Hoàng Ngọc Ẩn

Công ty Cổ phần Siam Brothers Việt Nam

TS. Trần Ngọc Tú

Giảng viên Khoa Quản trị kinh doanh - Trường Đại học Sài Gòn

Tóm tắt

Thông qua dữ liệu nghiên cứu gồm 496 quan sát (62 công ty, dữ liệu trong 8 năm), nghiên cứu được thực hiện nhằm xem xét sự tác động của cấu trúc vốn đến giá trị doanh nghiệp sản xuất niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh (HOSE). Kết quả nghiên cứu đã chỉ ra, 3 yếu tố đo lường Cấu trúc vốn gồm: (1) Tỷ lệ nợ trên tổng tài sản; (2) Tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản và (3) Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản đều có ảnh hưởng đến Giá trị của doanh nghiệp. Trong đó, Tỷ lệ nợ trên tổng tài sản và Tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản có tác động tích cực đến Giá trị doanh nghiệp, trong khi đó, Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản có tác động tiêu cực đến Giá trị doanh nghiệp.

Từ khóa: cấu trúc vốn, giá trị doanh nghiệp, Sở Giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh

Summary

This study examines the impact of capital structure on the value of manufacturing enterprises listed on the Ho Chi Minh City Stock Exchange through research data from 496 observations (the data are from 62 companies in 8 years). Research results show that there are three factors measuring capital structure including (1) The ratio of debt to total assets; (2) The ratio of short-term debt to total assets and (3) The ratio of long-term debt to total assets both affect the Value of the business. In particular, The ratio of debt to total assets and The ratio of short-term debt to total assets have a positive impact on corporate value. In contrast, The ratio of long-term debt to total assets has a negative impact on Enterprise value.

Keywords: capital structure, enterprise value, Ho Chi Minh City Stock Exchange.

ABSTRACT

The research was conducted to examine the impact of capital structure on the value of listed production companies on the Ho Chi Minh City Stock Exchange. The sample size consisted of 496 observations (62 companies, data spanning 8 years). In addition, regression methods employed included ordinary least squares (OLS), fixed effects model (FEM), and random effects model (REM). In case any of the selected models violated assumptions, the author applied the generalized least squares (GLS) method to address the shortcomings. Furthermore, if endogeneity was present in the model, the author utilized the generalized method of moments (GMM) to tackle this issue. The research findings revealed that capital structure was represented by three factors: (1) Debt ratio to total assets, (2) Short-term debt ratio to total assets, and (3) Long-term debt ratio to total assets. Moreover, all three factors had an impact on the firm's value.

Keywords: Capital structure, Firm value, Ho Chi Minh City Stock Exchange

ĐẶT VẤN ĐỀ

Mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và giá trị doanh nghiệp là một chủ đề quan trọng trong lĩnh vực tài chính doanh nghiệp và đã thu hút sự quan tâm của nhiều nhà nghiên cứu, doanh nghiệp và nhà đầu tư. Các nghiên cứu về sự tác động tác động của cấu trúc vốn đến giá trị doanh nghiệp ở trên có thể chia làm ba quan điểm chính như sau: Một là, chưa có bằng chứng khoa học cho thấy có mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và giá trị doanh nghiệp; Hai là, nếu doanh nghiệp dùng cấu trúc vốn thiên về nợ sẽ làm giảm giá trị doanh nghiệp; Ba là, doanh nghiệp nên dùng cấu trúc vốn thiên về nợ sẽ làm tăng giá trị doanh nghiệp. Tuy nhiên, các kết quả nghiên cứu này chỉ mới cho biết, có sự tác động của cấu trúc vốn đến giá trị doanh nghiệp hay không, hoặc là các xu hướng khi sử dụng đòn bẩy tài chính ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp là như thế nào. Vì vậy, nhóm tác giả cho rằng, cần phải có nghiên cứu khoa học về sự tác động của cấu trúc vốn đến giá trị doanh nghiệp sử dụng các biến chi tiết hơn để giúp cho các nhà quản trị tài chính của các doanh nghiệp sản xuất niêm yết trên HOSE hoạch định cấu trúc vốn, lựa chọn và ra các quyết định về nguồn vốn một cách hiệu quả.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Cơ sở lý thuyết

Một số khái niệm

Cấu trúc vốn của doanh nghiệp là sự pha trộn giữa nợ và vốn chủ sở hữu được sử dụng để tài trợ cho hoạt động sản xuất, kinh doanh (Damodaran, 2001). Cũng theo Ahmad và cộng sự (2012), cấu trúc vốn là sự kết hợp của nợ và vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp. Các quyết định cấu trúc vốn có liên quan rất quan trọng đến nợ và vốn chủ sở hữu trong tổng nguồn vốn của doanh nghiệp.

Dựa trên các quan điểm, giá trị doanh nghiệp được hiểu theo những cách khác nhau: (1) Quan niệm của học thuyết Mác cho rằng, giá trị doanh nghiệp là giá trị của toàn bộ các tài sản (hữu hình và vô hình) thuộc quyền sở hữu hiện tại của doanh nghiệp; (2) Quan niệm của các nhà kinh tế học theo trường phái lợi ích thì cho rằng, giá trị doanh nghiệp là biểu hiện bằng tiền của toàn bộ các khoản lợi ích hay thu nhập mà doanh nghiệp có thể thu được trong tương lai.

Theo Damodaran (2012), chỉ số Tobin’s Q là thước đo giá trị thực tiễn của một doanh nghiệp đã trưởng thành và doanh nghiệp đó đang sử dụng phần lớn hoặc hầu như tất cả các tài sản của doanh nghiệp để tạo ra doanh thu và lợi nhuận. Theo Lang và cộng sự (1991), những doanh nghiệp có hệ số chỉ số Tobin’s Q thấp, khả năng bị thâu tóm cao vì mục tiêu tái cấu trúc và giá trị doanh nghiệp sẽ tăng lên trong tương lai.

Theo Brainard và Tobin (1968), chỉ số Tobin’s Q có thể được tính cho từng công ty riêng lẻ hoặc toàn bộ doanh nghiệp. Chỉ số Tobin’s Q được đo lường như sau:

Mô hình nghiên cứu và giả thuyết nghiên cứu

Mô hình nghiên cứu

Dựa trên việc tổng hợp tài liệu và áp dụng mô hình Easton và Harris (1991) để kiểm tra dữ liệu thực nghiệm được thu thập trên HOSE, mô hình hồi quy được trình bày như sau:

Mô hình hồi quy 1 (MH1) – Với biến độc lập là tỷ lệ nợ trên tổng tài sản (DA):

Mô hình hồi quy 2 (MH2) – Với biến độc lập là tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (SDA) và tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (LDA):

Trong đó:

Biến phụ thuộc đại diện cho giá trị doanh nghiệp: Tobin’s Q là chỉ số Q của Tobin;

Biến độc lập đại diện cho cấu trúc vốn gồm: DA là tỷ lệ nợ trên tổng tài sản, SDA là tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản và LDA là tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản;

Nhóm biến kiểm soát gồm: SIZE là quy mô doanh nghiệp, GROWTHA (hay GROWTH_A) là tỷ lệ tăng trưởng tổng tài sản, GROWTHR (hay GROWTH_R) là tỷ lệ tăng trưởng doanh thu, LIQ là tính thanh khoản đại diện là tỷ số thanh toán nhanh, AGE là tuổi đời doanh nghiệp, NTDS là tấm chắn thuế phi nợ, TANG là tỷ lệ tài sản cố định hữu hình, TAX là thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp:

Hình 1: Mô hình nghiên cứu đề xuất

Nguồn: Nhóm tác giả xây dựng

Dựa trên cơ sở lược khảo các nghiên cứu trước, trong nghiên cứu này, nhóm tác giả kế thừa các giả thuyết nghiên cứu sau:

H1: Tỷ lệ nợ trên tổng tài sản (DA) có tác động tích cực (+) đến Giá trị doanh nghiệp.

H2: Tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (SDA) có tác động tích cực (+) đến Giá trị doanh nghiệp.

H3: Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (LDA) có tác động tiêu cực (-) đến Giá trị doanh nghiệp.

Phương pháp nghiên cứu

Phương pháp thu thập dữ liệu

Nghiên cứu sử dụng dữ liệu thứ cấp được thu thập từ các báo cáo tài chính đã kiểm toán từ 137 công ty sản xuất niêm yết trên HOSE trong giai đoạn 2016-2023 tại trang thông tin điện tử tổng hợp https://cafef.vn/. Cỡ mẫu gồm 496 quan sát tại 62 công ty. Sau đó, tác giả kiểm tra, đối chiếu lại dữ liệu thu được với báo cáo đã kiểm toán của các doanh nghiệp đã công bố. Cuối cùng, nhóm tác giả sử dụng phần mềm excel xử lý dữ liệu thứ cấp này để thu thập các biến cần thiết trong mô hình nghiên cứu.

Phương pháp phân tích dữ liệu

Nhóm tác giả đã tiến hành kiểm định tính chuẩn trên biến phụ thuộc Tobin’s Q trong phần mềm STATA để đảm bảo rằng, chúng tuân theo phân phối chuẩn trước khi chạy hồi quy OLS.

Nghiên cứu sử dụng dữ liệu dạng bảng cho mô hình kinh tế lượng đã được thiết lập để kiểm tra tác động của cấu trúc vốn đến giá trị doanh nghiệp sản xuất niêm yết trên HOSE.

Các phương pháp hồi quy được áp dụng bao gồm phương pháp OLS thông thường, phương pháp hồi quy cố định FEM và phương pháp hồi quy mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên REM. Sau khi sử dụng phương pháp hồi quy thích hợp cho mô hình, nhóm tác giả tiến hành kiểm định độ tin cậy của mô hình đã chọn. Trong trường hợp bất kỳ mô hình đã chọn vi phạm các khiếm khuyết, tác giả áp dụng phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS) để khắc phục các khuyết điểm trên. Ngoài ra, nếu mô hình có hiện tượng nội sinh, nhóm tác giả sẽ áp dụng phương pháp hồi quy ước lượng tổng quát (GMM) để khắc phục vấn đề này.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Thông kê các biến giai đoạn 2016-2023

Bảng 1: Kết quả thống kê mô tả các biến giai đoạn 2016-2023

Nguồn: Kết quả từ phân tích dữ liệu của nhóm tác giả (2024)

Số liệu từ Bảng 1 cho thấy:

Đối với biến giá trị doanh nghiệp: Biến đại điện cho giá trị doanh nghiệp là chỉ số Tobin's Q trong giai đoạn 2016-2023 với giá trị thấp nhất là 0,3761, lớn nhất là 9,0440 và giá trị trung bình là 1,2733 với độ lệch chuẩn là 0,9281, cho thấy sự chênh lệch về giá trị doanh nghiệp của mẫu nghiên cứu chung so với giá trị trung bình tương đối thấp.

Đối với các biến độc lập (biến giải thích): Biến DA có mức trung bình là 0,4244 với độ lệch chuẩn là 0,1700. Điều này cho thấy độ phân tán của các mẫu tương đối thấp. Ngoài ra, khoảng biến thiên trong khoảng 0,0336-0,7974 cho thấy, có những doanh nghiệp rất an toàn bằng cách hầu như không dùng nợ (đòn bẩy tài chính) nhưng một số doanh nghiệp khác lại rất rủi ro với việc sử dụng tỷ số nợ quá cao. Tương tự như biến DA, biến SDA có sự phân tán của các mẫu tương đối thấp. Tuy nhiên, giá trị nhỏ nhất của SDA là 0,0211 và giá trị lớn nhất là 0,7475. Còn đối với biến LDA, trung bình là 0,0455 với độ lệch chuẩn là 0,0689: Có sự phân tán của các mẫu tương. Tuy nhiên, giá trị nhỏ nhất của LDA là 0,0000.

Đối với các biến kiểm soát: Biến SIZE có giá trị trung bình là 12,262 với độ lệch chuẩn là 0,6051, cho thấy biến có sự biến thiên nhỏ, đa số các doanh nghiệp trong mẫu có quy mô tương đối dồng đều nhau. Biến GROWTH_A có mức trung bình là 0,0691 với độ lệch chuẩn là 0,1974: biến GROWTH_A có giá trị trung bình của các doanh nghiệp là tương đối thấp. Điều này có thể là do các doanh nghiệp phải cắt giảm hoặc tạm ngưng các kế hoạch đầu tư vào tài sản phục vụ sản xuất kinh doanh để đối phó với tình hình kinh tế khó khăn và các biến động địa chính trị của thế giới.

Tuy nhiên, vẫn có một số doanh nghiệp vẫn hoạt động tốt bất chấp tình hình khó khăn chung. Những điều này được thể hiện qua độ phân tán của biến GROWTH_A tăng trưởng tổng tài sản trong khoảng -0,5311-1,2536; Tương tự như biến GROWTH_A, biến GROWTH_R cũng có giá trị trung bình tương đối thấp. Chịu sự ảnh hưởng của tình hình khó khăn chung, các doanh nghiệp bị thiếu hụt nguồn cung ứng nguyên vật liệu, giá cả hàng hóa tăng cao và sự thiếu hụt các đơn hàng làm cho các doanh nghiệp bị giảm doanh thu. Tuy nhiên, cũng có những doanh nghiệp tận dụng được cơ hội và có sự tăng trưởng đáng ghi nhận. Điều này thể hiện qua độ phân tán của biến GROWTH_R tăng trưởng doanh thu trong khoảng -0,9716-2,1340; Biến LIQ có giá trị trung bình là 1,4465 và độ lệch chuẩn là 2,3814, tỷ số LIQ trung bình của các doanh nghiệp > 1, thể hiện khả năng thanh toán ngay các khoản nợ ngắn hạn nằm ở mức cao. Đa số các doanh nghiệp trong mẫu không gặp phải vấn đề trong việc thanh toán hoàn toàn các khoản nợ ngắn hạn.

Tuy nhiên, độ phân tán của các mẫu là tương đối cao thể hiện với giá trị nhỏ nhất của LIQ là 0,0702 và giá trị lớn nhất là 3,6016. Điều này cho thấy, có những doanh nghiệp hoàn toàn mất khả năng thanh toán nhanh các khoản nợ ngắn hạn và cũng có những doanh nghiệp đảm bảo thanh toán nhanh chóng được các khoản nợ ngắn hạn; Biến NTDS có giá trị trung bình là 0,0349 và độ lệch chuẩn là 0,0229 cho thấy, độ phân tán của các mẫu tương đối thấp. Ngoài ra, khoảng biến thiên trong khoảng 0,0013-0,1512, điều này cho thấy, giá trị khấu hao tài sản cố định của một số doanh nghiệp là chưa đáng kể, nhưng cũng có những doanh nghiệp có giá trị khấu hao tài sản cố định tương đối cao. Nguyên nhân của điều này có thể giải thích bởi, số năm hoạt động của doanh nghiệp (AGE) trong mẫu nghiên cứu từ 6-26 năm; Biến TANG có giá trị trung bình là 0,2412 với độ lệch chuẩn là 0,1549 cho thấy, các doanh nghiệp chưa chú trọng nhiều vào việc đầu tư cho tài sản cố định để sản xuất ra các sản phẩm với chất lượng tốt hơn.

Cũng như các doanh nghiệp chậm đầu tư các dây chuyền sản xuất với công nghệ mới, làm cho tài sản cố định đã đầu tư trước đó khấu hao hết. Mặt khác, các doanh nghiệp có tỷ lệ tài sản cố định trên tổng tài sản không đáng kể cũng có thể đến từ các nguyên nhân như doanh nghiệp có các khoản phải thu và hàng tồn kho lớn và ngược lại, có những doanh nghiệp đầu tư vào tài sản cố định rất lớn, nhưng các khoản phải thu và lượng hàng tồn kho nhỏ, dẫn đến biến TANG có giá trị trong khoảng 0,0159-0,7567; Biến TAX có giá trị trung bình là 0,1832 với độ lệch chuẩn là 0,1220 cho thấy, các doanh nghiệp trong mẫu có thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp trung bình không có sự khác biệt quá lớn đối với thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp theo quy định. Tuy nhiên, biến TAX có giá trị nằm trong khoảng -0,2495-0,9461 cho thấy, chính sách kế toán của các doanh nghiệp trong mẫu về việc ghi nhận chi phí được trừ khi tính thuế so với chính sách của thuế có sự khác biệt tương đối lớn. Một phần là do, các doanh nghiệp sử dụng nợ vay vượt ngưỡng quy định nên chỉ được đưa một phần vào chi phí khi tính thuế thu nhập doanh nghiệp. Ngoài ra, điều này cũng có thể lý giải, khi các doanh nghiệp có nhiều công ty con hoặc có nhiều ngành nghề kinh doanh áp dụng các mức thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp khác nhau.

Kết quả phân tích hồi quy (Mô hình 1)

Bảng 2: Kết quả hồi quy (Mô hình 1) theo các phương pháp: Pooled OLS, FEM, REM, GLS, GMM và các phép kiểm định

Nguồn: Kết quả từ phân tích dữ liệu của nhóm tác giả (2024)

Bảng 2 cho thấy, căn cứ vào kết quả kiểm định Hansen cho thấy, giá trị P-value bằng 19,1%, do đó giả thuyết H0 về các biến công cụ trong mô hình là phù hợp và không thể bị bác bỏ với mức ý nghĩa 10%. Thêm nữa, căn cứ vào kết quả kiểm định AR(2) cho thấy giá trị P-value bằng 0,576 > z (với z = 0,05), do đó giả thuyết H0: Không có sự tương quan chuỗi bậc 2 cũng không thể bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 10%. Do đó, tất cả các kết quả trong mô hình hồi quy bằng phương pháp GMM đều có hiệu lực.

Kết quả phân tích hồi quy (Mô hình 2)

Bảng 3: Kết quả hồi quy (Mô hình 2) theo các phương pháp: Pooled OLS, FEM, REM, GLS, GMM và các phép kiểm định

Nguồn: Kết quả từ phân tích dữ liệu của nhóm tác giả (2024)

Bảng 3 cho thấy, căn cứ vào kết quả kiểm định Hansen cho thấy, giá trị P-value bằng 41,1%, do đó giả thuyết H0 về các biến công cụ trong mô hình là phù hợp và không thể bị bác bỏ với mức ý nghĩa 10%. Thêm nữa, căn cứ vào kết quả kiểm định AR(2) giá trị P-value bằng 0,781 > z (với z = 0,05) cho thấy, giả thuyết H0: Không có sự tương quan chuỗi bậc 2 cũng không thể bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 10%. Do đó, tất cả các kết quả trong mô hình hồi quy bằng phương pháp GMM đều có hiệu lực.

Kiểm định giả thuyết nghiên cứu

Bảng 4: Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết

Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả phân tích dựa trên phần mềm STATA 17.0

Bảng 4 cho thấy, 3 giả thuyết đặt ra đều được chấp nhận. Cụ thể là: Tỷ lệ nợ trên tổng tài sản (DA) có tác động tích cực (+) đến Giá trị doanh nghiệp; Tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (SDA) có tác động tích cực (+) đến Giá trị doanh nghiệp; Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (LDA) có tác động tiêu cực (-) đến Giá trị doanh nghiệp.

KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ

Kết luận

Kết quả nghiên cứu cho thấy, Tỷ lệ nợ trên tổng tài sản và Tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản có tác động tích cực đến Giá trị doanh nghiệp, trong khi đó, Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản có tác động tiêu cực đến Giá trị doanh nghiệp.

Hàm ý quản trị

Dựa trên kết quả nghiên cứu phát hiện, các hàm ý quản trị được đề xuất như sau:

Một là, điều chỉnh cấu trúc vốn nhằm nâng cao giá trị doanh nghiệp: Các doanh nghiệp sản xuất nên sử dụng đòn bẩy tài chính và chú trọng sử dụng nợ ngắn hạn hơn nợ dài hạn để tài trợ cho các hoạt động sản xuất, kinh doanh của mình. Khi gia tăng sử dụng nợ ngắn hạn sẽ làm giảm chi phí sử dụng vốn cho doanh nghiệp, đồng thời doanh nghiệp sẽ được hưởng lợi ích của lá chắn thuế từ lãi vay. Tuy nhiên, không nên sử dụng nợ vay quá nhiều để tránh các rủi ro tài chính như: gánh nặng về chi phí lãi vay, mất khả năng thanh toán nợ... cũng như khả năng doanh nghiệp bị phá sản.

Hai là, điều chỉnh cấu trúc vốn nhằm hoạch định và lựa chọn nguồn tài trợ nợ: Các nhà quản trị tài chính doanh nghiệp khi đứng trước các quyết định liên quan đến nguồn vốn tài trợ ngắn hạn nên tận dụng và huy động tất cả các nguồn vốn ngắn hạn mà công ty có thể tận dụng được bao gồm: các khoản nợ phải trả cho người bán, các khoản ứng trước của người mua, thuế và các khoản phải nộp Nhà nước, các khoản phải trả công nhân viên các khoản phải trả khác và vay ngắn hạn từ ngân hàng. Bên cạnh đó, Đối với các khoản tín dụng thương mại, các nhà quản trị tài chính doanh nghiệp cần tính toán và tận dụng tất cả các khoản chiết khấu thương mại có lợi cho công ty. Đối với các khoản vay ngắn hạng ngân hàng, cần chuẩn bị tốt hồ sơ vay vốn, báo cáo tài chính minh bạch, tránh các khoản nợ quá hạn. Ngoài ra, cần tận dụng nguồn vốn vay từ cán bộ công nhân viên, các thành viên và cá nhân trong công ty với lãi suất hợp lý. Đồng thời, đối với các quyết định nguồn vốn tài trợ dài hạn, các nhà quản trị tài chính doanh nghiệp nên giảm tỷ lệ nợ vay dài hạn, trong đó cần giảm tỷ lệ vay ngân hàng dài hạn./.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

1. Ahmad, Z., Mohd, N., Abdullah, H., Roslan, S. (2012), Capital Structure Effect on Firms Performance : Focusing on Consumers and Industrials Sectors on Malaysian Firms, International Review of Business Research Papers, 8(5).

2. Brainard, W. C., Tobin, J. (1968), Pitfalls in financial model building, The American Economic Review, 58(2), 99–122.

3. Damodaran, A. (2001), Corporate Finance: Theory and Practice, 2nd edition, New Jersey: John Wiley & Sons.

4. Damodaran, A. (2012), Tools and Techniques for Determining the Value of Any Asset, John Wiley & Sons, 666.

5. Easton, P. D., Harris, T. S. (1991), Earnings as an explanatory variable for returns, Journal of Accounting Research, 29(1), 19-36, https://doi.org/10.2307/2491026

6. Lang, L. H. P., Stulz, R. M., Walkling, R. A. (1991), A test of the free cash flow hypothesis. The case of bidder returns, Journal of Financial Economics, 29(2), 315–335, https://doi.org/10.1016/0304-405X(91)90005-5.