Xem mẫu

  1. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 PHÂN TÍCH CẤU TRÚC VỐN VÀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC CÔNG TY KINH DOANH BẤT ĐỘNG SẢN NIÊM YẾT TRÊN SÀN CHỨNG KHOÁN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH: TIẾP CẬN BẰNG HỒI QUY PHÂN VỊ ANALYSIS OF CAPITAL STRUCTURE AND PERFORMANCE OF REAL ESTATE TRADING COMPANIES LISTED IN HO CHI MINH STOCK EXCHANGE: QUANTILE REGRESSION APPROACH Phạm Thị Vân Trinh1 Ngày nhận: 24/8/2017 Ngày nhận bản sửa: 5/1/2018 Ngày đăng: 5/4/2018 Tóm tắt Nghiên cứu tác động của cấu trúc vốn đến hiện quả hoạt động của 47 công ty bất động sản niêm yết trên sàn chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) trong giai đoạn từ năm 2008 đến 2015 với phương pháp hồi quy dữ liệu bảng Pooled OLS và hồi quy phân vị QR. Kết quả nghiên cứu cho thấy các doanh nghiệp kinh doanh bất động sản lựa chọn một cấu trúc vốn sử dụng nợ ít sẽ làm suy giảm ROE ít hơn ở phân vị cao và ngược lại, lựa chọn cấu trúc sử dụng nhiều nợ sẽ làm suy giảm ROE nhiều hơn ở phân vị thấp. Ngoài ra, các yếu tố gồm cơ cấu tài sản, quy mô doanh nghiệp, khả năng thanh toán, thuế thu nhập doanh nghiệp, rủi ro trong kinh doanh có ý nghĩa thống kê và có tác động tích cực trên tất cả các phân vị 0.1 – 0.2 – 0.3 – 0.4 – 0.5 – 0.6 – 0.7 – 0.8 – 0.9 được xét trong mối quan hệ với ROE, ngoại trừ yếu tố cơ hội tăng trưởng không có ý nghĩa thống kê. Từ khóa: Cấu trúc vốn, hồi quy phân vị, Pooled OLS. Abstract Study on the impact of capital structure on the performance of 47 real estate companies listed on Ho Chi Minh Stock Exchange (HOSE) in the period from 2008 to 2015 with data regression method Pooled OLS and QR. Research results show that real estate firms choose a low debt capital structure will reduce less ROE than at higher quantile and vice versa. In addition, factors including asset structure, enterprise size, solvency, corporate income tax, business risk were statistically significant and had a positive correlation to quantile 0.1 - 0.2 - 0.3 - 0.4 - 0.5 - 0.6 - 0.7 - 0.8 - 0.9 was considered in relation to ROE, except for the growth opportunity factor which was not statistically significant. Key words: Capital structure, quantile regression, Pooled OLS. 1. Giới thiệu cải cách nền kinh tế cho thấy vai trò ngày Hơn hai thập kỷ qua, dưới tác động của càng gia tăng của các công ty vốn cổ phần 1 Trường Cao đẳng Kinh tế - Kỹ thuật TP.HCM 12
  2. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 trong nền kinh tế. Sự phát triển của thị là 287.604 tỷ đồng, tổng nợ là 128.576 tỷ trường chứng khoán đã thu hút một lượng đồng. vốn lớn cho nền kinh tế và phát triển nhanh Do vậy, để đạt được mục tiêu của nhà vào gia đoạn 2006 – 2007, khi Việt Nam quản trị là tối đa hóa lợi nhuận và gia tăng chính thức trở thành thành viên của Tổ chức giá trị doanh nghiệp ở giai đoạn nền kinh tế thương mại thế giới (WTO). Ở thời điểm suy thoái là yêu cầu cấp thiết, vì vậy nhà này, lượng vốn hóa trên thị trường chứng quản trị cần xây dựng các quyết định chiến khoán rất lớn và chỉ số VNINDEX cán mốc lược đúng đắn trong quá trình lựa chọn cơ 1.200 điểm vào tháng 3/2007, khi đó thị hội đầu tư cũng như tổ chức, quản lý doanh trường bất động sản trở nên sôi động, giá trị nghiệp một cách toàn diện. Chính vì vậy, các bất động sản tăng rất nhanh so với giá mục đích của bài nghiên cứu là phân tích trị thật của nó. Đến năm 2008, tác động của mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và hiệu quả khủng hoảng tài chính toàn cầu đã trở nên hoạt động của các doanh nghiệp kinh doanh rõ ràng khi mà các nhà đầu tư nước ngoài ồ bất động sản niêm yết trên sàn chứng khoán ạt rút vốn đầu tư từ HOSE, góp phần làm thị thành phố Hồ Chí Minh, nhằm hỗ trợ các trường vốn mất khoảng hai phần ba giá trị nhà quản trị trong các quyết định về cấu trúc (IMF, 2009). Sự biến động của thị trường vốn, nâng cao khả năng sinh lời, và cải thiện chứng khoán Việt Nam đã tác động không tình hình tài chính cũng như mở rộng quy nhỏ đến thị trường bất động sản vốn đã hình mô các nguồn tài trợ. thành bong bóng bất động sản vào cuối năm Về phạm vi nghiên cứu, tác giả tập 2008 và đã vỡ bong bóng rơi vào trạng thái trung nghiên cứu tác động của cấu trúc vốn đóng băng ngay sau đó. Lúc này, các công đến hiệu quả hoạt động của các doanh ty hoạt động kinh doanh bất động sản không nghiệp kinh doanh bất động sản niêm yết thu hút được nguồn vốn từ thị trường chứng trên sàn chứng khoán thành phố Hồ Chí khoán để có thể tiếp tục triển khai các dự án, Minh trong giai đoạn từ năm 2008 đến 2015 mặc khác lãi suất cho vay của các ngân hàng và đánh giá tác động cấu trúc vốn đến hiệu rất cao có thời điểm lên đến 20%/năm. Hàng quả hoạt động tại các phân vị khác nhau sẽ loạt các công ty bất động sản rơi vào trạng cho kết quả khác nhau như thế nào. thái mất khả năng thanh toán và hàng hóa 2. Cơ sở lý thuyết dư thừa. Theo tổng cục thống kê, trong năm 2.1 Lý thuyết cấu trúc vốn 2014 cả nước có 67.823 công ty gặp khó Các lý thuyết giải thích cấu vốn trong khăn về tài chính buộc phải tạm ngừng hoạt nghiên cứu này dựa trên lý thuyết cân bằng động hoặc giải thể, trong đó hơn 16.000 (Trade Off Theory – TOT) và lý thuyết trật doanh nghiệp xây dựng và kinh doanh bất tự phân hạng (Pecking Order Theory – động sản ngừng hoạt động và giải thể, số POT) để tìm hiểu các yếu tố tác động đến còn hoạt động khoảng 9.455 doanh nghiệp cấu trúc vốn của các doanh nghiệp kinh tương ứng tổng số vốn sản xuất kinh doanh doanh bất động sản niêm yết trên thị trường 13
  3. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 chứng khoán thời kỳ suy thoái. • Lý thuyết trật tự phân hạng (Pecking • Lý thuyết cân bằng (Trade Off Theory Order Theory – POT) – TOT) Lý thuyết trật tự phân hạng được phát Dựa trên tiền đề lý thuyết cấu trúc của triển bởi Myers & Maijluf (1984) khi cho Modigliani & Miller (1958) giả định thị rằng giả định không thực tế của lý thuyết trường hoàn hảo và không có sự tác động M&M, lập luận cho rằng các quyết định đầu bởi các chính sách thuế thì cơ cấu vốn tư và tài trợ của doanh nghiệp dựa trên bất không có tác động đến giá trị doanh nghiệp đối xứng thông tin. và chi phí sử dụng vốn cao. Đến năm 1963, Lý thuyết trật tự phân hạng giải thích Modigliani và Miller tiếp tục nghiên cứu lý do quyết định cấu trúc vốn không dựa cấu trúc vốn trong điều kiện có sự tác động trên tỷ số nợ tối ưu mà dựa trên một trật tự của chính sách thuế thì kết quả nghiên cứu phân hạng thị trường và có xu hướng ưu tiên cho thấy giá trị của doanh nghiệp tăng khi trong quyết định tài trợ trên cơ sở thông tin công ty sử dụng thuế làm lá chắn cho chi phí bất cân xứng đề xuất thứ tự ưu tiên trong tài lãi vay và chi phí sử dụng vốn cũng thấp trợ như nguồn vốn nội bộ từ lợi nhuận giữ hơn. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu này sau lại để tái đầu tư, nợ và phát hành cổ phiếu đó được Kraus & Litzenberger (1973) lập mới nếu cần thiết. Do vậy, tỷ lệ nợ của luận cơ sở giả thuyết đưa ra không thực tế doanh nghiệp sẽ phụ thuộc vào mức độ bất do chi phí kiệt quệ tài chính không được tính cân xứng thông tin và phụ thuộc khả năng trong hoạt động vay nợ và không khuyết tự tài trợ của chính doanh nghiệp và rào cản khích doanh nghiệp sử dụng nợ để tiết kiệm mà doanh nghiệp gặp phải khi phải đối mặt thuế. với nhiều nguồn vốn khác nhau. Do các nhà Kraus & Litzenberger (1973) cho rằng quản trị doanh nghiệp hiểu rõ tình hình sản cấu trúc vốn phản ánh sự cân bằng giữa lợi xuất kinh doanh của doanh nghiệp cũng như ích chi phí kiệt quệ (Financial Distress Cost) khả năng sinh lời các dự án đầu tư trong bao gồm các chi phí trả cho luật sư giải tương lai hơn các cổ đông, các nhà đầu tư quyết phá sản, chi phí trả cho kế toán và bên ngoài. Nếu các dự án có triển vọng, đem nhân viên công ty trong quá trình chờ phá lại lợi nhuận cao thì sẽ sử dụng nguồn tài trợ sản, chi phí do mất khách hàng và nhà cung từ lợi nhuận giữ lại. Tuy nhiên, nếu nguồn cấp hay chi phí đại diện,... Theo quan điểm tài trợ từ lợi nhuận giữ lại không đủ thì của lý thuyết cân bằng, tỷ lệ nợ và vốn chủ nguồn vốn vay với lãi suất cố định thấp hơn sở hữu phản ánh sự cân bằng giữa lợi ích về tỷ suất sinh lời của dự án sẽ được lựa chọn thuế của nợ vay và chi phí kiệt quệ tài chính. vì không phải chia lợi tức cho cổ đông. Việc Lý thuyết này sau đó được Jensen & lựa chọn nguồn tài trợ từ cổ phần khi cổ Mecking (1976), Myers & Majluf (1984) và phiếu của công ty được định giá cao hơn so Jensen (1986) tiếp tục nghiên cứu. với giá trị thực trên thị trường. Mặt khác, chi phí giao dịch và chi phí đại diện giải thích 14
  4. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 vì sao các công ty thích nguồn tài trợ nội bộ trưởng tác động tiêu cực đến cấu trúc vốn. hơn nguồn bên ngoài (Myers, 1984). Trong các nghiên cứu thực nghiệm về 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm tác động của cấu trúc vốn đến hiệu quả Nghiên cứu thực nghiệm về cấu trúc doanh nghiệp, đã hình thành các quan điểm vốn bằng phương pháp hồi quy trên dữ liệu khác nhau, cụ thể: bảng được nghiên cứu rất nhiều trên dữ liệu (1) Cấu trúc vốn có tác động tích cực bảng như Pooled OLS, FEM, REM, đến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp GMM..., tuy nhiên có rất ít công trình San và Heng (2012), nghiên cứu mối nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy quan hệ giữa cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt phân vị. động của 49 công ty xây dựng được niêm Choi & ctg (2014), nghiên cứu cấu yết sàn chứng khoán Bursa ở Malaysia trong trúc vốn của 43 doanh nghiệp xây dựng ở giai đoạn trước và sau khủng hoảng tài Hàn Quốc trong giai đoạn từ 2000 đến 2010 chính từ năm 2005 đến 2008. Kết quả cho bằng phương pháp hồi quy phân vị. Kết quả thấy có mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và phân tích ở các phân vị từ 0.1 đến 0.9 cho hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Bên thấy yếu tố quy mô, lợi nhuận, cơ hội tăng cạnh đó, nghiên cứu của Trần Hùng Sơn & trưởng, tài sản hữu hình, tính thanh khoản Trần Viết Hoàng (2008), Nour (2012), có tác động tích cực đến cấu trúc vốn, ngoài Mitani (2014), cũng cho kết quả tương tự. ra yếu tố lá chắn thuế phi nợ tác động tiêu (2) Cấu trúc vốn có tác động tiêu cực cực đến cấu trúc vốn. đến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Tiwari (2015) nghiên cứu các yếu tố Khan (2012), nghiên cứu 36 công ty ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của 298 doanh trong lĩnh vực kỹ thuật niêm yết trên sàn nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Ấn chứng khoán Karachi Stock Exchange Độ trong giai đoạn từ năm 2002 đến năm (KSE) của Pakistan trong giai đoạn 2003 2009. Nghiên cứu sử dụng hồi quy phân vị đến 2009 bằng phương pháp hồi quy Pooled phân tích ở bốn phân vị 0.25; 0.5; 0.75; 0.95 OLS. Kết quả nghiên cứu cho thấy cấu trúc trên các biến quy mô, cơ cấu tài sản, tấm vốn và cơ cấu tài sản có tác động tiêu cực chắn thuế phi nợ, lợi nhuận tác động đến cấu đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. trúc vốn. Kết quả nghiên cứu cho thấy ở Quan điểm này được ủng hộ bởi những phân vị 0.25 (phân vị thấp), yếu tố Chinaemerem & Anthony (2012), Ahmad quy mô doanh nghiệp, cơ cấu tài sản tác & ctg (2012), Tsuji (2013), Hasan & ctg động tích cực đến cấu trúc vốn, còn yếu tố (2014), Le (2015). tấm chắn thuế phi nợ, lợi nhuận tác động (3) Cấu trúc vốn không liên quan đến tiêu cực đến cấu trúc vốn. Ở những phân vị hiệu quả hoạt động doanh nghiệp cao 0.75 đến 0.95 (phân vị cao), yếu tố quy Saeedi & Mahmoodi (2011) nghiên mô, lợi nhuận tác động tích cực đến cấu trúc cứu 320 công ty niêm yết trên thị trường vốn, còn biến cơ cấu tài sản, tốc độ tăng chứng khoán Tehra Stock Exchange (TSE) 15
  5. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 của Iran trong giai đoạn 2002 đến 2009 bằng nghiệp niêm yết thuộc lĩnh vực xây dựng, phương pháp hồi quy Pooled OLS. Kết quả kỹ thuật, các lĩnh vực khác nói chung, riêng nghiên cứu cho thấy cấu trúc vốn có tương lĩnh vực kinh doanh bất động sản không quan nghịch chiều với ROA, nhưng không nhiều. Tại Việt Nam, hầu như không có có ý nghĩa thống kê với ROE. Nghiên cứu hoặc có rất ít công trình nghiên cứu sử dụng đưa ra bằng chứng không có mối quan hệ hồi quy phân vị để phân tích tác động của giữa cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động của cấu trúc vốn đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Nghiên cứu này phù hợp với doanh nghiệp, đặc biệt là các doanh nghiệp nghiên cứu của Phillips & Sipahioglu hoạt động kinh doanh bất động sản. Từ (2004), Ebaid (2009). khoảng trống nghiên cứu này, tác giả sử Bên cạnh đó, có rất nhiều nghiên cứu dụng phương pháp hồi quy phân vị để phân đo lường hiệu quả hoạt động doanh nghiệp tích tác động của cấu trúc vốn đến hiệu quả dựa trên chỉ số ROA và ROE (Phillips & hoạt động của các doanh nghiệp kinh doanh Sipahioglu, 2004; Abor, 2005; Ebaid, 2009; bất động sản niêm yết trên sàn chứng khoán Saeedi & Mahmoodi, 2011), sử dụng chỉ số thành phố Hồ Chí Minh. ROI (Asheghian, 2012) và Tobin’s Q 3. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu (Zetun & Tian, 2007). Ngoài ra, sử dụng kết 3.1 Mô tả dữ liệu hợp các chỉ tiêu ROA, ROE, EPS và Dữ liệu nghiên cứu của nghiên cứu Tobin’s Q để đo lường hiệu quả doanh này gồm 47 doanh nghiệp kinh doanh bất nghiệp (Hasan & ctg, 2014). Tuy nhiên, động sản niêm yết trên sàn chứng khoán trong nghiên cứu này tác giả dựa trên nghiên thành phố Hồ Chí Minh được trích xuất từ cứu của Chinaemerem & Anthony (2012); các báo cáo tài chính từ năm 2008 đến 2015 Khan (2012); Le (2015) và chọn chỉ tiêu (47 x 8 = 376 quan sát). Nguồn dữ liệu này ROE dùng để đo lường hiệu hoạt động của được thu thập từ Công ty cổ phần chứng các doanh nghiệp kinh doanh bất động sản khoán VNDIRECT. niêm yết trên sàn chứng khoán thành phố Trong bài nghiên cứu này, tác giả sử Hồ Chí Minh. dụng ROE (suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu Qua quá trình lược khảo các công trình bình quân) để đo lường hiệu quả hoạt động nghiên cứu trước đây, tác giả nhận thấy hầu của doanh nghiệp. hết các nghiên cứu tác động cấu trúc vốn Tỷ số nợ trên tổng tài sản (TDA) đo đến hiệu quả doanh nghiệp sử dụng phương lường cấu trúc vốn của doanh nghiệp. Tỷ số pháp hồi quy bội trên dữ liệu bảng như này cho biết khả năng tự chủ của doanh Pooled OLS, FEM, REM, GMM,... và rất ít nghiệp bằng việc xem xét doanh nghiệp sử sử dụng phương pháp hồi quy phân vị để dụng bao nhiêu phần trăm tài sản là từ đi phân tích và chủ yếu tập trung ở các doanh vay. 16
  6. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 Bảng 1: Mô tả các biến và đo lường các biến Ký hiệu Biến Đo lường Nghiên cứu trước Biến phụ thuộc ROE Suất sinh lời Lợi nhuận sau Chinaemerem & Anthony trên vốn chủ sở thuế/vốn chủ sở hữu (2012); Khan (2012); Le (2015). hữu bình quân bình quân Biến độc lập TDA Tỷ số nợ trên Tổng nợ/Tổng tài Trần Hùng Sơn & Trần Viết tổng tài sản sản Hoàng (2008); Chinaemerem & Anthony (2012); Khan (2012); Le (2015). Biến quan sát SIZE Quy mô doanh Log(Tổng tài sản) Chinaemerem & Anthony nghiệp (2012); Choi & ctg (2014); Le (2015); Tiwari (2015) TANG Cơ cấu tài sản Tài sản cố định hữu San & Heng (2012); Choi & ctg hình/Tổng tài sản (2014); Tiwari (2015) GROW Cơ hội tăng (Tổng tài sảni,t - Ahmad & ctg (2012), Tsuji trưởng Tổng tài sảni,t-1)/ (2013), Hasan & ctg (2014), Tổng tài sảni,t-1 Choi & ctg (2014) LIQV Khả năng Tài sản ngắn hạn/Nợ Ahmad & ctg (2012), Tsuji thanh toán ngắn hạn (2013), Hasan &ctg (2014), Le ngắn hạn (2015) TAX Thuế thu nhập Thuế thu nhập Phillips & Sipahioglu (2004); doanh nghiệp doanh nghiệp/Lợi Chinaemerem & Anthony (2012) nhuận trước thuế RISK Rủi ro kinh %EBIT/%Tổng tài Phillips & Sipahioglu (2004); doanh sản Chinaemerem & Anthony (2012); Le (2015) Nguồn: Tác giả tổng hợp Các biến quan sát gồm Quy mô doanh số; i=1,2,...N (N là số lượng doanh nghiệp); nghiệp (SIZE), Cơ cấu tài sản (TANG), Cơ t = 1,2,...T (T là thời gian quan sát). hội tăng trưởng (GROW), Khả năng thanh Trong bài nghiên cứu này, các kỹ thuật toán ngắn hạn (LIQV), Thuế thu nhập hồi quy Pooled OLS trên dữ liệu bảng và doanh nghiệp (TAX), Rủi ro trong kinh phương pháp hồi quy phân vị (Quantile doanh (RISK). Cách đo lường các biến regression). Phương pháp hồi quy phân vị trong mô hình được thể hiện trong bảng 1. có ưu điểm nổi trội là đánh giá tác động của 3.2 Phương pháp nghiên cứu từng biến độc lập đến toàn bộ hàm phân Mô hình hồi quy bội có dạng như sau: phối của biến phụ thuộc và hạn chế tối đa ROEit = β0 + βiXit + uit (1) tác động của các quan sát bất thường (Hao Trong đó: ROEit là biến phụ thuộc; Xit & Naiman, 2007). Theo Koenker & Bassett là biến độc lập; β là vec-tơ tham số; uit là sai (1978) cho rằng với kỹ thuật phân tích dữ 17
  7. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 liệu dạng bảng bằng phương pháp Pooled tìm được bằng cách chọn tham số hồi quy OLS sẽ ước lượng hàm hồi quy mẫu để xác 1 phân vị sao cho hàm mục tiêu ∑𝑛𝑖−1 [(𝜏 − 𝑛 định tổng bình phương các sai số là nhỏ nhất 1 1 + 𝑠𝑔𝑛(𝑅𝑂𝐸𝑖 − 𝑋𝑖′ 𝛽𝜏 ) . (𝑅𝑂𝐸𝑖 − 𝑋𝑖′ )𝛽𝜏 ] và thu được hàm hồi quy với giá trị trung 2 2 bình của biến phụ thuộc, còn đối với là nhỏ nhất. Khi đó, ước lượng ̂ 𝛽𝜏 = phương pháp hồi quy phân vị thì sẽ ước 1 𝑎𝑟𝑔𝑚𝑖𝑛 ∑𝑛𝑖−1 [(𝜏 − + 𝑠𝑔𝑛(𝑅𝑂𝐸𝑖 − 1 2 2 lượng tham số hồi quy trên từng phân vị của 𝑋𝑖′ 𝛽𝜏 ) . (𝑅𝑂𝐸𝑖 − 𝑋𝑖′ )𝛽𝜏 ] biến phụ thuộc để sao cho tổng chênh lệch tuyệt đối của của hàm hồi quy phân vị τ của 4. Kết quả và thảo luận nghiên cứu biến phụ thuộc là nhỏ nhất và có thể xem xét Phân tích thống kê mô tả nhằm cung chi tiết tác động của các yếu tố đến cấu trúc cấp những thông tin khái quát về bộ số liệu nghiên cứu. Kết quả thống kê ở Bảng 2 cho vốn trên từng phân vị khác nhau τ ∈(0,1). biết các biến nghiên cứu được thu thập trong Tuy nhiên, trong nghiên cứu này sẽ phân khoảng thời gian 8 năm từ năm 2008 đến tích các tác động cấu trúc vốn đến hiệu quả năm 2015 xác định được giá trị trung bình, được lựa chọn trên các phân vị 0.1; 0.2; 0,3; độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất và giá trị lớn 0.4; 0.5; 0.6; 0.7; 0.8 và 0.9. nhất cùng với kết quả kiểm định phân phối Mô hình hồi quy phân vị như sau: chuẩn (Skewness và Kurtosis) của cấu trúc Qτ(ROEit|Xit) = β0 + βτXit + uit với vốn theo từng yếu tố gồm TDA, SIZE, Qτ(uit |Xit) = 0 (2) TANG, GROW, LIQV, TAX, RISK. Giá trị ước lượng các hệ số hồi quy βτ Bảng 2: Thống kê mô tả Các yếu tố TDA SIZE TANG GROW LIQV TAX RISK Trung bình 0.552 14.057 0.442 0.257 2.367 0.221 0.053 Nhỏ nhất 0.112 9.790 0.017 -0.993 0.327 -1.040 -0.120 Lớn nhất 0.926 18.796 0.906 12.119 23.211 4.333 0.611 Độ lệch chuẩn 0.185 1.316 0.212 1.097 2.225 0.285 0.071 Skewness -0.269 0.504 0.055 6.398 4.491 8.199 2.340 Kurtosis 2.331 3.634 2.143 56.249 32.196 120.438 14.469 Số quan sát 376 376 376 376 376 376 376 VIF* 1.31 1.17 1.12 1.11 1.06 1.04 1.02 VIF*: Variance Inflation Factor Nguồn: Truy xuất từ phần mềm Stata 13.0 Kết quả kiểm tra hiện tượng đa cộng Kết quả phân tích hệ số tương quan tuyến giữa các biến đều có giá trị nhỏ hơn Pearson trong Bảng 3 cho thấy các biến Quy 10, như vậy không có xảy ra hiện tượng đa mô doanh nghiệp, Cơ cấu tài sản, Cơ hội cộng tuyến giữa các biến. tăng trưởng và Thuế thu nhập doanh nghiệp 18
  8. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 có tương quan âm, trong khi đó biến Tính các hệ số tương quan giữa các độc lập nhỏ thanh khoản và Rủi ro trong kinh doanh có hơn 0.8 nên có thể loại trừ khả năng đa cộng tương quan dương với hiệu quả hoạt động tuyến giữa các biến. doanh nghiệp. Ngoài ra, độ lớn của tất cả Bảng 3: Ma trận tương quan giữa các biến ROE TDA SIZE TANG GROW LIQV TAX RISK ROE 1.000 TDA 0.049 1.000 SIZE -0.159 0.180 1.000 TANG -0.100 0.161 -0.096 1.000 GROW 0.003 -0.049 0.158-0.094 1.000 LIQV 0.061 -0.371 -0.102-0.007 -0.040 1.000 TAX -0.062 -0.005 -0.116 0.051 -0.003 0.066 1.000 RISK 0.814 -0.286 -0.160-0.124 0.038 0.097 -0.025 1.000 Nguồn: truy suất từ phần mềm Stata 13.0 Kết quả hồi quy của mô hình (1) và mô vị 0.1; 0.2; 0.3; 0.4; 0.5; 0.6; 0.7; 0.8; 0.9 hình (2) được thể hiện trong Bảng 4. Kết cũng được thể hiện trong Bảng 4. quả kiểm định F-test và Breusch-Pagan Cấu trúc vốn (TDA) tác động tích cực trong bảng 4 cho thấy mô hình Pooled OLS đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp phù hợp với mẫu số liệu thu thập được. Kết với mức ý nghĩa thống kê 1% trên tất cả các quả cho thấy mức độ và chiều hướng của phân vị thể hiện ở Hình 1. Trong điều kiện các yếu tố như Quy mô doanh nghiệp, Cơ các yếu tố khác không đổi, khi doanh nghiệp cấu tài sản, Cơ hội tăng trưởng, Tính thanh tăng cường sử dụng nợ dẫn đến hiệu quả khoản, Thuế thu nhập doanh nghiệp và Rủi hoạt động có xu hướng tăng nhờ lá chắn ro tác động đến hiệu quả hoạt động của các thuế từ nợ vay, kết quả này phù hợp với lý doanh nghiệp kinh doanh bất động sản. thuyết TOT, Trần Hùng Sơn & Trần Viết Ngoài ra, để thấy rõ hơn tác động của các Hoàng (2008), Nour (2012), San & Heng yếu tố này trên từng phân vị của biến hiệu (2012), Mitani (2014). quả hoạt động, kết quả hồi quy trên các phân Hình 1: Hệ số hồi quy biến TDA Hình 2: Hệ số hồi quy biến SIZE trên các phân vị trên các phân vị 19
  9. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 Về Cơ cấu tài sản (TANG), hệ số hồi quy thể hiện ở Bảng 4 đều mang dấu âm Hình 3: Hệ số hồi quy biến TANG Hình 4: Hệ số hồi quy biến GROW trên các phân vị trên các phân vị Về Quy mô của doanh nghiệp, hệ số hồi quy bởi vì các tài sản đa phần là bất động sản của yếu tố SIZE đều mang dấu âm và có ý được hình thành trong tương lai, khi thị nghĩa thống kê ở các phân vị 0.4; 0.5; 0.6; trường đóng băng thì lượng hàng tồn kho 0.7; 0.8; 0.9, ngoại trừ mang dấu dương và này không được giải phóng, vì vậy sẽ tác không có ý nghĩa thống kê ở phân vị 0.1. động không nhỏ hiệu quả hoạt động của Hình 2 biểu diễn hệ số hồi quy của yếu tố doanh nghiệp và phù hợp với nghiên cứu SIZE trên các phân vị. Xu hướng hình gấp của Choi & ctg (2014). khúc cho thấy ở những phân vị từ 0.4 đến Về Tốc độ tăng trưởng (GROW), hệ số 0.9 thì yếu tố SIZE tác động mạnh nhất đến của yếu tố GROW không có ý nghĩa thống hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, ở kê trên kết quả hồi quy Pooled OLS và hồi phân vị càng thấp 0.1 thì yếu tố SIZE có xu quy phân vị ở các phân vị, nhưng lại có ý hướng tác động giảm dần về giá trị 0. Kết nghĩa ở phân vị 0.3 và mang dấu dương thể quả hàm ý các doanh nghiệp có quy mô hiện ở Hình 4 càng lớn sẽ vay mượn nợ nhiều và tác động Về Khả năng thanh toán ngắn hạn tiêu cực đến hiệu quả hoạt động của doanh (LIQV), Hình 5 cho thấy yếu tố này tác nghiệp. Điều này, phù hợp với lý thuyết động tích cực đến hiệu quả hoạt động của POT, Tiwari (2015), doanh nghiệp và hệ số hồi quy đều mang cho thấy tồn tại mối quan hệ tiêu cực giữa dấu dương ở tất cả các phân vị từ 0.1 đến cấu trúc vốn với hiệu quả hoạt động ở các 0.9, tuy nhiên chỉ ở phân vị cao từ 0.6 đến phân vị từ 0.2 đến 0.9 và có mức ý nghĩa ở 0,9 có ý nghĩa thống kê. Điều này có nghĩa những phân vị cao từ 0.6 đến 0.9 thể hiện ở là các doanh nghiệp có nhiều tài sản có tính Hình 3. Kết quả hàm ý rằng, các doanh thanh khoản cao thì khi phát sinh nhu cầu nghiệp kinh doanh bất động sản có cơ cấu vốn sẽ ưu tiên sử dụng nguồn vốn nội bộ tài sản càng lớn trong điều kiện suy thoái thì hơn là nguồn vốn bên ngoài. Do bởi việc sử sẽ tác động tiêu cực đến hiệu quả hoạt động dụng vốn bên ngoài sẽ làm gia tăng chi phí 20
  10. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 Bảng 4: Kết quả hồi quy phân vị Các yếu Pooled Hồi quy phân vị tố OLS q10 q20 q30 q40 q50 q60 q70 q80 q90 0.270*** 0.137*** 0.151*** 0.176*** 0.183*** 0.220*** 0.244*** 0.274*** 0.320*** 0.352*** TDA [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] -0.0092*** 0.0005 -0.0028 -0.0038 -0.0041* -0.0056** -0.00772** -0.0106*** -0.0137*** -0.0127*** SIZE [0.001] [0.810] [0.133] [0.052] [0.035] [0.009] [0.004] [0.001] [0.001] [0.001] -0.0329* 0.0113 -0.00112 -0.00644 -0.00562 -0.0238 -0.0423* -0.0655*** -0.0711** -0.0718* TANG [0.048] [0.261] [0.884] [0.354] [0.567] [0.135] [0.028] [0.000] [0.003] [0.025] 0.0039 0.0028 0.00224 0.00202* 0.00206 0.00161 0.00124 0.00081 0.0010 0.0029 GROW [0.221] [0.303] [0.488] [0.029] [0.088] [0.255] [0.554] [0.738] [0.840] [0.680] 0.0064*** 0.0016 0.0013 0.0009 0.0006 0.0016 0.0069* 0.0086*** 0.0102*** 0.00762* LIQV [0.000] [0.310] [0.234] [0.390] [0.693] [0.565] [0.044] [0.000] [0.000] [0.021] -0.0245* -0.0352* -0.0515** -0.0528* -0.0510* -0.0459 -0.0373 -0.0347 -0.0236 -0.0211 TAX [0.044] [0.017] [0.007] [0.014] [0.019] [0.097] [0.239] [0.309] [0.492] [0.483] 1.703*** 1.451*** 1.463*** 1.556*** 1.560*** 1.588*** 1.571*** 1.615*** 1.574*** 1.723*** RISK [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] Hệ số 0.0108 -0.0931* -0.0325 -0.0225 -0.0148 0.00064 0.0236 0.0649 0.0986 0.0983 chặn [0.794] [0.012] [0.222] [0.456] [0.617] [0.984] [0.559] [0.195] [0.095] [0.092] N 376 376 376 376 376 376 376 376 376 376 F-test 174.97 Bruesch – 11.56 Pagan R-Squares 0.769 Pseudo R- 0.440 0.506 0.546 0.563 0.567 0.569 0.574 0.593 0.623 Square *,**,*** có các mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 10%, 5% và 1%; [ ] là giá trị p-value Nguồn: Tác giả tính toán 21
  11. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 sử dụng vốn, do vậy việc các doanh nghiệp Về thuế thu nhập doanh nghiệp dự trữ nhiều tài sản có tính thanh khoản cao (TAX), hệ số hồi quy của yếu tố TAX có ý thì khả năng sinh lời sẽ thấp. Kết quả nghiên nghĩa trên hồi quy Pooled OLS, và có ý cứu này phù hợp với lý thuyết TOT, Choi và nghĩa trên hồi quy phân vị ở tất các phân vị cộng sự (2014), Tiwari (2015). từ 0.1 đến Hình 5: Hệ số hồi quy biến LIQV Hình 6: Hệ số hồi quy biến TAX trên các phân vị trên các phân vị 0.9 và mang dấu âm. Dấu âm của yếu tố thuế của doanh nghiệp kém, phù hợp với lý cho thấy thuế thu nhập doanh nghiệp tác thuyết POT. Hình 6 cho thấy việc gia tăng động tiêu cực đến hiệu quả hoạt động của nghĩa vụ nộp thuế thu nhập doanh nghiệp sẽ doanh nghiệp nhất là thời kỳ khủng hoảng tác động không nhỏ đến hiệu quả hoạt động kinh tế, các doanh nghiệp phải đóng thuế của doanh nghiệp kinh doanh bất động sản. cho nhà nước mặc dù hiệu quả hoạt động Hình 7: Hệ số hồi quy biến RISK trên các phân vị Về Rủi ro trong kinh doanh (RISK), hệ trong kinh doanh tác động tích cực đến hiệu số của yếu tố RISK có ý nghĩa thống kê trên quả hoạt động của doanh nghiệp ở tất cả kết quả hồi quy Pooled OLS và hồi quy phân vị. Điều này có nghĩa là do đặc thù của phân vị ở các phân vị từ 0.1 đến 0.9, và ngành kinh doanh bất động sản, cần lượng mang dấu dương. Hình 7 cho thấy rủi ro vốn lớn và nhiều chính sách của Nhà nước 22
  12. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 thường xuyên thay đổi, chính vì vậy phải giới hạn. Tuy nhiên, hạn chế của đề tài là sẽ đối mặt với nhiều rủi ro và dễ dẫn đến nguy là cơ hội cho những nghiên cứu tiếp theo. cơ phá sản. Rủi ro kinh doanh càng cao thì Từ kết quả phân tích trên, tác giả đề nguy cơ phá sản càng lớn và dẫn đến chi phí xuất một số khuyến nghị cho các doanh phá sản càng gia tăng khi sử dụng nợ vay nghiệp kinh doanh bất động sản niêm yết nhiều. Kết quả nghiên cứu phù hợp với lý trên sản chứng khoán thành phố Hồ Chí thuyết TOT, và Tiwari (2015). Minh. 5. Kết luận và khuyến nghị giải pháp Thứ nhất, kết quả nghiên cứu cho thấy Bài nghiên cứu kiểm định mô hình cấu trúc vốn tác động tích cực đến hiệu quả Pooled OLS trên số liệu 47 doanh nghiệp hoạt động của doanh nghiệp. Tuy nhiên, kinh doanh bất động sản niêm yết trên sàn doanh nghiệp kinh doanh bất động sản trong giao dịch chứng thành phố Hồ Chí Minh để thời kỳ suy thoái kinh tế không nên vay nợ nghiên cứu các tác động cấu trúc vốn đến bằng mọi giá mà không chú ý hiệu quả sinh hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Bên lời từ các dự án đầu tư. Trong điều kiện khó cạnh đó sử dụng hồi quy phân vị (Quantile khăn của thị trường, doanh nghiệp cần phải Regression) để xem xét mức độ tác động thận trọng, chọn lựa những dự án có mức của cấu trúc vốn trên từng phân vị khác nhau sinh lời cao, tận dụng nguồn vốn nội bộ để đến hiệu quả hoạt động của các doanh tránh gia tăng áp lực trả nợ bên ngoài. nghiệp kinh doanh bất động sản niêm yết Thứ hai, đối với các doanh nghiệp phải trên sản chứng khoán thành phố Hồ Chí đối mặt với khoản nợ rất thấp, các nhà quản Minh trên từng phân vị khác nhau thì khác lý dường như không quan tâm đến rủi ro nhau. kinh doanh và khả năng thanh khoản. Tuy Kết quả nghiên cứu cho thấy những nhiên, tầm quan trọng quy mô doanh nghiệp doanh nghiệp có sự gia tăng nợ trong cấu có xu hướng giảm khi ở trong trạng thái nợ trúc vốn sẽ làm suy giảm ROE nhiều hơn ở cao nhất. Cơ cấu tài sản cũng góp phần gia phân vị thấp và ngược lại sử dụng nợ giảm tăng khả năng vay nợ của các doanh nghiệp trong cấu trúc vốn sẽ làm suy giảm ROE ít khi các doanh nghiệp được hưởng lợi cao. hơn đối với những doanh nghiệp có ROE ở Do đó, các doanh nghiệp Việt Nam nên chú phân vị cao. Bên cạnh đó, ở những phân vị ý đặc biệt khi họ sử dụng khối lượng nợ khác nhau việc gia tăng sử dụng nợ, đầu tư tuyệt đối vì một số yếu tố (quy mô và cơ cấu tài sản cố định và thuế thu nhập doanh tài sản hữu hình) có thể không giữ được tầm nghiệp phải nộp làm giảm hiệu quả hoạt quan trọng của nó trong việc đảm bảo khả động của doanh nghiệp. năng nợ cao. Hạn chế của bài nghiên cứu chưa xem Thứ ba, đối với những doanh nghiệp xét các yếu tố vĩ mô có tác động đến hiệu có tốc độ tăng trưởng ở những phân vị càng quả hoạt động của doanh nghiệp cũng như cao thì phải quan tâm đến việc sử dụng nợ, phạm vi nghiên cứu và mẫu nghiên cứu còn cơ cấu tại danh mục đầu tư vào tài sản cố 23
  13. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 định, tăng cường khai thác tốt các tài sản dụng tại doanh nghiệp, cơ cấu lại tài sản cho hiện có, kiểm soát thuế thu nhập doanh hợp lý, tăng tính thanh khoản cho tài sản nghiệp phải nộp, kiểm soát chi phí và khả ngắn hạn, đặc biệt quan tâm đến tài sản có năng thanh toán nợ ngắn hạn. Đối với những khả năng chuyển hóa bằng tiền mặt để tạo doanh nghiệp ở những phân vị thấp phải tính thanh khoản khi có nguy cơ, rủi ro cao thường xuyên kiểm soát tình hình nợ sử do sử dụng nợ quá nhiều. Tài liệu tham khảo Abor, J. (2005). The effect of capital structure on profitability: An empirical analysis of listed firms in Ghana. Journal of Risk Finance, 6(5), 438–447. Ahmadimousaabad, A., Anuar M. Ahmad, Soflan S. and Jahanzeb A. (2013). Capital Structure Decisions and Determinants: An Empirical Study in Iran. Journal of Applied and Basic Sciences, 5 (7), 891-896. Ahmad, Z., Abdullah, N. M. H., & Roslan,S. (2012). Capital Structure Effect on firms perfprmance: Focusing on Consumers and Industrials sectors on Malaysian Firms. International Review of Business Research papers, 8(5),137-155. Asheghian Parviz (2012). The Comparative Financial Managerial Performance of US Firms and Chinese Firms. Journal of Finance and Investment Analysis, 1(2), 119-135. Choi Jae-Kyu, Yoo Seung-Kyu, Kim Ju-Hyung and Kim Jae-Jun. (2014). Capital Structure Determinants among Contruction Companies in South Korea: A Quantile Regression Approach. Journal of Asian Architecture and Building Engineering, 1, 93 – 100. Chinaemerem, C.O. and Anthony, O. (2012). Impact of capital structure on the financial performance of Nigerian firm. Arabian Journal of Business and Management, 1(12), 43-61. Ebaid, I. E. S. (2009). The impact of capital-structure choice on firm performance: Empirical evidence from Egypt. Journal of Risk Finance, 10(5), 477–487. IMF (2009). IMF Country Report, No. 10/281. http://www.imf.org/external/pubs/ft/scr/2010/cr10281.pdf. Truy cập ngày 16/7/2011) Jensen, M.C, Meckling W.H. (1976), Theory of the Firm: managerial behavior, agency cost and ownership structure, Journal of Financial Economics, 3, 305-360. Khan, A.G. (2012). The relationship of capital structure decisions with firm performance: A study of the engineering sector of Pakistan. International Joural of Accounting and Financial, 2(1), 235-262. Kraus, A. and Lizenberger R.H. (1973), A State Prefernce Model of optimal Financial Leveverage, Journal of Financial, 33, 911-922. Koenker, R. and Bassett,J.R. (1978). Regression quantile. Econometrica (pre-1986), 46(1), 33. Le, T.P.V. (2015). Owership Structure, Capital Struture and Firm Performance: A Study of Vietnamese Listed Firms. Doctoral dissertation, University of Western Sydney. Hao, L and Naiman, D.Q. (2007). Quantile regression. Sage Publications, Inc. Hasan & ctg (2014), Influence of Capital Structure on Firm Performance: Evidence from Bangladesh, International Journal of Business and Management; Vol. 9, No. 5; 2014. pp.184-194 Modigliani, F. and Miller M.H. (1958). The cost of capital corporation finance, and the theory of investment. American Economic Review, 48, 261-297. Myers, S.C. (1984). The Capital Structure Puzzle. Journal of Finance, 39(3), 575–592. Myers, S.C. and Majluf N. (1984). Corporate Financing and investment decisions when 24
  14. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 44, 04/2018 firms have information thar investors do not have. The Journal of Finance Econmics, 13, 187-221. Nour, A. (2012). Capital structure and firm performance: Evidence from Palestine Stock exchange. Journal of money, Investment and Banking, 23, 109-117 Phillips, P. And Sipahioglu, M. (2004). Performance implications of capital structure: Evidence from quoted UK organizations with hotel interests. The Service Industies Journal, 24(5), 31-51. Saeedi, A., & Mahmoodi, I. (2011). Capital Structure and firm performance: Evidence from Iranian companies. International Research Journal of Finance and Economics, 70, 20–29. San, O. T. & Heng, T. B. (2011). Capital Structure and Corporate Performance of Malaysian Construction Sector. International Journal of Humanities and Social Science, 1(2): 28-36. Tiwari, A.K. (2015). Determinants of capital structure: A quantile regression analysis. Studies in Business and Economics, 10, 16-34. Tsuji, C. 2013, Corporate Profitability and Capital Structure: The Case of the MachineryIndustry Firms of the Tokyo Stock Exchange, International Journal of BusinessAdministration, 4(3), 14-21. Trần Hùng Sơn và Trần Viết Hoàng (2008). Cơ cấu vốn và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp của các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh. Tạp chí kinh tế phát triển, 218, 36- 41. Zeitun, R., & Tian, G. G. (2007). Capital structure and corporate performance: Evidence from Jordan. The Australasian Accounting Business and Finance Journal, 1(4), 40–61. Trần Hùng Sơn và Trần Viết Hoàng (2008). Cơ cấu vốn và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp của các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh. Tạp chí kinh tế phát triển, 218, 36- 41. 25