỤC LỤC i DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU iii DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT v CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU .1 1.1 TÍNH CẤP THIẾT CỦA ĐỀ TÀI 1.2 MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU CỦA ĐỀ TÀI 1.3 PHẠM VI VÀ ĐỐI TƢỢNG NGHIÊN CỨU .2 1.4 PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 1.5 Ý NGHĨA KHOA HỌC VÀ THỰC TIỄN CỦA ĐỀ TÀI 1.6 BỐ CỤC CỦA NGHIÊN CỨU .3 CHƢƠNG 2: CƠ SỞ LÝ LUẬN VỀ TÁC ĐỘNG CỦA CẤU TRÚC VỐN ĐẾN HIỆU QUẢ DOANH NGHIỆP 2.1 NHỮNG VẤN ĐỀ LÝ LUẬN LIÊN QUAN ĐẾN ĐỀ TÀI 2.1.1 Lý thuyết cấu trúc vốn 2.1.2 Hiệu doanh nghiệp phƣơng pháp đo lƣờng 2.1.3 Các lý thuyết tác động cấu trúc vốn đến hiệu doanh nghiệp .6 2.2 CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY 10 2.2.1 Một số nghiên cứu giới .10 2.2.2 Một số nghiên cứu nƣớc .14 CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP VÀ CÁC MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM 16 3.1 GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU .16 3.2 MÔ HÌNH VÀ XÁC ĐỊNH CÁC BIẾN TRONG MÔ HÌNH 18 3.3 DỮ LIỆU 22 3.4 XỬ LÝ DỮ LIỆU 22 3.4.1 Thống kê mô tả biến 22 3.4.2 Ma trận hệ số tƣơng quan 23 3.4.3 Kiểm định lựa chọn Pooled OLS REM 23 3.4.4 Kiểm định lựa chọn Pooled OLS FEM 23 i 3.4.5 Kiểm định lựa chọn REM FEM .23 3.4.6 Kiểm định vi phạm 23 3.4.7 Khắc phục vi phạm 24 CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 25 4.1 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ CÁC KIỂM ĐỊNH 25 4.1.1 Thống 4.1.2 Ma trận hệ số tƣơng quan iến độc lập 28 4.1.3 Ƣớc lƣợng hồi quy 29 4.1.4 Kiểm định lựa chọn mô hình 38 4.1.5 Kiểm định khắc phục khuyết tật mô hình 42 4.1.6 Kết ƣớc lƣợng cuối 45 4.2 m tả ữ liệu nghi n cứu .25 THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 49 CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ .53 5.1 KẾT LUẬN .53 5.2 GỢI Ý CHÍNH SÁCH 54 5.3 HẠN CHẾ CỦA ĐỀ TÀI VÀ HƢỚNG NGHIÊN CỨU TIẾP THEO .55 TÀI LIỆU THAM KHẢO 56 PHỤ LỤC .61 ii DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU Bảng 2.1: Tóm tắt kết nghiên cứu trước ……………………………… 15 Bảng 3.1: Tổng hợp biến nghiên cứu mô hình………………… ….….….20 ảng 4.1: Thống mô tả c c iến 2009 – 2014 ………………………………… 25 Bảng 4.2: Biểu đồ giá trị bình quân cấu trúc vốn khoảng thời gian từ năm 2009 – 2014 ………………………………………………………………………… 27 Bảng 4.3: Biểu đồ giá trị bình quân tỷ suất sinh lợi khoảng thời gian từ năm 2009 – 2014 ………………………………………………………………………… 28 ảng 4.4: M tr n hệ số tư ng qu n gi c c iến đ c p ………………………… 29 Bảng 4.5a: Kết ước ượng theo phư ng ph p Poo ed OLS với mô hình 1.1, mô hình 1.2 mô hình 1.3 …………………………………………………………… 30 Bảng 4.5b: Kết ước ượng theo phư ng ph p Poo ed OLS với mô hình 2.1, mô hình 2.2 mô hình 2.3 …………………………………………………………… 31 Bảng 4.5c: Kết ước ượng theo phư ng ph p Poo ed OLS với mô hình 3.1, mô hình 3.2 mô hình 3.3 …………………………………………………………… 32 Bảng 4.6a: Kết ước ượng theo phư ng ph p REM với mô hình 1.1, mô hình 1.2 mô hình 1.3 ………………………………………………………………… 33 Bảng 4.6b: Kết ước ượng theo phư ng ph p REM với mô hình 2.1, mô hình 2.2 mô hình 2.3 ………………………………………………………………… 34 Bảng 4.6c: Kết ước ượng theo phư ng ph p REM với mô hình 3.1, mô hình 3.2 mô hình 3.3 ………………………………………………………………… 35 Bảng 4.7a: Kết ước ượng theo phư ng ph p FEM với mô hình 1.1, mô hình 1.2 mô hình 1.3…………………………………………………………………… 36 Bảng 4.7b: Kết ước ượng theo phư ng ph p FEM với mô hình 2.1, mô hình 2.2 mô hình 2.3 ………………………………………………………………… 37 Bảng 4.7c: Kết ước ượng theo phư ng ph p FEM với mô hình 3.1, mô hình 3.2 mô hình 3.3 ………………………………………………………………… 38 Bảng 4.8a: Kết kiểm định Breusch – Pagan Lagrangian ……………………… 39 Bảng 4.8b: Kết kiểm định F …………………………………………………… 40 Bảng 4.8c: Kết kiểm định Hausman …………………………………………… 40 iii Bảng 4.8d: S đồ tổng hợp kết kiểm định lựa chọn mô hình ………………… 41 Bảng 4.9a: Hệ số phóng đại phư ng s i VIF mô hình 1.1, mô hình 1.2 mô hình 1.3 …………………………………………………………………………… 42 Bảng 4.9b: Hệ số phóng đại phư ng s i VIF mô hình 2.1, mô hình 2.2 mô hình 2.3 ……………………………………………………………………………… 42 Bảng 4.9c: Hệ số phóng đại phư ng s i VIF mô hình 3.1, mô hình 3.2 mô hình 3.3 ……………………………………………………………………………… 43 Bảng 4.10: Kết kiểm định Wooldridge ………………………………………… 44 Bảng 4.11: Kết kiểm định Wald ……………………………………………… 45 Bảng 4.12a: Kết ược ượng GLS cho mô hình 1.1, mô hình 1.2 mô hình 1.3…………………………………………………………………………………… 47 Bảng 4.12b: Kết ước ượng GLS mô hình 1.1, mô hình 1.2 mô hình 1.3…………………………………………………………………………………… 48 Bảng 4.12c: Kết ước ượng GLS cho mô hình 1.1, mô hình 1.2 mô hình 1.3…………………………………………………………………………………… 49 iv DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT FEM: Mô hình nh ng ảnh hưởng cố định (Fixed effects mode ) GLS: Phư ng ph p ước ượng ình phư ng nhỏ tổng qu t (gener e st squ re) Growth: Tốc đ tăng trưởng củ nh nghiệp HOSE: Sở gi o dịch chứng ho n Thành phố Hồ Chí Minh LTDTA: Tỷ ệ tổng nợ dài hạn tr n tổng tài sản PROF: Tỷ ệ ợi nhu n trước thuế ãi v y c ng với hấu h o tr n tổng tài sản REM: Mô hình nh ng ảnh hưởng ngẫu nhi n (R ndom effects mode ) ROA: Tỷ suất ợi nhu n tr n tổng tài sản Size: Quy mô nh nghiệp STDTA: Tỷ ệ tổng nợ ngắn hạn tr n tổng tài sản STDVCF: Đ ệch chuẩn củ dòng tiền năm gần T ngi i ity: Tỷ ệ tài sản cố định h u hình tr n tổng tài sản T x: Tỷ ệ ợi nhu n trước thuế tr n tổng tài sản TDTA: Tỷ ệ tổng nợ tr n tổng tài sản To in' Q: Tỷ ệ gi trị thị trường củ vốn chủ sở h u c ng với gi trị sổ s ch củ nợ tr n gi trị sổ s ch củ tài sản Pooled OLS: phư ng ph p ước ượng ình phư ng nhỏ thông thường VIF: Hệ số phóng đại phư ng s i v CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 TÍNH CẤP THIẾT CỦA ĐỀ TÀI Hiệu doanh nghiệp mục ti u hướng đến hàng đầu doanh nghiệp c c nh nghiệp uôn đ t r mục ti u tối thiểu ho chi phí tối đ ho ợi nhu n từ tối đ ho thành nh nghiệp Tuy nhi n để c c nh nghiệp inh nh hiệu hông phải m t việc đ n giản phụ thu c vào nhiều yếu tố h c nh u Do để quản ý điều hành m t doanh nghiệp hoạt đ ng kinh doanh hiệu nhà quản lý doanh nghiệp cần phải biết nh ng yếu tố tác đ ng đến hiệu hoạt đ ng doanh nghiệp yếu tố t c đ ng Nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến hiệu doanh nghiệp mà cụ thể nghiên cứu t c đ ng cấu trúc vốn đến hiệu doanh nghiệp có ý nghĩ vô qu n trọng Nói đến cấu trúc vốn đề c p đến tỷ lệ nợ (gồm nợ ngắn hạn thường xuyên nợ trung - dài hạn) vốn cổ phần sử dụng để tài trợ cho hoạt đ ng sản xuất inh nh đầu tư doanh nghiệp Trong bối cảnh đất nước ngày h i nh p sâu r ng với kinh tế giới, tính cạnh tranh ngày gay gắt vấn đề lựa chọn cấu trúc vốn quan trọng tất doanh nghiệp Làm rõ t c đ ng cấu trúc vốn lên hiệu doanh nghiệp m t thông tin tham khảo có ý nghĩ qu n trọng, h u ích nhà quản trị việc lựa chọn m t cấu trúc phù hợp nhằm tối thiểu hóa chi phí sử dụng vốn, tối thiểu hóa rủi ro từ góp phần tối đ hó hiệu doanh nghiệp Từ nh ng lý trên, tác giả thực đề tài “T c đ ng cấu trúc vốn đến hiệu doanh nghiệp” nhằm mục đích nghiên cứu ảnh hưởng cấu trúc vốn đến hiệu doanh nghiệp niêm yết Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) khoảng thời gian từ năm 2009 đến năm 2014 từ kết nghiên cứu đư r m t số đề xuất việc sử dụng cấu trúc vốn để nâng cao hiệu doanh nghiệp 1.2 MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU CỦA ĐỀ TÀI Tác giả thực đề tài nhằm giải mục tiêu sau: Đề tài x c định yếu tố có t c đ ng đến hiệu doanh nghiệp, t p trung vào cấu trúc vốn ( o gồm tỷ ệ tổng nợ tr n tổng tài sản tỷ ệ nợ dài hạn tr n tổng tài sản tỷ ệ nợ ngắn hạn tr n tổng tài sản) X c định chiều t c đ ng đo ường mức đ t c đ ng yếu tố đến hiệu doanh nghiệp niêm yết HOSE Từ kết nghiên cứu thu được, tác giả đư r m t số gợi ý sách giúp nhà quản trị doanh nghiệp lựa chọn cấu trúc vốn phù hợp nhằm nâng cao hiệu doanh nghiệp 1.3 PHẠM VI VÀ ĐỐI TƢỢNG NGHIÊN CỨU Đối tƣợng nghiên cứu: T c đ ng cấu trúc vốn đến hiệu doanh nghiệp niêm yết HOSE khoảng thời gian từ năm 2009 – 2014 Phạm vi nghiên cứu: Về không gian: Nghiên cứu doanh nghiệp niêm yết HOSE Về thời gian: D liệu dùng để thực nghiên cứu thu th p khoảng thời gian chủ yếu từ năm 2009 – 2014 từ báo cáo tài doanh nghiệp niêm yết HOSE Riêng m t số tiêu thu th p d liệu từ năm 2007 – 2014 m t số tiêu d liệu nghiên cứu có tính to n đến đ trễ năm 1.4 PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Đề tài sử dụng phư ng ph p nghi n cứu định ượng với mô hình hồi quy d liệu bảng Bằng việc thu th p d liệu từ báo cáo tài khoảng thời gian 2007 – 2014 công ty phi tài niêm yết HOSE, tác giả tiến hành ước ượng mô hình hồi quy theo phư ng ph p ước ượng ình phư ng nhỏ với phư ng pháp tiếp c n phư ng ph p ước ượng ình phư ng nhỏ thông thường (Pooled OLS), mô hình nh ng ảnh hưởng cố định fixed effect model (FEM), mô hình nh ng ảnh hưởng ngẫu nhi n r ndom effect mode (REM) đồng thời kiểm định lựa chọn mô hình hồi qui phù hợp Mô hình hồi quy theo phư ng ph p ước ượng ình phư ng nhỏ tổng quát Generalized Least Square (GLS) tác giả sử dụng để khắc phục vi phạm củ mô hình kiểm định lựa chọn kiểm định vi phạm cho thấy mô hình có tượng phư ng s i s i số th y đổi tượng tự tư ng qu n Cuối cùng, kết nghiên cứu sử dụng để trả lời cho câu hỏi nghiên cứu đ t Ngoài r c c phư ng ph p phân tích như: thống kê mô tả đồ thị so s nh đ nh gi đối chiếu, suy diễn, qui nạp, diễn dịch tác giả sử dụng để l p lu n giải thích cho vấn đề nghiên cứu 1.5 Ý NGHĨA KHOA HỌC VÀ THỰC TIỄN CỦA ĐỀ TÀI Ý nghĩa hoa học: Kết nghiên cứu củ đề tài làm rõ nh ng t c đ ng cấu trúc vốn đến hiệu doanh nghiệp Ý nghĩa thực tiễn: Từ kết nghiên cứu củ đề tài đư r m t số gợi ý sách giúp nhà quản trị doanh nghiệp lựa chọn m t cấu trúc vốn phù hợp để tối đ hóa hiệu doanh nghiệp Kết nghiên cứu củ đề tài tài liệu tham khảo cho c c đối tượng khác nghiên cứu vấn đề liên quan 1.6 BỐ CỤC CỦA NGHIÊN CỨU Bố cục nghiên cứu có kết cấu gồm chư ng: Chư ng 1: Giới thiệu nghiên cứu Chư ng 2: Tổng quan lý thuyết Chư ng 3: Phư ng ph p c c mô hình nghi n cứu thực nghiệm Chư ng 4: Kết nghiên cứu thảo lu n Chư ng 5: Kết lu n kiến nghị CHƢƠNG 2: CƠ SỞ LÝ LUẬN VỀ TÁC ĐỘNG CỦA CẤU TRÚC VỐN ĐẾN HIỆU QUẢ DOANH NGHIỆP 2.1 NHỮNG VẤN ĐỀ LÝ LUẬN LIÊN QUAN ĐẾN ĐỀ TÀI 2.1.1 Lý thuyết cấu trúc vốn Vốn điều kiện thiếu thành l p doanh nghiệp tiến hành hoạt đ ng kinh doanh Ở doanh nghiệp nào, vốn đầu tư vào qu trình sản xuất kinh doanh nhằm tăng th m ợi nhu n tăng th m gi trị doanh nghiệp Nhưng vấn đề quan trọng doanh nghiệp, công ty phải sử dụng nguồn vốn để tăng th m gi trị cho vốn Việc huy đ ng vốn m t m t vừ đ p ứng nhu cầu vốn cho sản xuất inh nh m t khác doanh nghiệp gánh chịu nh ng rủi ro tài Do v y để huy đ ng, quản lý sử dụng có hiệu nguồn vốn, giảm thiểu rủi ro tài chính, giảm chi phí sử dụng vốn, doanh nghiệp phải x c định m t cấu trúc vốn hợp lý Cấu trúc vốn định nghĩ kết hợp nợ ngắn hạn thường xuyên, nợ dài hạn, cổ phần ưu đãi vốn cổ phần thường sử dụng để tài trợ cho định đầu tư doanh nghiệp Cấu trúc vốn tối ưu xảy thời điểm mà tối thiểu hóa chi phí sử dụng vốn, tối thiểu hóa rủi ro tối đ hó gi trị doanh nghiệp (Trần Ngọc Th 2007) Với c cấu vốn tối ưu gi tăng gi trị doanh nghiệp cách sử dụng tỷ số đòn ẩy tài phù hợp Theo cách tiếp c n doanh nghiệp hạ thấp chi phí sử dụng vốn thông qua việc gi tăng sử dụng nợ chi phí sử dụng nợ thấp h n có khoản tiết kiệm thuế Tuy nhiên, tỷ số nợ gi tăng rủi ro gi tăng nhà đầu tư (trực tiếp lẫn gián tiếp) đòi hỏi gi tăng ợi nhu n đến m t úc lợi ích việc tiết kiệm thuế hông đủ ù đắp cho việc gi tăng chi phí sử dụng vốn bình quân khiến cho lợi ích việc sử dụng nợ không n a Như v y, cấu trúc vốn doanh nghiệp tài trợ 100% vốn chủ sở h u m t m t cho thấy doanh nghiệp chủ đ ng nguồn vốn (không bị phụ thu c vào nguồn vốn bên ngoài) rủi ro tài m t khác doanh nghiệp Kết kiểm định Breusch-Pagan Lagrangian với mô hình 3.1 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects roa[congty1,t] = Xb + u[congty1] + e[congty1,t] Estimated results: Var roa e u Test: sd = sqrt(Var) 006205 0027611 0020807 0787717 0525465 0456152 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 303.67 0.0000 Kết kiểm định Breusch-Pagan Lagrangian với mô hình 3.2 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects tobinsq[congty1,t] = Xb + u[congty1] + e[congty1,t] Estimated results: Var tobinsq e u Test: sd = sqrt(Var) 2243881 0879202 0952416 4736962 2965135 3086123 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 412.28 0.0000 Kết kiểm định Breusch-Pagan Lagrangian với mô hình 3.3 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects prof[congty1,t] = Xb + u[congty1] + e[congty1,t] Estimated results: Var prof e u Test: sd = sqrt(Var) 0483708 0181567 030192 2199336 1347466 1737583 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 677.30 0.0000 xx PHỤ LỤC 6: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH HAUSMAN Kết kiểm định Hausman với mô hình 1.1 hausman fixed random Coefficients (b) (B) fixed random tdta growth size stdvcf tax tangibility -.2316121 0188408 -.0537453 -2.31e-06 0005233 -.0646414 -.2076209 0202318 0065275 7.67e-06 -.0011213 -.0383877 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0239911 -.0013909 -.0602728 -9.98e-06 0016446 -.0262537 0207152 0004738 0180364 4.14e-06 0009029 0170434 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 40.75 Prob>chi2 = 0.0000 Kết kiểm định Hausman với mô hình 1.2 hausman fixed random Coefficients (b) (B) fixed random tdta growth size stdvcf tax tangibility -.0605867 0608657 -.4849109 0001489 -.0363846 6922828 -.2378395 0614759 -.0030221 000246 -.0315323 4565839 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .1772528 -.0006101 -.4818888 -.0000972 -.0048523 2356989 1074971 0993523 0000154 0862807 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 57.68 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) xxi Kết kiểm định Hausman với mô hình 1.3 hausman fixed random Coefficients (b) (B) fixed random tdta growth size stdvcf tax tangibility 2195068 0135485 -.0343186 0000447 0090826 -.0526043 1355231 0149858 0121617 0000312 0093148 0190662 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0839837 -.0014372 -.0464803 0000134 -.0002322 -.0716705 0458023 0014013 0433004 8.54e-06 0020593 0366283 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 7.78 Prob>chi2 = 0.2550 Kết kiểm định Hausman với mô hình 2.1 hausman fixed random Coefficients (b) (B) fixed random ltdta growth size stdvcf tax tangibility -.0607732 0179607 -.1248395 7.26e-06 -.0003068 -.0722425 -.0966215 0183485 -.0160196 0000223 -.0024451 -.0094244 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0358484 -.0003878 -.1088199 -.0000151 0021382 -.0628181 0204209 0164682 3.75e-06 000483 0169659 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 75.17 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) xxii Kết kiểm định Hausman với mô hình 2.2 hausman fixed random Coefficients (b) (B) fixed random ltdta growth size stdvcf tax tangibility -.1376991 0601678 -.49311 0001508 -.0368465 7102419 -.2975339 0587138 -.0061897 0002598 -.0331954 5231068 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .1598348 0014539 -.4869203 -.000109 -.0036511 1871351 0984263 0864613 0000156 0839779 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 67.02 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) Kết kiểm định Hausman với mô hình 2.3 hausman fixed random Coefficients (b) (B) fixed random ltdta growth size stdvcf tax tangibility 0751717 0144502 0315595 0000357 0099046 -.0482787 0180592 0157121 034998 0000224 0100359 0152297 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0571125 -.0012619 -.0034385 0000133 -.0001313 -.0635085 0432017 0014596 0379755 8.89e-06 0021388 0363322 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 7.03 Prob>chi2 = 0.3183 xxiii Kết kiểm định Hausman với mô hình 3.1 hausman fixed random Coefficients (b) (B) fixed random stdta growth size stdvcf tax tangibility -.1863275 0193955 -.0830558 1.14e-07 0007852 -.0986105 -.1884052 0210741 -.0188945 0000127 -.0008387 -.0778286 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0020777 -.0016786 -.0641613 -.0000126 0016239 -.020782 0190554 0004558 0174472 4.19e-06 000895 0164825 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 41.15 Prob>chi2 = 0.0000 Kết kiểm định Hausman với mô hình 3.2 hausman fixed random Coefficients (b) (B) fixed random stdta growth size stdvcf tax tangibility -.022964 0608446 -.4990763 0001505 -.0364503 6856678 -.1892362 062178 -.0325826 0002526 -.031458 4194642 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .1662722 -.0013334 -.4664937 -.0001021 -.0049923 2662036 0969483 0948386 0000158 0820373 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 63.03 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) xxiv Kết kiểm định Hausman với mô hình 3.3 hausman fixed random Coefficients (b) (B) fixed random stdta growth size stdvcf tax tangibility 1489514 013201 0004273 0000413 0089782 -.0228454 1215353 0145017 0279014 0000287 009141 0435243 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0274161 -.0013007 -.0274741 0000126 -.0001627 -.0663698 0421205 0015113 0416567 8.95e-06 0021741 0354062 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 4.78 Prob>chi2 = 0.5730 PHỤ LỤC 7: HỆ SỐ PHÓNG ĐẠI PHƢƠNG SAI VIF Hệ số phóng đại phư ng s i VIF mô hình 1.1, mô hình 1.2 mô hình 1.3 Variable VIF 1/VIF size stdvcf tdta tangibility growth tax 1.75 1.64 1.14 1.04 1.02 1.01 0.570830 0.608092 0.877521 0.965147 0.983314 0.994806 Mean VIF 1.27 Hệ số phóng đại phư ng s i VIF mô hình 2.1, mô hình 2.2 mô hình 2.3 Variable VIF 1/VIF size stdvcf ltdta tangibility growth tax 1.95 1.59 1.51 1.22 1.02 1.00 0.511660 0.630387 0.662954 0.818786 0.982197 0.995979 Mean VIF 1.38 xxv Hệ số phóng đại phư ng s i VIF mô hình 3.1, mô hình 3.2 mô hình 3.3 Variable VIF 1/VIF stdvcf size tangibility stdta growth tax 1.61 1.56 1.18 1.17 1.03 1.01 0.620562 0.639830 0.850214 0.852961 0.975138 0.994470 Mean VIF 1.26 PHỤ LỤC 8: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH WOOLDRIDGE Kết kiểm định Wooldridge cho mô hình 1.1 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 121) = 3.784 Prob > F = 0.0541 Kết kiểm định Wooldridge cho mô hình 1.2 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 121) = 29.470 Prob > F = 0.0000 Kết kiểm định Wooldridge cho mô hình 1.3 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 121) = 38.788 Prob > F = 0.0000 xxvi Kết kiểm định Wooldridge cho mô hình 2.1 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 121) = 4.663 Prob > F = 0.0328 Kết kiểm định Wooldridge cho mô hình 2.2 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 121) = 29.337 Prob > F = 0.0000 Kết kiểm định Wooldridge cho mô hình 2.3 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 121) = 39.118 Prob > F = 0.0000 Kết kiểm định Wooldridge cho mô hình 3.1 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 121) = 3.864 Prob > F = 0.0516 xxvii Kết kiểm định Wooldridge cho mô hình 3.2 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 121) = 29.404 Prob > F = 0.0000 Kết kiểm định Wooldridge cho mô hình 3.3 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 121) = 38.326 Prob > F = 0.0000 PHỤ LỤC 9: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH WALD Kết kiểm định Wald cho mô hình 1.1 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (122) = Prob>chi2 = 2.2e+05 0.0000 Kết kiểm định Wald cho mô hình 1.2 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (122) = 27189.29 Prob>chi2 = 0.0000 xxviii Kết kiểm định Wald cho mô hình 1.3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (122) = Prob>chi2 = 3.4e+05 0.0000 Kết kiểm định Wald cho mô hình 2.1 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (122) = Prob>chi2 = 4.0e+05 0.0000 Kết kiểm định Wald cho mô hình 2.2 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (122) = Prob>chi2 = 27321.95 0.0000 Kết kiểm định Wald cho mô hình 2.3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (122) = Prob>chi2 = 1.8e+05 0.0000 Kết kiểm định Wald cho mô hình 3.1 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (122) = Prob>chi2 = 9.3e+05 0.0000 xxix Kết kiểm định Wald cho mô hình 3.2 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (122) = 27325.75 Prob>chi2 = 0.0000 Kết kiểm định Wald cho mô hình 3.3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (122) = Prob>chi2 = 2.2e+05 0.0000 PHỤ LỤC 10: KẾT QUẢ THEO PHƢƠNG PHÁP ƢỚC LƢƠNG GLS Kết ước ượng mô hình 1.1 theo phư ng ph p GLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = roa Coef tdta growth size stdvcf tax tangibility _cons -.1641267 0250296 0043975 000025 -.0055384 -.0189853 12198 122 Std Err .0058069 0028311 0025752 6.25e-06 0022534 0041847 0132629 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(6) Prob > chi2 z -28.26 8.84 1.71 4.00 -2.46 -4.54 9.20 P>|z| 0.000 0.000 0.088 0.000 0.014 0.000 0.000 = = = = = 732 122 1121.92 0.0000 [95% Conf Interval] -.175508 0194808 -.0006497 0000128 -.009955 -.0271872 0959853 xxx -.1527455 0305784 0094448 0000373 -.0011218 -.0107834 1479748 Kết ước ượng mô hình 1.2 theo phư ng ph p GLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.5718) Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = tobinsq Coef tdta growth size stdvcf tax tangibility _cons -.084532 0360524 0517448 0001926 0036874 1463328 6697329 122 Std Err .0591293 0117512 0293954 0000623 0141713 0617895 1653743 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(6) Prob > chi2 z -1.43 3.07 1.76 3.09 0.26 2.37 4.05 P>|z| 0.153 0.002 0.078 0.002 0.795 0.018 0.000 = = = = = 732 122 38.62 0.0000 [95% Conf Interval] -.2004233 0130206 -.0058691 0000706 -.024088 0252277 3456052 0313592 0590843 1093586 0003147 0314627 2674379 9938605 Kết ước ượng mô hình 1.3 theo phư ng ph p GLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.7131) Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = prof Coef tdta growth size stdvcf tax tangibility _cons 0592374 0097794 0144595 0000322 -.0069881 0465336 0971136 122 Std Err .0210156 0034696 0121457 0000135 0085165 0236248 0707646 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(6) Prob > chi2 z 2.82 2.82 1.19 2.38 -0.82 1.97 1.37 P>|z| 0.005 0.005 0.234 0.018 0.412 0.049 0.170 = = = = = 732 122 31.41 0.0000 [95% Conf Interval] 0180475 0029792 -.0093455 5.63e-06 -.02368 0002297 -.0415825 xxxi 1004273 0165796 0382646 0000587 0097039 0928374 2358097 Kết ước ượng mô hình 2.1 theo phư ng ph p GLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = roa Coef ltdta growth size stdvcf tax tangibility _cons -.1324466 0158172 -.0079572 0000537 -.009033 0415153 1115583 122 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(6) Prob > chi2 Std Err .0104498 0033588 003237 7.31e-06 0033141 0070647 0183567 z P>|z| -12.67 4.71 -2.46 7.35 -2.73 5.88 6.08 0.000 0.000 0.014 0.000 0.006 0.000 0.000 = = = = = 732 122 313.40 0.0000 [95% Conf Interval] -.1529279 009234 -.0143016 0000394 -.0155285 0276686 0755798 -.1119653 0224004 -.0016127 0000681 -.0025375 0553619 1475368 Kết ước ượng mô hình 2.2 theo phư ng ph p GLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.5763) Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = tobinsq Coef ltdta growth size stdvcf tax tangibility _cons -.1810008 0349506 0705015 0002039 0019493 2088309 5189687 122 Std Err .090473 0113556 03126 0000623 0166736 0670652 1840886 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(6) Prob > chi2 z -2.00 3.08 2.26 3.27 0.12 3.11 2.82 P>|z| 0.045 0.002 0.024 0.001 0.907 0.002 0.005 = = = = = 732 122 43.97 0.0000 [95% Conf Interval] -.3583247 0126941 0092331 0000818 -.0307304 0773856 1581616 xxxii -.003677 0572071 1317699 0003259 034629 3402763 8797758 Kết ước ượng mô hình 2.3 theo phư ng ph p GLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.7158) Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = prof Coef ltdta growth size stdvcf tax tangibility _cons -.0173542 0093494 0191665 0000248 -.0060075 0436246 0999137 122 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(6) Prob > chi2 Std Err z 0341248 003666 0123854 0000144 0077406 0240665 0723973 -0.51 2.55 1.55 1.72 -0.78 1.81 1.38 P>|z| = = = = = 732 122 20.19 0.0026 [95% Conf Interval] 0.611 0.011 0.122 0.085 0.438 0.070 0.168 -.0842375 0021642 -.0051084 -3.39e-06 -.0211787 -.003545 -.0419825 0495291 0165347 0434414 0000529 0091637 0907942 2418099 Kết ước ượng mô hình 3.1 theo phư ng ph p GLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = roa Coef stdta growth size stdvcf tax tangibility _cons -.1370123 0270864 -.0168822 000043 -.0030587 -.0562805 2283946 122 Std Err .0066237 0033961 0032891 8.82e-06 0019166 0076734 0186572 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(6) Prob > chi2 z -20.69 7.98 -5.13 4.88 -1.60 -7.33 12.24 P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.000 0.111 0.000 0.000 = = = = = 732 122 627.44 0.0000 [95% Conf Interval] -.1499944 0204301 -.0233288 0000257 -.0068151 -.0713202 1918271 -.1240302 0337428 -.0104357 0000603 0006977 -.0412409 264962 xxxiii Kết ước ượng mô hình 3.2 theo phư ng ph p GLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.5753) Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = tobinsq Coef stdta growth size stdvcf tax tangibility _cons -.0711135 0363925 0383313 000201 0041034 1384451 7382132 122 Std Err .0565349 0115153 0282962 0000628 0143684 0681386 1666022 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(6) Prob > chi2 z -1.26 3.16 1.35 3.20 0.29 2.03 4.43 P>|z| 0.208 0.002 0.176 0.001 0.775 0.042 0.000 = = = = = 732 122 38.57 0.0000 [95% Conf Interval] -.1819199 013823 -.0171282 000078 -.0240581 0048959 4116789 0396928 058962 0937907 000324 032265 2719942 1.064748 Kết ước ượng mô hình 3.3 theo phư ng ph p GLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.7153) Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = prof Coef stdta growth size stdvcf tax tangibility _cons 0498697 0099154 0178015 0000289 -.0062938 0507294 084925 122 Std Err .0233795 0035823 0120539 0000136 0083771 024037 070969 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(6) Prob > chi2 z 2.13 2.77 1.48 2.13 -0.75 2.11 1.20 P>|z| 0.033 0.006 0.140 0.033 0.452 0.035 0.231 = = = = = 732 122 27.60 0.0001 [95% Conf Interval] 0040467 0028943 -.0058236 2.32e-06 -.0227126 0036177 -.0541717 xxxiv 0956928 0169365 0414267 0000555 010125 0978412 2240218 [...]... cũng thấy rằng cấu trúc vốn có ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả doanh nghiệp Từ nh ng phân tích trên tác giả đư ra giả thuyết là: H1: Cấu trúc vốn của một doanh nghiệp ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả của doanh nghiệp Nợ dài hạn trên tổng tài sản (LTDTA) Nghiên cứu của Abor (2005 và 2007) và Amjed (2007) cho rằng tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản có t c đ ng tiêu cực đến hiệu quả doanh nghiệp được đo... cực đến hiệu quả của doanh nghiệp Như v y, giả thuyết 4 có thể được phát biểu như s u: H4: Tốc độ tăng trưởng làm tăng hiệu quả doanh nghiệp Quy mô doanh nghiệp (Size) Quy mô của doanh nghiệp (được đo ằng Logarit của tổng tài sản) là m t yếu tố quyết định đến cấu trúc vốn và hiệu quả của doanh nghiệp Theo lý thuyết lợi thế kinh tế về quy mô cho rằng việc sản xuất quy mô lớn cho phép các doanh nghiệp. .. tích cực lên hiệu quả doanh nghiệp, trong khi ROA lại có mối quan hệ tiêu cực với hiệu quả doanh nghiệp Mặt khác, có nhiều nghiên cứu đã h ng tìm thấy tác động của cấu trúc vốn đến hiệu quả doanh nghiệp: Nghiên cứu của Tze San and Teh (2011) dựa trên mẫu là các công ty ngành công nghiệp xây dựng tại Malaysia cho rằng cu c khủng hoảng tài chính hông có t c đ ng lớn đến hiệu quả các doanh nghiệp ngành... các doanh nghiệp có tốc đ tăng trưởng thấp thích phát hành nợ dài hạn 10 Derayat (2012) nghiên cứu t c đ ng của cấu trúc vốn đến hiệu quả hoạt đ ng của các công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Teheran trong khoảng thời gian 2006 – 2010 Kết quả nghiên cứu cho thấy cấu trúc vốn có t c đ ng tích cực lên ROA Ngƣợc lại một số nghiên cứu đƣa ra tác động tiêu cực giữa cấu trúc vốn và hiệu quả doanh nghiệp. .. hiệu quả doanh nghiệp Nghiên cứu của Gleason và c ng sự (2000), sử dụng d liệu từ các nhà bán lẻ tại 14 quốc gia châu Âu thấy rằng cấu trúc vốn các doanh nghiệp có t c đ ng tiêu cực và đ ng ể lên hiệu quả doanh nghiệp đo ường bằng lợi nhu n trên tổng tài sản (ROA), tốc đ tăng trưởng doanh thu (Gsales), và thu nh p trước thuế (P TAX) Do đó mức đ nợ cao trong cấu trúc vốn sẽ làm giảm hiệu quả doanh nghiệp. .. dẫn đến lợi nhu n doanh nghiệp thấp Như v y giả thuyết 2 có thể được phát biểu như s u: H2: Nợ dài hạn làm giảm hiệu quả doanh nghiệp 16 Nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (STDTA) Nghiên cứu củ E id (2009) đư r ết quả tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (STDTA) có t c đ ng tiêu cực đến hiệu quả doanh nghiệp được đo ằng ROA Tác giả cho rằng tỷ lệ nợ của doanh nghiệp sẽ t c đ ng tiêu cực đến hiệu quả của. .. hưởng tiêu cực đến hiệu quả của doanh nghiệp, bởi vì các khoản nợ ngắn hạn cho thấy các doanh nghiệp có rủi ro tái cấp vốn Như v y giả thuyết 3 có thể được phát biểu như s u: H3: Nợ ngắn hạn làm giảm hiệu quả doanh nghiệp Tốc độ tăng trƣởng (Growth) Dự kiến rằng các doanh nghiệp có tốc đ tăng trưởng (được đo ường bằng sự tăng trưởng của doanh thu) cao sẽ có tỷ lệ hiệu quả cao, do các doanh nghiệp tăng... và Cool, 1978 và Long và Ravenscraft, 1984, Abdel Shahid, 2003) Hai th ng đo hiệu quả sổ sách ROA và ROE và th ng đo hiệu quả thị trường P/E, MBVR, To in’s Q được sử dụng như à đại diện cho hiệu quả doanh nghiệp 2.1.3 Các lý thuyết về tác động của cấu trúc vốn đến hiệu quả doanh nghiệp  Lý thuyết M&M Lý thuyết M&M về c cấu vốn củ công ty được Modig i ni và Mi er đư r từ năm 1958 Về n i dung, lý thuyết... (2001), Tzelepis và Skuras (2004) đã tìm thấy m t t c đ ng hông đ ng ể của quy mô doanh nghiệp đến hiệu quả của doanh nghiệp Dựa vào thảo lu n này, giả thuyết 5 có thể được phát biểu như sau: H5: Quy mô của một doanh nghiệp dự kiến sẽ có một tác động tích cực đến hiệu quả của doanh nghiệp Rủi ro (STDVCF) Rủi ro được đo ường bằng đ lệch chuẩn của dòng tiền (thu nh p ròng c ng khấu h o) trong 3 năm gần nhất... Mối tư ng qu n gi a cấu trúc vốn và hiệu quả doanh nghiệp (+) (+) (+) (-) (-) (-) (-) (-) (-) (+/-) (+/-) (+/-) (+/-) (+/-) (0) (0) (+) (-) Nguồn: từ tổng hợp của tác giả Trong đó: (+) có tác động cùng chiều, (-) có tác động ngược chiều, (+/-) có tác động hỗn hợp, (0) không có tác động 15 CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP VÀ CÁC MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM 3.1 GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU Cấu trúc vốn Theo lý thuyết ... SỞ LÝ LUẬN VỀ TÁC ĐỘNG CỦA CẤU TRÚC VỐN ĐẾN HIỆU QUẢ DOANH NGHIỆP 2.1 NHỮNG VẤN ĐỀ LÝ LUẬN LIÊN QUAN ĐẾN ĐỀ TÀI 2.1.1 Lý thuyết cấu trúc vốn Vốn điều kiện thiếu thành l p doanh nghiệp tiến hành... ng yếu tố tác đ ng đến hiệu hoạt đ ng doanh nghiệp yếu tố t c đ ng Nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến hiệu doanh nghiệp mà cụ thể nghiên cứu t c đ ng cấu trúc vốn đến hiệu doanh nghiệp có ý nghĩ vô... QUAN ĐẾN ĐỀ TÀI 2.1.1 Lý thuyết cấu trúc vốn 2.1.2 Hiệu doanh nghiệp phƣơng pháp đo lƣờng 2.1.3 Các lý thuyết tác động cấu trúc vốn đến hiệu doanh nghiệp .6 2.2 CÁC