BỘ TÀI CHÍNH TRƯỜNG ĐẠI HỌC TÀI CHÍNH-MARKETING - NGUYỄN HOÀNG PHƯƠNG LUẬN VĂN THẠC SỸ ĐỀ TÀI: CẤU TRÚC VỐN VÀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC CÔNG TY KINH DOANH THỦY HẢI SẢN Chuyên ngành: Tài ngân hàng Mã số: 60340201 GVHD: PGS.TS NGUYỄN XUÂN QUẾ TP HCM, tháng 10/2014 NHẬN XÉT CỦA GIÁO VIÊN HƯỚNG DẪN - Phương pháp nghiên cứu tốt - Đề tài nghiên cứu cấu trúc vốn tác động đến hiệu hoạt động đưa biến cần thiết, nhận xét, kết luận đưa có độ tin cậy - Giới hạn thời gian nghiên cứu, đề tài nghiên cứu tác động cấu trúc vốn đến hiệu hoạt động, chưa đưa biến khác - Đề tài đạt yêu cầu luận văn thạc sỹ - Đồng ý đề tài tiến hành bảo vệ Tp HCM, ngày …… tháng …… năm 2014 Giáo viên hướng dẫn LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan công trình nghiên cứu riêng hướng dẫn khoa học PGS.TS.Nguyễn Xuân Quế; Các nội dung nghiên cứu, kết đề tài trung thực chưa công bố hình thức trước Những số liệu bảng biểu phục vụ cho việc phân tích, nhận xét, đánh giá tác giả thu thập từ nguồn khác có ghi rõ phần tài liệu tham khảo Ngoài ra, luận văn sử dụng số nhận xét, đánh số liệu tác giả khác, quan tổ chức khác có trích dẫn thích nguồn gốc Nếu phát có gian lận xin hoàn toàn chịu trách nhiệm nội dung luận văn Trường đại học Tài Chính Marketing không liên quan đến vi phạm tác quyền, quyền gây trình thực (nếu có) TP HCM, ngày 05 tháng 08 năm 2014 Tác giả Nguyễn Hoàng Phương LỜI CẢM ƠN Tôi xin gửi lời cảm ơn chân thành đến toàn Thầy Cô trường Đại học Tài Chính Marketing tận tình giảng dạy suốt trình học tập nhà trường Xin cảm ơn Các Thầy Cô Phòng Quản Lý Sau Đại Học trường Đại học Tài Chính Marketing tạo điều kiện tốt để giúp đỡ trình học tập nói chung trình viết luận văn nói riêng Tôi xin chân thành cảm ơn PGS.TS Nguyễn Xuân Quế quan tâm, đầu tư thời gian tâm huyết suốt trình nghiên cứu, nhắc nhở cho lời khuyên vô quý báu để giúp hoàn thành luận văn Xin chân thành cảm ơn Thầy Cô Hội đồng chấm luận văn góp ý kiến để luận văn hoàn thiện Cuối xin chân thành cảm ơn đồng nghiệp bạn bè người thân động viên, chia khích lệ trình thực luận văn Tp HCM, ngày 05 tháng 08 năm 2014 Tác giả luận văn Nguyễn Hoàng Phương A CẤU TRÚC LUẬN VĂN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU NỘI DUNG LUẬN VĂN TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC MỤC LỤC CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU .1 1.1 Lý chọn đề tài .1 1.2 Mục tiêu nghiên cứu câu hỏi nghiên cứu: .2 1.2.1 Mục tiêu nghiên cứu: 1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu: 1.3 Một số định nghĩa:  Nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động doanh nghiệp: .4  Những tiêu đo lường hiệu hoạt động doanh nghiệp: 1.4 Phạm vi, đối tượng 1.5 Ý nghĩa khoa học thực tiễn đề tài 1.6 Bố cục nghiên cứu CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN LÝ LUẬN 2.1 Những vấn đề lý luận liên quan đến đề tài  Lý thuyết cấu trúc vốn đại .8  Lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn  Lý thuyết trật tự phân hạng 2.2 Các nghiên cứu trước 2.2.1 Một số mô hình nghiên cứu giới 2.2.2 Một số mô hình nghiên cứu nước 14 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 17 3.1 Quy trình nghiên cứu 17 3.2 Giả thuyết nghiên cứu 18 3.3 Mô hình nghiên cứu 20 3.4 Mô tả liệu 24  Đối tượng khảo sát 24  Cỡ mẫu 25 3.4.1 Thu thập liệu theo quy trình 25 3.4.2 Phân tích liệu .25 CHƯƠNG 4: PHÂN TÍCH DỮ LIỆU .26 4.1 Giới thiệu khái quát tình hình sản xuất kinh doanh thủy hải sản: 26 4.2 Thống kê mô tả biến nghiên cứu 26 4.3 Phân tích mối tương quan biến 31 4.4 Kết nghiên cứu kiểm định 35 4.5 Kiểm định giả thuyết nghiên cứu đối chiếu với thực tế 39 4.6 Kết luận chương 46 5.1 Tóm tắt lại kết nghiên cứu 47 5.2 Đề xuất kiến nghị 49 5.3 Nêu hạn chế nghiên cứu đưa hướng nghiên cứu cho nghiên cứu .49 B TÀI LIỆU THAM KHẢO 51 Tài liệu tiếng Việt .51 Tài liệu tiếng Anh .51 C PHỤ LỤC 53 DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT EPS: Thu nhập cổ phần (Earning per Share) ROA: Tỷ suất sinh lợi tổng tài sản (Return on Asset) ROE: Tỷ suất sinh lợi vốn chủ sở hữu (Return on Equity) SIZE: Quy mô công ty (Firm size) GROWTH: Tăng trưởng doanh thu (Sales Growth) STD: Tỷ số nợ ngắn hạn tổng tài sản (Short-Term Debt to Toal asset) LTD: Tỷ số nợ dài hạn tổng tài sản (Long-Term Debt to Toal asset) TD: Tỷ số nợ tổng tài sản (Total Debt to Total asset) TTS: Tổng tài sản (Total Asset) Tobin’s Q: Chỉ số Q Tobin VCSH: Vốn chủ sở hữu (Total Equity) DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU Bảng 4.1 Thống kê mô tả biến mẫu nghiên cứu 27 Bảng 4.2 Biểu đồ tỷ số nợ tổng tài sản trung bình (2008-2013) 27 Bảng 4.3: Biểu đồ quy mô công ty (Size) trung bình (2008-2013) 28 Bảng 4.4: Biểu đồ tốc độ tăng trưởng doanh thu (Growth) trung bình (2008-2013) 28 Bảng 4.5: Biểu đồ thu nhập cổ phần (EPS) trung bình (2008-2013) 29 Bảng 4.6: Biểu đồ tỷ suất sinh lợi vốn chủ sở hữu (ROE) trung bình (2008-2013) 29 Bảng 4.7: Biểu đồ tỷ suất sinh lợi tổng tài sản (ROA) trung bình (2008-2013) 30 Bảng 4.8: Biểu đồ số Tobin’s Q trung bình (2008-2013) 30 Bảng 4.9 Ma trận hệ số tương quan biến EPS biến độc lập, kiểm soát 31 Bảng 4.10 Ma trận hệ số tương quan biến ROE biến độc lập, kiểm soát 32 Bảng 4.11 Ma trận hệ số tương quan biến ROA biến độc lập, kiểm soát 33 Bảng 4.12 Ma trận hệ số tương quan biến Tobin’s Q biến độc lập, kiểm soát 34 Bảng 4.13: Mối quan hệ EPS tỷ số nợ 35 Bảng 4.14: Mối quan hệ ROE tỷ số nợ 36 Bảng 4.15: Mối quan hệ ROA tỷ số nợ 37 Bảng 4.16: Mối quan hệ TobinQ tỷ số nợ 38 Bảng 4.17: Trình bày kết hồi quy EPS phương pháp GLS 39 Bảng 4.18: Trình bày kết hồi quy ROE phương pháp GLS 41 Bảng 4.19: Trình bày kết hồi quy ROA phương pháp GLS 43 Bảng 4.20: Trình bày kết hồi quy TobinQ phương pháp GLS 44 Bảng 1: Tóm tắt kết nghiên cứu 47 CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 Lý chọn đề tài Ngành thủy hải sản có vị trí đặc biệt quan trọng chiến lược phát triển kinh tế xã hội Việt Nam Trong năm qua, sản xuất thủy hải sản có thành tựu đáng kể Hàng thủy hải sản Việt Nam có mặt 164 quốc gia vùng lãnh thổ giới đứng top đầu mặt hàng xất đất nước giữ vững vị trí top 10 nước xuất thủy hải sản hàng đầu giới Ngành thủy hải sản đóng góp tích cực chuyển đổi cấu nông nghiệp nông thôn, đóng góp hiệu công xóa đói giảm nghèo, giải việc làm cho triệu lao dộng, nâng cao đời sống cho cộng đồng cư dân vùng miền Để đạt thành tựu trên, có phần đóng góp không nhỏ công ty kinh doanh thủy hải sản Tuy nhiên, bên cạnh thành tựu đạt công ty kinh doanh thủy hải sản phải đương đầu với cạnh tranh gay gắt thị trường quốc tế thị trường nước Trong bối cảnh kinh tế ngày hội nhập, tính cạnh tranh doanh nghiệp ngày gây gắt hiệu sử dụng vốn doanh nghiệp quan trọng nhà nghiên cứu người làm thực tế Để có vốn kinh doanh, doanh nghiệp huy động từ nhiều nguồn khác Việc lựa chọn nguồn vốn với tỷ trọng (cấu trúc vốn) ảnh hưởng không nhỏ đến hiệu hoạt động doanh nghiệp Bên cạnh đó, quy mô doanh nghiệp tăng trưởng doanh thu nhân tố tác động đến hiệu hoạt động doanh nghiệp Trong nhiều năm qua, mối quan hệ hiệu hoạt động cấu trúc vốn doanh nghiệp xem vấn đề quan trọng quan tâm đáng kể Cấu trúc vốn đề cập đến nợ vốn chủ sở hữu sử dụng để tài trợ cho tài sản doanh nghiệp Cấu trúc vốn cho thấy công ty tài trợ vốn cho hoạt động kinh doanh, hiệu hoạt động tăng trưởng công ty sử dụng nguồn tài trợ khác Hiệu hoạt động công ty đánh giá qua tỷ số đo lường mức sinh lợi thành mà công ty đạt dựa giá trị sổ sách giá trị thị trường Để đạt cấu trúc vốn tối ưu phải thỏa mãn ba mục tiêu nhà đầu tư, thứ tối đa hóa giá trị công ty, thứ hai tối thiểu hóa chi phí sử dụng vốn bình quân doanh nghiệp cuối tối thiểu hóa rủi ro Nếu cấu vốn tác động đến hiệu hoạt động doanh nghiệp cấu vốn tác động đến sức khỏe tài khả phá sản doanh nghiệp công ty gia tăng sử dụng đòn bẩy tài gây kiệt huệ tài Chính lẽ đó, tác giả thực nghiên cứu “Cấu trúc vốn hiệu hoạt động công ty kinh doanh thủy hải sản niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam” nhằm xem xét mức độ tác động nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động doanh nghiệp 1.2 Mục tiêu nghiên cứu câu hỏi nghiên cứu: 1.2.1 Mục tiêu nghiên cứu: Do đặc trưng ngành đòi hỏi nguồn vốn lớn, nguồn vốn doanh nghiệp hạn chế, nên hầu hết doanh nghiệp kinh doanh thủy hải sản sử dụng vốn vay ngắn hạn, nhằm đáp ứng đủ vốn lưu động cho hoạt động kinh doanh Nhìn chung, doanh nghiệp ngành sử dụng đòn bẩy tài cao từ lần trở lên tính đến cuối năm 2013 Ở đây, việc đo lường hiệu hoạt động bị tác động mục tiêu công ty mà mục tiêu ảnh hưởng đến việc lựa chọn cách đo lường hiệu hoạt động công ty phát triển thị trường chứng khoán thị trường vốn Ví dụ, thị trường chứng khoán không phát triển cao đo lường hiệu hoạt động theo thị trường không cho kết tốt Các biến đại diện cho hiệu hoạt động phổ biến ROA ROE hay lợi nhuận đầu tư ROI Những đo lường hiệu hoạt động theo kế toán đại diện cho số tài thu từ bảng cân đối kế toán báo cáo thu nhập nhiều nhà nghiên cứu sử dụng (Demsetz Lahn, 1985; Gorton Rosen, 1995; Mehran, 1995; Ang cộng sự, 2000) Ngoài ra, có đo lường hiệu hoạt động khác gọi đo lường hiệu hoạt động thị trường, giá cổ phần thu nhập cổ phần (P/E), tỷ số giá thị trường vốn chủ sở hữu giá trị sổ sách vốn chủ sở hữu (MBVR), số Tobin’s Q Hiệu hoạt động đo lường ROA ROE thường sử dụng nhiều Theo lý thuyết cấu trúc vốn bao gồm khoản nợ dài hạn vốn chủ sở hữu Tuy nhiên, tác giả mở rộng nghiên cứu thêm nợ ngắn hạn xem xét cấu trúc vốn Và điều nhiều tác giả nghiên cứu thực nghiệm đưa vào nghiên cứu họ Vì thế, mục tiêu đề tài nghiên cứu xem xét tác động cấu trúc vốn, quy mô doanh nghiệp, tăng trưởng doanh thu đến hiệu sử dụng vốn công ty kinh doanh thủy hải sản niêm yết thị trường Phụ lục 64: Hồi quy biến TobinQ LTD theo FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 210 35 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.0739 between = 0.1434 overall = 0.0751 corr(u_i, Xb) F(3,172) Prob > F = -0.5644 Std Err tobinq Coef ltd size grow _cons 1336385 -.4426038 1065962 6.17579 4344399 1451014 0742729 1.709702 sigma_u sigma_e rho 21565507 30138954 33862074 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: t P>|t| = = 0.31 -3.05 1.44 3.61 F(34, 172) = 0.759 0.003 0.153 0.000 4.57 0.0042 [95% Conf Interval] -.7238817 -.7290126 -.0400075 2.801092 2.03 9911586 -.156195 2531999 9.550488 Prob > F = 0.0017 Phụ lục 65: Hồi quy biến TobinQ LTD theo REM Random-effects GLS regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 210 35 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.0634 between = 0.1497 overall = 0.0830 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(3) Prob > chi2 tobinq Coef Std Err z P>|z| ltd size grow _cons 1440354 -.2139876 1325525 3.486585 3467097 0593481 0709438 6974564 sigma_u sigma_e rho 12830416 30138954 15342334 (fraction of variance due to u_i) 0.42 -3.61 1.87 5.00 0.678 0.000 0.062 0.000 Estimated results: Var tobinq e u Test: sd = sqrt(Var) 114272 0908357 016462 3380415 3013895 1283042 Var(u) = chi2(1) = Prob > chi2 = 79 8.43 0.0037 16.09 0.0011 [95% Conf Interval] -.535503 -.3303078 -.0064948 2.119595 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects tobinq[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t] = = 8235739 -.0976674 2715998 4.853574 Phụ lục 66: Kiểm định Hausman cho FEM REM với biến TobinQ LTD Coefficients (b) (B) TobinQ_LTD~e TobinQ_LTD~e ltd size grow 1336385 -.4426038 1065962 (b-B) Difference 1440354 -.2139876 1325525 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0103969 -.2286162 -.0259563 2617832 1324093 0219871 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(3) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 3.58 Prob>chi2 = 0.3104 Phụ lục 67: Hồi quy biến TobinQ TD theo POOL Source SS df MS Model Residual 1.99489652 21.8879563 206 664965506 106252215 Total 23.8828528 209 114272023 tobinq Coef td size grow _cons -.0245353 -.1900279 1473411 3.224365 Std Err .1228548 0488064 0718397 5567498 Number of obs F( 3, 206) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE t P>|t| -0.20 -3.89 2.05 5.79 0.842 0.000 0.042 0.000 = = = = = = 210 6.26 0.0004 0.0835 0.0702 32596 [95% Conf Interval] -.2667493 -.286252 0057057 2.126706 2176788 -.0938037 2889765 4.322023 Phụ lục 68: Hồi quy biến TobinQ TD theo FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 210 35 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.0748 between = 0.1395 overall = 0.0722 corr(u_i, Xb) F(3,172) Prob > F = -0.6121 tobinq Coef td size grow _cons 1477785 -.4870724 1051454 6.619967 282209 1563375 0738226 1.774849 sigma_u sigma_e rho 22662998 30123241 3614383 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t P>|t| = = 0.52 -3.12 1.42 3.73 F(34, 172) = 2.04 80 0.601 0.002 0.156 0.000 4.64 0.0038 [95% Conf Interval] -.4092602 -.7956595 -.0405695 3.116677 7048173 -.1784852 2508602 10.12326 Prob > F = 0.0017 Phụ lục 69: Hồi quy biến TobinQ TD theo REM Random-effects GLS regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 210 35 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.0614 between = 0.1536 overall = 0.0831 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(3) Prob > chi2 tobinq Coef Std Err z P>|z| td size grow _cons -.0165831 -.2132337 1391571 3.49357 1511167 0620963 0694834 7085382 sigma_u sigma_e rho 12873836 30123241 15443915 (fraction of variance due to u_i) -0.11 -3.43 2.00 4.93 0.913 0.001 0.045 0.000 = = 15.91 0.0012 [95% Conf Interval] -.3127663 -.3349402 0029721 2.104861 2796001 -.0915272 2753421 4.882279 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects tobinq[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t] Estimated results: Var tobinq e u Test: sd = sqrt(Var) 114272 090741 0165736 3380415 3012324 1287384 Var(u) = chi2(1) = Prob > chi2 = 8.29 0.0040 Phụ lục 70: Kiểm định Hausman cho FEM REM với biến TobinQ TD Coefficients (b) (B) TobinQ_TD_fe TobinQ_TD_re td size grow 1477785 -.4870724 1051454 -.0165831 -.2132337 1391571 (b-B) Difference 1643616 -.2738387 -.0340117 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .2383394 1434764 0249364 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(3) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 3.83 Prob>chi2 = 0.2809 81 Phụ lục 71: Kiểm định phương sai thay đổi cho REM với biến EPS STD Random-effects GLS regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 210 35 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.1336 between = 0.2226 overall = 0.1618 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(3) Prob > chi2 eps Coef Std Err z P>|z| std size grow _cons -6685.289 451.4773 2254.898 770.7111 1436.726 617.5868 640.2301 7052.949 sigma_u sigma_e rho 1390.767 2747.0245 2040249 (fraction of variance due to u_i) -4.65 0.73 3.52 0.11 0.000 0.465 0.000 0.913 = = 35.42 0.0000 [95% Conf Interval] -9501.221 -758.9706 1000.07 -13052.81 -3869.358 1661.925 3509.726 14594.24 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects eps[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t] Estimated results: Var eps e u Test: sd = sqrt(Var) 1.12e+07 7546144 1934233 3353.511 2747.025 1390.767 Var(u) = chi2(1) = Prob > chi2 = 18.59 0.0000 Phụ lục 72: Kiểm định tự tương quan biến EPS STD, SIZE, GROW Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 34) = 13.761 Prob > F = 0.0007 Phụ lục 73: Kết hồi quy GLS biến EPS STD Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = eps Coef std size grow _cons -3734.762 309.5264 1175.728 694.4996 35 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 Std Err 881.056 402.9633 323.4225 4418.347 (0.4832) z -4.24 0.77 3.64 0.16 82 P>|z| 0.000 0.442 0.000 0.875 = = = = = 210 35 32.72 0.0000 [95% Conf Interval] -5461.6 -480.2672 541.8315 -7965.301 -2007.924 1099.32 1809.625 9354.3 Phụ lục 74: Kiểm định phương sai thay đổi cho REM với biến EPS LTD Random-effects GLS regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 210 35 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.0507 between = 0.1614 overall = 0.0675 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(3) Prob > chi2 eps Coef Std Err z P>|z| ltd size grow _cons -1568.142 -468.8454 2405.785 8136.855 3451.277 626.8567 685.7277 7371.632 sigma_u sigma_e rho 1520.9108 2885.8659 21737472 (fraction of variance due to u_i) -0.45 -0.75 3.51 1.10 0.650 0.455 0.000 0.270 = = 12.61 0.0056 [95% Conf Interval] -8332.521 -1697.462 1061.784 -6311.278 5196.237 759.7712 3749.787 22584.99 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects eps[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t] Estimated results: Var eps e u Test: sd = sqrt(Var) 1.12e+07 8328222 2313170 3353.511 2885.866 1520.911 Var(u) = chi2(1) = Prob > chi2 = 22.41 0.0000 Phụ lục 75: Kiểm định tự tương quan biến EPS LTD, SIZE, GROW Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 34) = 20.138 Prob > F = 0.0001 Phụ lục 76: Kết hồi quy GLS biến EPS LTD Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = eps Coef ltd size grow _cons -877.8634 -660.3624 1248.745 10040.69 35 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 Std Err 1493.494 336.008 314.7085 3882.197 (0.4773) z -0.59 -1.97 3.97 2.59 83 P>|z| 0.557 0.049 0.000 0.010 = = = = = 210 35 18.14 0.0004 [95% Conf Interval] -3805.058 -1318.926 631.9281 2431.719 2049.331 -1.798764 1865.563 17649.65 Phụ lục 77: Kiểm định phương sai thay đổi cho FEM với biến EPS TD Fixed-effects (within) regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 210 35 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.1784 between = 0.1827 overall = 0.1461 corr(u_i, Xb) F(3,172) Prob > F = -0.5296 eps Coef td size grow _cons -12912.16 1676.677 2451.077 -9714.446 2519.71 1395.864 659.1267 15846.79 sigma_u sigma_e rho 2279.643 2689.5615 41806578 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t P>|t| = = -5.12 1.20 3.72 -0.61 F(34, 172) = 0.000 0.231 0.000 0.541 2.84 12.45 0.0000 [95% Conf Interval] -17885.7 -1078.552 1150.058 -40993.66 -7938.628 4431.905 3752.096 21564.77 Prob > F = 0.0000 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (35) = Prob>chi2 = 7528.14 0.0000 Phụ lục 78: Kiểm định tự tương quan biến EPS TD, SIZE, GROW Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 34) = 15.242 Prob > F = 0.0004 Phụ lục 79: Kết hồi quy GLS biến EPS TD Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = eps Coef td size grow _cons -4067.852 415.0144 1243.472 -238.7196 35 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 Std Err 994.5568 433.977 331.0934 4794.485 (0.4839) z -4.09 0.96 3.76 -0.05 84 P>|z| 0.000 0.339 0.000 0.960 = = = = = 210 35 29.03 0.0000 [95% Conf Interval] -6017.148 -435.5649 594.5408 -9635.737 -2118.557 1265.594 1892.403 9158.298 Phụ lục 80: Kiểm định phương sai thay đổi cho FEM với biến ROE STD Fixed-effects (within) regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 210 35 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.1835 between = 0.0571 overall = 0.0832 corr(u_i, Xb) F(3,172) Prob > F = -0.6534 roe Coef std size grow _cons -.7717381 1156143 1420387 -.8442 1529155 0973327 0435015 1.10584 sigma_u sigma_e rho 14441929 1792123 3937203 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t P>|t| = = -5.05 1.19 3.27 -0.76 F(34, 172) = 0.000 0.237 0.001 0.446 1.82 12.88 0.0000 [95% Conf Interval] -1.073571 -.076506 0561731 -3.026964 -.4699056 3077346 2279043 1.338564 Prob > F = 0.0068 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (35) = Prob>chi2 = 29021.52 0.0000 Phụ lục 81: Kiểm định tự tương quan biến ROE STD, SIZE, GROW Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 34) = 1.799 Prob > F = 0.1887 Phụ lục 82: Kết hồi quy GLS biến ROE STD Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = roe Coef std size grow _cons -.179513 -.0343513 107195 6151143 35 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 Std Err .0354116 013507 0203442 1508371 z -5.07 -2.54 5.27 4.08 85 P>|z| 0.000 0.011 0.000 0.000 = = = = = 210 35 67.00 0.0000 [95% Conf Interval] -.2489185 -.0608246 0673211 319479 -.1101076 -.007878 1470689 9107496 Phụ lục 83: Kiểm định phương sai thay đổi cho POOL với biến ROE LTD Source SS df MS Model Residual 701654154 7.9833518 206 233884718 038754135 Total 8.68500595 209 041555052 roe Coef ltd size grow _cons -.040106 -.061975 1737181 8345898 Std Err .19372 028356 0444222 3324083 t -0.21 -2.19 3.91 2.51 Number of obs F( 3, 206) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| = = = = = = 210 6.04 0.0006 0.0808 0.0674 19686 [95% Conf Interval] 0.836 0.030 0.000 0.013 -.422034 -.1178803 0861376 1792312 3418221 -.0060698 2612986 1.489948 Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of roe chi2(1) Prob > chi2 = = 15.79 0.0001 Phụ lục 84: Kết hồi quy Linear biến ROE LTD Linear regression Number of obs F( 3, 206) Prob > F R-squared Root MSE roe Coef ltd size grow _cons -.040106 -.061975 1737181 8345898 Robust Std Err .1922956 0221385 0561064 2641268 t -0.21 -2.80 3.10 3.16 P>|t| 0.835 0.006 0.002 0.002 = = = = = 210 5.71 0.0009 0.0808 19686 [95% Conf Interval] -.4192258 -.1056221 0631017 3138515 3390139 -.0183279 2843345 1.355328 Phụ lục 85: Kiểm định phương sai thay đổi cho FEM với biến ROE TD Fixed-effects (within) regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 210 35 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.2313 between = 0.0558 overall = 0.0856 corr(u_i, Xb) F(3,172) Prob > F = -0.7500 Std Err t roe Coef td size grow _cons -1.001077 1047393 1719762 -.548828 1629 090243 0426127 1.0245 sigma_u sigma_e rho 1752548 17388099 50393483 (fraction of variance due to u_i) -6.15 1.16 4.04 -0.54 P>|t| = = 0.000 0.247 0.000 0.593 F test that all u_i=0: F(34, 172) = 2.23 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (35) = Prob>chi2 = 35403.27 0.0000 86 17.25 0.0000 [95% Conf Interval] -1.322618 -.0733871 087865 -2.571039 -.6795365 2828657 2560875 1.473383 Prob > F = 0.0004 Phụ lục 86: Kiểm định tự tương quan biến ROE TD, SIZE, GROW Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 34) = 2.157 Prob > F = 0.1511 Phụ lục 87: Kết hồi quy GLS biến ROE TD Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = roe Coef td size grow _cons -.152784 -.0440346 1203865 7216344 35 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 Std Err z 0373259 014462 0207467 1599779 P>|z| -4.09 -3.04 5.80 4.51 0.000 0.002 0.000 0.000 = = = = = 210 35 65.39 0.0000 [95% Conf Interval] -.2259414 -.0723797 0797237 4080835 -.0796266 -.0156896 1610494 1.035185 Phụ lục 88: Kiểm định phương sai thay đổi cho REM với biến ROA STD Random-effects GLS regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 210 35 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.2308 between = 0.4918 overall = 0.3230 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(3) Prob > chi2 roa Coef Std Err z std size grow _cons -.2115963 -.0224614 0454916 4306064 029084 0122585 0135919 1400135 sigma_u sigma_e rho 02532932 0586032 15740645 (fraction of variance due to u_i) -7.28 -1.83 3.35 3.08 P>|z| 0.000 0.067 0.001 0.002 -.2686 -.0464876 018852 1561849 roa[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t] Estimated results: roa e u Test: sd = sqrt(Var) 0059855 0034343 0006416 0773661 0586032 0253293 Var(u) = chi2(1) = Prob > chi2 = 9.53 0.0020 Phụ lục 89: Kiểm định tự tương quan biến ROA STD, SIZE, GROW Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 34) = 4.436 Prob > F = 0.0426 87 81.33 0.0000 [95% Conf Interval] Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Var = = -.1545927 0015647 0721311 7050279 Phụ lục 90: Kết hồi quy GLS biến ROA STD Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = roa Coef std size grow _cons -.1676249 -.01346 0231652 297054 35 (0.3867) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 Std Err z 0170646 0069686 0065195 0790619 P>|z| -9.82 -1.93 3.55 3.76 0.000 0.053 0.000 0.000 = = = = = 210 35 132.62 0.0000 [95% Conf Interval] -.2010708 -.0271182 0103872 1420956 -.134179 0001982 0359433 4520124 Phụ lục 91: Kiểm định phương sai thay đổi cho REM với biến ROA LTD Random-effects GLS regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 210 35 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.0748 between = 0.1946 overall = 0.1197 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(3) Prob > chi2 roa Coef Std Err z P>|z| ltd size grow _cons -.0511108 -.0512691 0499285 6601051 077421 0141324 0153481 1662009 sigma_u sigma_e rho 03460127 06460489 22290807 (fraction of variance due to u_i) -0.66 -3.63 3.25 3.97 0.509 0.000 0.001 0.000 -.2028532 -.0789681 0198468 3343572 roa[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t] Estimated results: roa e u Test: sd = sqrt(Var) 0059855 0041738 0011972 0773661 0646049 0346013 Var(u) = chi2(1) = Prob > chi2 = 22.10 0.0000 Phụ lục 92: Kiểm định tự tương quan biến ROA LTD, SIZE, GROW Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 34) = 4.533 Prob > F = 0.0406 88 21.98 0.0001 [95% Conf Interval] Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Var = = 1006315 -.0235701 0800102 9858529 Phụ lục 93: Kết hồi quy GLS biến ROA LTD Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = roa Coef ltd size grow _cons 0008157 -.0324628 0233428 4230391 35 (0.5622) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 Std Err z 0350211 0090088 0064327 1064115 P>|z| 0.02 -3.60 3.63 3.98 0.981 0.000 0.000 0.000 = = = = = 210 35 24.82 0.0000 [95% Conf Interval] -.0678244 -.0501198 010735 2144763 0694558 -.0148059 0359506 6316018 Phụ lục 94: Kiểm định phương sai thay đổi cho FEM với biến ROA TD Fixed-effects (within) regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 210 35 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.3036 between = 0.4223 overall = 0.3054 corr(u_i, Xb) F(3,172) Prob > F = -0.6229 roa Coef td size grow _cons -.3916239 0142981 0554968 1120441 0526816 0291844 0137809 3313212 sigma_u sigma_e rho 05102592 05623277 4515694 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t P>|t| = = -7.43 0.49 4.03 0.34 F(34, 172) = 0.000 0.625 0.000 0.736 2.48 [95% Conf Interval] -.4956094 -.0433076 0282954 -.5419351 H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i 40589.95 0.0000 Phụ lục 95: Kiểm định tự tương quan biến ROA TD, SIZE, GROW Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 34) = 4.229 Prob > F = 0.0475 89 -.2876383 0719038 0826982 7660232 Prob > F = 0.0001 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model chi2 (35) = Prob>chi2 = 25.00 0.0000 Phụ lục 96: Kết hồi quy GLS biến ROA TD Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = roa Coef td size grow _cons -.176449 -.0183182 0269147 3697429 35 (0.3933) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 Std Err z 0187815 0070525 0065769 0802803 P>|z| -9.39 -2.60 4.09 4.61 0.000 0.009 0.000 0.000 = = = = = 210 35 125.11 0.0000 [95% Conf Interval] -.2132602 -.0321408 0140241 2123964 -.1396379 -.0044955 0398052 5270894 Phụ lục 97: Kiểm định phương sai thay đổi cho REM với biến TobinQ STD Random-effects GLS regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 210 35 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.0616 between = 0.1532 overall = 0.0833 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(3) Prob > chi2 tobinq Coef Std Err z P>|z| std size grow _cons -.0408999 -.2099989 1380283 3.467614 1480296 0623144 0694045 7117476 sigma_u sigma_e rho 12878168 30136464 15441241 (fraction of variance due to u_i) -0.28 -3.37 1.99 4.87 0.782 0.001 0.047 0.000 = = [95% Conf Interval] -.3310326 -.3321329 001998 2.072615 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects tobinq[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t] Estimated results: Var tobinq e u Test: sd = sqrt(Var) 114272 0908206 0165847 3380415 3013646 1287817 Var(u) = chi2(1) = Prob > chi2 = 8.33 0.0039 Phụ lục 98: Kiểm định tự tương quan biến TobinQ STD, SIZE, GROW Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 34) = 9.001 Prob > F = 0.0050 90 15.98 0.0011 2492328 -.087865 2740587 4.862614 Phụ lục 99: Kết hồi quy GLS biến TobinQ STD Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = tobinq Coef std size grow _cons 1109874 -.1274125 0423072 2.394689 35 (0.3827) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 Std Err z 0676956 0341064 0259104 4028267 P>|z| 1.64 -3.74 1.63 5.94 0.101 0.000 0.103 0.000 = = = = = 210 35 18.36 0.0004 [95% Conf Interval] -.0216936 -.1942598 -.0084762 1.605164 2436683 -.0605653 0930906 3.184215 Phụ lục 100: Kiểm định phương sai thay đổi cho REM với biến TobinQ LTD Random-effects GLS regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 210 35 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.0634 between = 0.1497 overall = 0.0830 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(3) Prob > chi2 tobinq Coef Std Err z ltd size grow _cons 1440354 -.2139876 1325525 3.486585 3467097 0593481 0709438 6974564 sigma_u sigma_e rho 12830416 30138954 15342334 (fraction of variance due to u_i) 0.42 -3.61 1.87 5.00 P>|z| 0.678 0.000 0.062 0.000 = = 16.09 0.0011 [95% Conf Interval] -.535503 -.3303078 -.0064948 2.119595 8235739 -.0976674 2715998 4.853574 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects tobinq[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t] Estimated results: Var tobinq e u Test: sd = sqrt(Var) 114272 0908357 016462 3380415 3013895 1283042 Var(u) = chi2(1) = Prob > chi2 = 8.43 0.0037 Phụ lục 101: Kiểm định tự tương quan biến TobinQ LTD, SIZE, GROW Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 34) = 9.504 Prob > F = 0.0041 91 Phụ lục 102: Kết hồi quy GLS biến TobinQ LTD Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = tobinq Coef ltd size grow _cons 3448412 -.1219257 0306253 2.386429 35 (0.3834) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 Std Err z 1659995 0339716 0255446 4014524 P>|z| 2.08 -3.59 1.20 5.94 0.038 0.000 0.231 0.000 = = = = = 210 35 20.96 0.0001 [95% Conf Interval] 0194882 -.1885089 -.0194411 1.599596 6701942 -.0553426 0806918 3.173261 Phụ lục 103: Kiểm định phương sai thay đổi cho REM với biến TobinQ TD Random-effects GLS regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 210 35 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.0614 between = 0.1536 overall = 0.0831 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(3) Prob > chi2 tobinq Coef Std Err z P>|z| td size grow _cons -.0165831 -.2132337 1391571 3.49357 1511167 0620963 0694834 7085382 sigma_u sigma_e rho 12873836 30123241 15443915 (fraction of variance due to u_i) -0.11 -3.43 2.00 4.93 0.913 0.001 0.045 0.000 = = 15.91 0.0012 [95% Conf Interval] -.3127663 -.3349402 0029721 2.104861 2796001 -.0915272 2753421 4.882279 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects tobinq[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t] Estimated results: Var tobinq e u Test: sd = sqrt(Var) 114272 090741 0165736 3380415 3012324 1287384 Var(u) = chi2(1) = Prob > chi2 = 8.29 0.0040 Phụ lục 104: Kiểm định tự tương quan biến TobinQ TD, SIZE, GROW Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 34) = 9.375 Prob > F = 0.0043 92 Phụ lục 105: Kết hồi quy GLS biến TobinQ TD Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = tobinq Coef td size grow _cons 1788763 -.1294519 0417685 2.369689 35 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 Std Err .0692443 0340026 0259356 4038861 (0.3802) z 2.58 -3.81 1.61 5.87 93 P>|z| 0.010 0.000 0.107 0.000 = = = = = 210 35 23.35 0.0000 [95% Conf Interval] 04316 -.1960958 -.0090644 1.578087 3145927 -.062808 0926015 3.161291 [...]... năm 2013 Đối tượng nghiên cứu mà luận văn hướng đến có 3 đối tượng là:  Cấu trúc vốn của các các công ty kinh doanh thủy hải sản đang niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam  Hiệu quả kinh doanh của các công ty kinh doanh thủy hải sản niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam  Mối liên hệ giữa cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động của các các công ty kinh doanh thủy hải sản niêm yết trên sàn chứng khoán... tác động của cơ cấu vốn đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp sẽ cho chúng ta chứng cứ rõ ràng nhất về hiệu ứng của cơ cấu vốn lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Kết quả nghiên cứu: Nghiên cứu phân tích mối liên hệ giữa hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp với cơ cấu vốn Kết quả nghiên cứu cho thấy hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp bị tác động bởi cơ cấu vốn (1) Hiệu quả hoạt động của doanh. .. ảnh hưởng của cấu trúc vốn lên hiệu quả kinh doanh của các công ty kinh doanh thủy hải sản hoạt động ở Việt Nam nhằm hiểu rõ hơn sự tác động của việc tài trợ nợ cho các hoạt động kinh doanh lên mức sinh lợi của công ty? 3 1.3 Một số định nghĩa:  Nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp: Đề tài nghiên cứu, phân tích tác động của các nhân tố: cấu trúc vốn, quy mô doanh nghiệp và tốc độ... hệ giữa cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động của các công ty kinh doanh thủy hải sản trên thị trường chứng khoán Việt Nam  Lượng hóa được mức độ ảnh hưởng của cấu trúc vốn đến hiệu quả hoạt động của các kinh doanh thủy hải sản trên thị trường chứng khoán Việt Nam  Từ kết quả nghiên cứu của đề tài sẽ đưa ra những giảỉ pháp hoặc kiến nghị có thể áp dụng cho các doanh nghiệp kinh doanh thủy hải sản trên... cứu của Maslis và Wei Xu Kết luận: Theo các nghiên cứu thực nghiệm từ các nền kinh tế trên thế giới và Việt Nam ta thấy rằng có rất nhiều kết luận khác nhau về tác động của cấu trúc vốn đến hiệu quả hoạt động của công ty:  Có nghiên cứu cho rằng cấu trúc vốn tác động cùng chiều lên hiệu quả hoạt động của công ty  Có nghiên cứu cho rằng cấu trúc vốn tác động ngược chiều lên hiệu quả hoạt động của công. .. học và thực tiễn của đề tài  Bài nghiên cứu cung cấp thêm một nghiên cứu thực nghiệm về tác động của cấu trúc vốn đến hiệu quả hoạt động kinh doanh trong phạm vi là các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam  Đưa ra được nhận định về mối quan hệ của cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động kinh doanh của các công ty trong thời kỳ khó khăn mà thị trường vốn trở nên khó tiếp cận đối với các doanh. .. cho rằng cấu trúc vốn tác động cùng chiều lên hiệu quả hoạt động của công ty Nghiên cứu của Derayat (2012), Derayat Derayat nghiên tác động của cấu trúc vốn đến hiệu quả hoạt động của các công ty giao dịch trên sàn chứng khoán Tehran trong giai đoạn 2006 – 2010 Nghiên cứu cho thấy cấu trúc vốn có tác động tích cực lên ROA, hơn nữa nghiên cứu cũng cho thấy các công ty thuộc những nhóm ngành công nghiệp... nghiệm, kết quả cho thấy cơ cấu vốn ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả hoạt động công ty tại thị trường Việt Nam Nghiên cứu của Trần Hùng Sơn và Trần Viết Hoàng (2008) Nghiên cứu hiệu quả hoạt động có thể bị tác động bởi cơ cấu vốn và bởi cấu trúc thời gian đáo hạn của nợ Thời gian đáo hạn của nợ tác động đến lựa chọn đầu tư của doanh nghiệp Thuế suất cũng tác động đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp... dương với cơ cấu vốn (2) Hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp có mối liên hệ bậc hai và bậc ba chặt chẽ với cơ cấu vốn của doanh nghiệp khi tỷ lệ nợ dưới 100% Hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp có tương quan âm với cơ cấu vốn khi tỷ lệ nợ /vốn chủ sở hữu lớn hơn 1,812, hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp có tương quan dương với cơ cấu vốn khi tỷ lệ nợ /vốn chủ sở nằm trong khoảng 0,9755 và 2,799 Điều... Nếu cơ cấu vốn có tác động đến hiệu quả hoạt động và giá trị doanh nghiệp thì sẽ tồn tại mối tương quan chặt chẽ giữa hiệu quả hoạt động doanh nghiệp và cơ cấu vốn Do vậy, chúng tôi cho rằng tỷ lệ nợ vay của doanh nghiệp tác động đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Ngoài ra, theo các nghiên cứu trước (đã trình bày ở trên) các biến như: cơ hội tăng trưởng; quy mô của doanh nghiệp; tỷ lệ tài sản cố ... mối quan hệ cấu trúc vốn hiệu hoạt động công ty kinh doanh thủy hải sản thị trường chứng khoán Việt Nam  Lượng hóa mức độ ảnh hưởng cấu trúc vốn đến hiệu hoạt động kinh doanh thủy hải sản thị trường... các công ty kinh doanh thủy hải sản niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam  Hiệu kinh doanh công ty kinh doanh thủy hải sản niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam  Mối liên hệ cấu trúc vốn hiệu hoạt động. .. vốn đến hiệu hoạt động công ty:  Có nghiên cứu cho cấu trúc vốn tác động chiều lên hiệu hoạt động công ty  Có nghiên cứu cho cấu trúc vốn tác động ngược chiều lên hiệu hoạt động công ty  Có