Ảnh hưởng cấu trúc vốn đến hiệu quả hoạt động của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

 95 Tạp chí Khoa học Lạc Hồng Số 05 
Journal of Science of Lac Hong University
Vol. 5 (2016), pp. 95-100
Tạp chí Khoa học Lạc Hồng
Số 5 (2016), trang 95-100
ẢNH HƯỞNG CẤU TRÚC VỐN ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC 
CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM 
Capital structure impact to operational efficiency of the company on the 
stock market Vietnam
Bùi Văn Thụy1, Nguyễn Thị Ngọc Diệp2
1thuybvt@gmail.com, 2ngocdiep1980.dhlh@gmail.com
Khoa Tài chính – Kế toán
Trường Đại học Lạc Hồng, Đồng Nai, Việt Nam
Đến tòa soạn: 28/4/2016; Chấp nhận đăng: 22/7/2016
Tóm tắt. Mục tiêu của nghiên cứu này là xem xét ảnh hưởng của cấu trúc vốn đến hiệu quả hoạt động (HQHĐ) của các công 
ty niêm yết trên thị trường chứng khoán (TTCK) Việt Nam. Nghiên cứu sử dụng số liệu của 427 công ty niêm yết trên TTCK 
Việt Nam giai đoạn 2010-2014. Kết quả nghiên cứu cho thấy, trong các biến tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (STD), tỷ lệ 
nợ dài hạn trên tổng tài sản (LTD), tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản (TD), Quy mô công ty (SIZE), tốc độ tăng trưởng tổng tài 
sản (GROWTH) tác động đến HQHĐ của các công ty đo bằng tỷ số lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE) và Tobin’s Q. Ngoài 
ra các biến trong mô hình cũng tác động đến HQHĐ có sự khác biệt giữa các ngành. Nghiên cứu đưa ra một số khuyến nghị 
nhằm cải thiện cơ cấu vốn và nâng cao HQHĐ của các công ty, đối với nha ̀ đầu tư cũng có thể dựa vào những kết quả này về 
cơ cấu vốn của công ty để co ́ thể đưa ra một quyết định đầu tư đu ́ng đắn nhất. 
Từ khoá: Cấu trúc vốn; Hiệu quả hoạt động; Dữ liệu bảng 
Abstract. The paper applying OLS approach aims identifying specific capital structure factors which impact on operational 
efficiency of stock market in Viet Nam. With the data collected from financial satements of 427 Vietnam’s company from 
2010-2014, measured by ROE and Tobin’s Q. Based on the research findings, short-term debt ratio of total assets (STD), 
long-term debt ratio of total assets (LTD), the ratio of total debt to total assets (TD), company size (SIZE), the growth rate of 
total assets (GROWTH) to prompt awareness of the operational efficiency. The study also provides some recommendations 
for managers and investors based on the results achieved. 
Keywords: Capital structure; Operational efficiency; Panel data 
1. GIỚI THIỆU
Trong những năm gần đây, tình hình kinh tế - xã hội thế
giới có nhiều diễn biến phức tạp, cạnh tranh quyết liệt giữa 
các nước lớn tại các khu vực và có diễn biến phức tạp, 
Theo Ủy ban kinh tế quốc hội, tính đến thời điểm 9 tháng 
đầu năm 2014 cả nước đã có gần 11,9 nghìn doanh nghiệp 
hoạt động trở lại, tăng 5,1% so với cùng kỳ năm 2013. Bên 
cạnh đó, tình trạng ngừng hoạt động, phá sản doanh nghiệp 
là 51.244, số doanh nghiệp tạm dừng hoạt động là 18.873. 
Điều này cho thấy để tồn tại trong điều kiện hiện nay, các 
doanh nghiệp đều phải tìm cho mình một vị thế vững chắc 
để tồn tại. 
Các nhân tố tác động đến cơ cấu vốn cũng tác động đến 
HQHĐ của doanh nghiệp. Nghiên cứu về HQHĐ doanh 
nghiệp xuất phát từ lý thuyết tổ chức và quản trị chiến lược 
(Murphy,1996). Việc đo lường HQHĐ có thể bị tác động 
bởi mục tiêu của công ty, và giá của cổ phiếu có tương 
quan thuận với mức độ tài trợ nợ, cũng như là mối liên hệ
giữa HQHĐ doanh nghiệp với cơ cấu vốn.
Nghiên cứu này được thực hiện với dữ liệu của các công 
ty phi tài chính niêm yết trên TTCK Việt Nam trong giai 
đoạn 2010 - 2014. Trên cơ sở phân tích, đánh giá dựa trên 
kết quả nghiên cứu nhóm tác giả đề xuất những khuyến 
nghị nhằm nâng cao HQHĐ cho các công ty niêm yết trên 
TTCK Việt Nam trong giai đoạn hiện nay. Kết quả này 
cũng khá phù hợp với kết quả tìm được khi nghiên cứu các 
nền kinh tế khác trên thế giới. Kết cấu của nghiên cứu này 
gồm: Phần 2 nêu tóm lược cơ sở lý thuyết. Phần 3 trình bày 
phương pháp nghiên cứu và dữ liệu nghiên cứu. Phần 4 
trình bày kết quả nghiên cứu. Phần 5 trình bày kết luận và 
khuyến nghị.
2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT
2.1 Cấu trúc vốn và HQHĐ
Cấu trúc vốn là quan hệ về tỷ trọng giữa nợ vay và vốn 
chủ sở hữu trong tổng nguồn vốn của công ty. Các quan 
điểm về cấu trúc vốn truyền thống cho rằng khi một doanh 
nghiệp bắt đầu vay mượn, thuận lợi lớn hơn bất lợi. Theo 
Damodaran [2], điểm khác biệt giữa nợ vay và vốn cổ phần 
là quyền lợi đối với dòng tiền của doanh nghiệp gồm (i) chủ
nợ có quyền lợi đối với dòng tiền của doanh nghiệp (phần 
chi trả lãi vay và nợ gốc), còn cổ đông chỉ có quyền lợi với 
dòng tiền của doanh nghiệp sau khi đã giải quyết tất cả các 
quyền của chủ nợ; (ii) chủ nợ có quyền lợi đối với dòng tiền 
của doanh nghiệp trong tất cả các trường hợp (có lợi nhuận 
hay thua lỗ), có quyền lợi ưu tiên khi doanh nghiệp thanh lý 
tài sản; (iii) phần chi trả lãi vay cho chủ nợ được khấu trừ
thuế và được thực hiện trước khi doanh nghiệp đóng thuế
thu nhập doanh nghiệp; (iv) các khoản nợ vay thường có kỳ
hạn thanh toán cố định được quy ước bởi doanh nghiệp và 
chủ nợ trong các hợp đồng vay nợ, do đó có thời gian tồn 
tại xác định; (v) cổ đông có toàn quyền quản trị doanh 
Bùi Văn Thụy, Nguyễn Thị Ngọc Diệp
 96 Tạp chí Khoa học Lạc Hồng Số 05 
nghiệp. Một trong những ưu điểm lớn nhất của việc dùng 
nợ thay cho vốn chủ sỡ hữu đó là lợi ích về thuế hay còn 
gọi là lá chắn thuế của lãi vay, và do đó tăng giá trị doanh 
nghiệp. 
Lý thuyết M&M (Modigliani và Miller) [5] về cơ cấu 
vốn được xem là lý thuyết hiện đại lý giải được quan hệ
giữa giá trị công ty, chi phí sử dụng vốn và mức độ sử dụng 
nợ của công ty. Tuy nhiên, lý thuyết M&M chưa xem xét 
tác động của một số chi phí khác khiến cho lợi ích của lá 
chắn thuế bị giảm dần và đi đến triệt tiêu khi công ty gia 
tăng tỷ số nợ. Đó chính là tác động của chi phí khốn khó tài 
chính. Khi công ty gia tăng sử dụng nợ làm cho rủi ro của 
công ty tăng theo. Khi công ty tiếp tục gia tăng sử dụng nợ, 
công ty sẽ vượt qua điểm tối ưu, ở đó giá trị công ty bắt 
đầu giảm và chi phí sử dụng vốn trung bình của công ty bắt 
đầu tăng, lợi ích của lá chắn thuế không đủ bù đắp cho chi 
phí khốn khó về tài chính. 
Nhìn chung, vấn đề chính của quan điểm truyền thống là 
không có một lý thuyết cơ sở thể hiện chi phí vốn chủ sở
hữu tăng bao nhiêu do tỷ lệ giữa vốn nợ và vốn chủ sở hữu 
hay chi phí nợ sẽ tăng bao nhiêu do nguy cơ vỡ nợ. Các hạn 
chế nêu trên đã được khắc phục trong lý thuyết M&M. Lý 
thuyết cấu trúc vốn hiện đại được tiếp tục phát triển vào
những năm sau đó, bao gồm lý thuyết trật tự phân hạng 
trong tài trợ của doanh nghiệp của Meyers [6], lý thuyết chi 
phí đại diện, ...
Cơ cấu vốn tối ưu là cơ cấu vốn mà tại đó giá trị công ty 
là lớn nhất, hay nói cách khác là chi phí tài chính là nhỏ
nhất và do vậy cũng làm tối đa hóa doanh thu của doanh 
nghiệp. Nếu cơ cấu vốn tác động đến HQHĐ của doanh 
nghiệp, thì cơ cấu vốn cũng sẽ tác động đến sức khỏe tài 
chính cũng như khả năng phá sản của doanh nghiệp.
HQHĐ như tối đa hóa lợi nhuận, tối đa hóa lợi nhuận 
trên tài sản, và tối đa hóa lợi ích của cổ đông là vấn đề cốt 
lõi của tính hiệu quả doanh nghiệp. Việc đo lường HQHĐ
có thể bị tác động bởi mục tiêu của công ty, được đo lường 
thông qua các chỉ tiêu kế toán và HQHĐ thị trường như chỉ
số thu nhập mỗi cổ phần (P/E), tỷ số giá thị trường của vốn 
chủ sở hữu trên giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu 
(MBVR), và chỉ số Tobin’s Q [7]. Hiệu quả quả hoạt động 
thường được đo lường bằng ROA và ROE [3, 4, 8, 9].
2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm về cấu trúc vốn và 
HQHĐ.
Weixu [4] đã nghiên cứu mối quan hệ giữa cơ cấu vốn và 
hiệu quả hoạt động (HQHĐ) dựa trên dữ liệu nghiên cứu là
1.130 công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán 
Thượng Hải, ngoại trừ các công ty hoạt động kinh doanh 
trong lĩnh vực tài chính như ngân hàng, bảo hiểm, công ty 
tài chính. Kết quả nghiên cứu cho thấy HQHD bị tác động 
rất lớn bởi biến tỷ lệ nợ. Tỷ lệ nợ có ảnh hưởng cùng chiều 
đến HQHD khi ở mức tỷ lệ nợ thấp và ảnh hưởng ngược 
chiều khi ở mức tỷ lệ nợ cao. HQHD không có tương quan 
mạnh với tỷ lệ nợ dài hạn, lý do là các công ty ở Trung 
Quốc thích sử dụng nợ ngắn hạn hơn là sử dụng nợ dài hạn.
Biến quy mô công ty (SIZE) có tác ảnh hưởng cùng chiều 
đến HQHD khá mạnh ở mô hình tuyến tính, còn mô hình 
phi tuyến thì SIZE không có tác động. Biến tốc độ tăng 
trưởng tổng tài sản (GROWTH) không có tác động đến 
HQHD ở cả 3 mô hình.
Dimitris Margaritis & Maria Psillaki [3] đã nghiên cứu 
mối quan hệ giữa cơ cấu vốn, quyền sở hữu và hiệu quả
kinh doanh của công ty ở Pháp. Nhóm tác giả thực hiện 
nghiên cứu 2 chiều, hai mô hình hồi quy được xây dựng: (i) 
Mô hình tỷ lệ nợ và các yếu tố tác động đến HQHD; (ii) Mô 
hình HQHD và các yếu tố tác động đến tỷ lệ nợ. Kết quả
nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ nhân quả giữa tỷ lệ nợ
và HQHD và HQHD tác động đến tỷ lệ nợ và ngược lại.
Zeitun & Tian [10] đã cho thấy biến tỷ lệ nợ có tác động 
mạnh nhất, kết quả này cũng phù hợp với các nghiên cứu 
trước đó và các công ty có tỷ trọng tài sản cố định cao thì 
HQHD thấp do các công ty đầu tư quá nhiều vào tài sản cố
định mà không cải tiến được HQHD. Yếu tố ngành nghề
kinh doanh có tác động mạnh đến yếu tố HQHD ở một số
lĩnh vực: bất động sản, dịch vụ giáo dục, hóa học và dầu 
mỏ, thuốc lá.
Mahfuzah Salim & Dr.Raj Yadav [9] đã nghiên cứu 
HQHĐ của 237 công ty tại Malaysian từ năm 1995 – 2011 
dưới góc độ tài chính và thị trường. Nghiên cứu đưa ra 4
kết quả: (i) HQHĐ đo bởi ROE, Tobin’s Q cho thấy tỷ lệ
nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (STD), tỷ lệ nợ dài hạn trên 
tổng tài sản (LTD), tỷ lệ nợ trên tổng tài sản (TD) có tác 
động ngược chiều tới HQHD, tuy nhiên HQHĐ đo bằng 
ROA cho thấy STD, LTD và TD có tác động ngược chiều 
tới HQHD đối với các công ty ngành trồng rừng và STD, 
LTD có tác động cùng chiều tới HQHD đối với các công ty 
ngành hàng tiêu dùng; (ii) HQHĐ đo bằng EPS cho thấy 
STD, LTD, TD có tác động ngược chiều tới HQHD đối với 
các công ty ngành hàng tiêu dùng, xây dựng, sản phẩm 
công nghiệp, cùng chiều tới HQHD đối với các công ty 
ngành trồng rừng và kinh doanh dịch vụ; (iii) Tốc độ tăng 
trưởng tổng tài sản (GROWTH) tác động cùng chiều tới 
HQHD; (iv) Quy mô công ty (SIZE) tác động cùng chiều 
tới HQHD. Nhóm tác giả cho thấy ở mỗi lĩnh vực ngành 
nghề khác nhau thì HQHĐ được đo lường bởi ROE, tỷ suất 
lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA), Tobin’s Q, thu nhập trên 
một cổ phiếu (EPS) chịu sự ảnh hưởng khác nhau về mức 
độ, dấu bởi cấu trúc vốn STD, LTD, TD và SIZE, 
GROWTH.
Như vậy, HQHĐ có thể bị tác động bởi tỷ lệ nợ vay, do 
đó việc xem xét tác động của tỷ lệ nợ vay đến HQHĐ của 
doanh nghiệp sẽ cho thấy mối quan hệ giữa tỷ lệ nợ vay đến
hiệu quả hoạt động của công ty. Giả thuyết 1: HQHĐ của 
công ty có tương quan thuận với tỷ lệ nợ vay. Cơ hội tăng 
trưởng được đo lường bằng tốc độ tăng trưởng của tài sản. 
Các công ty có tốc độ tăng trưởng cao thì HQHĐ cũng sẽ
cao, vì các công ty tăng trưởng có thể tạo ra lợi nhuận từ
các khoản đầu tư của mình. Giả thuyết 2: Cơ hội tăng 
trưởng sẽ tác động cùng chiều đến HQHĐ.
Quy mô công ty được giả định là tác động dương đến 
HQHĐ doanh nghiệp do chi phí phá sản giảm cùng với quy 
mô của công ty. Do vậy, quy mô của doanh nghiệp dự tính 
sẽ tác động dương đến HQHĐ của doanh nghiệp. Giả
thuyết 3: Quy mô công ty tác động dương đến HQHĐ
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.1 Mô hình nghiên cứu
Nghiên cứu sử dụng ba phương pháp ước lượng mô hình 
nghiên cứu với phần mềm xử lý dữ liệu Eview 8.0. Nghiên 
cứu ước lượng mô hình hồi quy OLS (Pooled), tiếp theo là 
ước lượng mô hình hồi quy với các tác động cố định (FEM) 
và mô hình hồi quy với tác động ngẫu nhiên (REM). Ngoài 
ra, nghiên cứu sử dụng kiểm định của Hausman (1978) để
lựa chọn mô hình phù hợp. Mô hình toán nghiên cứu đề
xuất như sau:
Mô hình 1: ROEI,t = β0 + β1LTDI,t + β2SIZEI,t+ 
β1GROWTHI,t+ β1TDI,t+ β1STDI,t+ εI,t (1)
Ảnh hưởng cấu trúc vốn đến hiệu quả hoạt động của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam 
 97 Tạp chí Khoa học Lạc Hồng Số 05 
Mô hình 2: TOBINQI,t = β0 + β1LTDI,t + β2SIZEI,t+ 
β1GROWTHI,t+ β1TDI,t+ β1STDI,t+ εI,t (2)
Trong đó các biến được diễn giải và đo lường được trình 
bày ở Bảng 1.
Bảng 1. Diễn giải các biến và cách đo lường
Biến Cách đo lường
Lợi nhuận trên vốn 
chủ sở hữu (ROE -
Return On Equity) (Weixu [4]; Dimitris Margaritis& Maria 
Psillaki [3]; Onaolapo & Kajole [8]; 
Mahfuzah Salim & Dr.Raj Yadav [9])
R E =
Lợi nhuận sau thuế
Vốn chủ sở hữu bình quân
Tỷ suất Q của 
Tobin (Tobin’s Q)
(James Tobin [7]; Mahfuzah Salim & Dr.Raj 
Yadav [9])
TOBINQ =
Giá trị thị trường của
cổ phần + Tổng nợ
Giá trị sổ sách của 
tổng Tài sản
Tỷ số tổng nợ trên 
tổng tài sản (TD)
(Weixu [4]; Dimitris Margaritis& Maria 
Psillaki [3]; Onaolapo & Kajole [8]; 
Mahfuzah Salim & Dr.Raj Yadav [9])
TD =
Tổng nợ
Tổng Tài sản
Tỷ số nợ ngắn hạn 
trên tổng tài sản 
(STD)
(Weixu [4]; Dimitris Margaritis& Maria 
Psillaki [3]; Onaolapo & Kajole [8]; 
Mahfuzah Salim & Dr.Raj Yadav [9])
STD =
Nợ ngắn hạn
Tổng Tài sản
Tỷ số nợ dài hạn 
trên tổng tài sản 
(LTD)
(Weixu [4]; Dimitris Margaritis& Maria 
Psillaki [3]; Onaolapo & Kajole [8]; 
Mahfuzah Salim & Dr.Raj Yadav [9])
LTD =
Nợ dài hạn
Tổng Tài sản
Quy mô công ty 
(Size - Biến kiểm 
soát )
SIZE = Logarith (tổng tài sản)
(Weixu [4]; Dimitris Margaritis& Maria 
Psillaki [3]; Onaolapo & Kajole [8]; 
Mahfuzah Salim & Dr.Raj Yadav [9])
Tăng trưởng tổng 
tài sản (Growth -
Biến kiểm soát ) (Weixu [4]; Dimitris Margaritis& Maria 
Psillaki [3]; Onaolapo & Kajole [8]; 
Mahfuzah Salim & Dr.Raj Yadav [9])
GROWTH =
Tổng tài sản năm n –
Tổng Tài sản năm n-1
Tổng Tài sản năm n-1
3.2 Dữ liệu nghiên cứu
Bảng 2. Kết quả thống kê mô tả
Biến
Số
quan 
sát
Giá trị
trung 
bình
Độ lệch 
chuẩn
Giá trị nhỏ
nhất
Giá trị lớn 
nhất
ROE 2135 0,1750 0,1497 -0,7799 0,7835
Tobin’s Q 2135 0,9490 0,3859 0,1478 2,7558
STD 2135 0,2853 0,1715 0,0326 0,9423
LTD 2135 0,1008 0,1233 0,000 0,651
TD 2135 0,3862 0,1887 0,032 0,9678
SIZE 2135 5,9036 0,5817 4,2653 7,7305
GROWTH 2135 1,1274 0,2132 0,7911 3,6914
Dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu là dữ liệu thứ cấp được 
thu thập từ báo cáo tài chính theo năm đã được kiểm toán 
của các công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng 
khoán Việt Nam trong giai đoạn 2010 – 2014, gồm 427 
doanh nghiệp với 16 ngành nghề như sau: Bất động sản, 
Dầu Khí, Công nghệ viễn thông, Giáo dục, Dược phẩm – Y 
tế - HC, Nhựa – Bao bì, Cao su, Vận tải – Cảng – Taxi, Vật 
liệu xây dựng, Thực phẩm, Thủy sản, Sản xuất – Kinh 
doanh, Thép, Điện - Khí – Gas, Khoáng sản, Xây dựng. 
Bảng 2 cho thấy thống kê mô tả giá trị trung bình, độ lệch 
chuẩn, giá trị tối thiểu cũng như giá trị tối đa của các biến 
số này.
4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1 Phân tích tương quan
Hệ số tương quan được sử dụng để kiểm tra khả năng có 
thể xuất hiện đa cộng tuyến giữa các biến số bằng cách thiết 
lập ma trận hệ số tương quan của các biến, giữa các cặp 
biến không có trường hợp nào vượt quá 0,8, độ lớn của các 
hệ số tương quan chỉ ra rằng không có khả năng xuất hiện 
đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy.
Bảng 3. Ma trận tương quan giữa các biến ...  Nguyễn Thị Ngọc Diệp
 98 Tạp chí Khoa học Lạc Hồng Số 05 
trong nghiên cứu này nhóm tác giả sử dụng mô hình tác 
động cố định (FEM).
Bảng 4. Kết quả của kiểm định Hausman cho các mô hình
Kiểm định Hausman
Chi-Sq. 
Statistic
Chi-Sq. 
d.f.
Prob.
1A Cross-section random 129,8537 3 0,000
1B Cross-section random 175,8868 3 0,000
1C Cross-section random 218,3004 3 0,000
2A Cross-section random 58,4723 3 0,000
2B Cross-section random 78,3443 3 0,000
2C Cross-section random 55,3634 3 0,000
4.3 Phân tích kết quả hồi quy
4.3.1Kết quả hồi quy 
Kết quả hồi quy của các mô hình được thể hiện tại bảng 
5 qua hai trường hợp tương ứng với sáu mô hình hồi quy.
Bảng 5. Kết quả hồi quy các mô hình
Variable Coeff Std.
Error
t-
Statistic
Prob.
1A C 1,0961 0,1611 6,8024 0,0000
STD -0,0044 0,0386 -0,1142 0,9090
SIZE -0,1964 0,0272 -7,2162 0,0000
GROWTH 0,2128 0,0129 16,443 0,0000
1B C -0,0648 0,1528 -0,4243 0,6713
LTD -0,7960 0,0374 -21,265 0,0000
SIZE 0,0094 0,0258 0,3644 0,7155
GROWTH 0,2346 0,0111 21,006 0,0000
1C C -0,0662 0,1589 -0,4165 0,6771
TD -0,6416 0,0343 -18,691 0,0000
SIZE 0,0283 0,0273 1,0339 0,3013
GROWTH 0,2855 0,0120 23,702 0,0000
2A C -2,9722 0,5095 -5,8337 0,0000
STD 0,3452 0,1223 2,8226 0,0048
SIZE 0,6758 0,0862 7,8517 0,0000
GROWTH -0,1484 0,0409 -3,6267 0,0003
2B C -4,3448 0,5382 -8,0717 0,0000
LTD -0,8562 0,1318 -6,4939 0,0000
SIZE 0,9294 0,0911 10,197 0,0000
GROWTH -0,0949 0,0393 -2,4135 0,0159
2C C -3,7437 0,5515 -6,7871 0,0000
TD -0,3579 0,1191 -3,0049 0,0027
SIZE 0,8332 0,0950 8,7695 0,0000
GROWTH -0,0779 0,0418 -1,8653 0,0623
Kết quả mô hình hồi quy cho thấy biến STD tác động 
ngược chiều đến hiệu quả hoạt động đo bằng ROE và 
không có ý nghĩa thống kê, nhưng lại tác động cùng chiều 
đến hiệu quả hoạt động đo bằng Tobin_Q và có ý nghĩa 
thống kê.
Biến LTD tác động ngược chiều có ý nghĩa thống kê đến 
hiệu quả hoạt động đo bằng ROE và Tobin_Q. Biến TD tác 
động ngược chiều có ý nghĩa thống kê đến hiệu quả hoạt 
động đo bằng ROE và Tobin_Q. Biến SIZE tác động chủ
yếu cùng chiều có ý nghĩa thống kê đến hiệu quả hoạt động 
đo bằng ROE và Tobin_Q.
Biến GROWTH tác động cùng chiều có ý nghĩa thống kê 
đến hiệu quả hoạt động đo bằng ROE. Nhưng biến 
GROWTH lại tác động ngược chiều có ý nghĩa thống kê 
đến hiệu quả hoạt động đo bằng Tobin_Q.
4.3.2Kết quả hồi quy theo ngành
Để xem xét có sự ảnh hưởng cấu trúc vốn đến HQHĐ
của các công ty ở ngành nghề khác nhau có khác nhau hay 
không, nhóm tác giả tiến hành chạy mô hình hồi quy (1), 
(2) ở các ngành nghề với kết quả tại bảng 6.
Kết quả hồi quy của mô hình 1 (ROE) theo ngành cho 
thấy tỷ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (STD) có ảnh 
hưởng ngược chiều đến HQHĐ (ROE) ở các công ty ngành 
Vận tải - Cảng –Taxi có ý nghĩa với mức ý nghĩa 5%. Tại 
các ngành nghề khác STD ảnh hưởng cùng chiều ở ngành 
xây dựng, bất động sản và ảnh hưởng ngược chiều ở các
nhóm ngành nghề còn lại nhưng tất cả đều không có ý 
nghĩa thống kê. Tỷ số nợ dài hạn trên tổng tài sản (LTD) có 
ảnh hưởng ngược chiều đến HQHĐ (ROE) ở tất cả các 
ngành và có ý nghĩa, trừ ngành Vận tải-Cảng-Taxi không 
có ý nghĩa. Tỷ số tổng nợ trên tổng tài sản (TD) có ảnh 
hưởng ngược chiều đến HQHĐ (ROE) ở tất cả các ngành 
và có ý nghĩa so với mức ý nghĩa 1%.
Để xem xét sự ảnh hưởng cấu trúc vốn đến HQHĐ của 
các công ty theo chỉ số Tobin_q ở ngành nghề khác nhau có 
khác nhau (mô hình 2) nhóm tác giả tiến hành chạy mô 
hình hồi quy ở các ngành nghề và kết quả cho thấy tỷ số nợ
ngắn hạn trên tổng tài sản (STD) có ảnh hưởng cùng chiều 
đến HQHĐ (Tobin_q) của công ty ở hầu hết các ngành 
nhưng không có ý nghĩa, trừ ngành khác lại có ý nghĩa với 
mức ý nghĩa 10%. Tỷ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản 
(STD) có ảnh hưởng ngược chiều đến HQHĐ (Tobin_q) và 
có ý nghĩa chỉ đối với ngành Vận tải-Cảng-Taxi với mức ý 
nghĩa là 10%.
Tỷ số nợ dài hạn trên tổng tài sản (LTD) có ảnh hưởng
ngược chiều đến HQHĐ (Tobin_q) ở hầu hết tất cả các 
ngành và có ý nghĩa với mức ý nghĩa 1%. Đối với ngành 
Vận tải-Cảng-Taxi thì LTD có ảnh hưởng cùng chiều đến 
HQHĐ (Tobin_q) và có ý nghĩa với mức ý nghĩa 1%.
4.4 Kiểm định mô hình
Để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến trong các mô 
hình hồi quy xây dựng, với kết quả ở bảng 7, hệ số VIF ở
các mô hình phụ đều nhỏ hơn 10 [11], chứng tỏ không xảy 
ra hiện tượng đa cộng tuyến ở mô hình 1A, 1B, 1C, 2A, 2B, 
2C.
Để kiểm định hiện tượng tự tương quan có xảy ra trong 
mô hình khi HQHĐ được đo lường thông qua chỉ số ROE, 
TOBIN_Q thông qua chỉ số Durbin-Watson. Kết quả cho 
thấy các mô hình đều có dữ liệu từ 1 < Durbin-Watson < 3 
cho thấy không có sự tự tương quan trong các mô hình [11].
4.5 Thảo luận kết quả
Kết quả nghiên cứu cho thấy cấu trúc vốn ảnh hưởng 
ngược chiều đến HQHĐ tại các công ty ở Việt Nam giai 
đoạn từ năm 2010-2014 kết quả nghiên cứu cũng phù hợp 
với nghiên cứu của Mahfuzah Salim và Dr.Raj Yadav [9]. 
Quy mô công ty và tốc độ tăng trưởng ảnh hưởng cùng 
chiều đến hiệu quả hoạt động tại các công ty ở Việt Nam 
giai đoạn năm 2010-2014. Kết quả nghiên cứu cũng phù 
hợp với nghiên cứu của Mahfuzah Salim và Dr.Raj Yadav 
[9]. Tốc độ tăng trưởng đo bởi tốc độ tăng trưởng tổng tài 
sản (GROWTH) có ảnh hưởng cùng chiều đến hiệu quả
hoạt động tại các công ty ở các ngành nghề. Kết quả này 
hoàn toàn phù hợp với các công trình nghiên cứu của 
Mahfuzah Salim và Dr.Raj Yadav và các nghiên cứu trước 
Ảnh hưởng cấu trúc vốn đến hiệu quả hoạt động của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam 
 99 Tạp chí Khoa học Lạc Hồng Số 05 
đây. Ngoài ra, nhóm tác giả cũng đã ước tính các mô hình 
này bằng phương pháp FEM cho các ngành: ngành xây 
dựng, ngành bất động sản, ngành vật liệu xây dựng, ngành 
Sản xuất-Kinh doanh, Vận tải-Cảng-Taxi và ngành khác. 
Kết quả của những mô hình này cho thấy mỗi ngành có sự
khác biệt giữa các yếu tố trong mô mình. Đây cũng là điều 
giúp nhà đầu tư xem xét yếu tố ngành tới hiệu quả hoạt 
động của công ty.
5. KẾT LUẬN
5.1 Kết luận
Với mục tiêu nghiên cứu ảnh hưởng của yếu tố cấu trúc 
vốn đến HQHĐ của các công ty phi tài chính niêm yết trên 
TTCK sau khi đã loại ra những công ty không đầy đủ số
liệu, nghiên cứu tiến hành thu thập thông qua chuỗi dữ liệu 
được thu thập từ 427 công ty niêm yết trên Sở giao dịch 
Chứng khoán TP.HCM (HOSE) và Sở giao dịch Chứng 
khoán Hà Nội (HNX) giai đoạn 2010-2014. Kết quả nghiên 
cứu cho thấy, các biến STD, LTD, TD, SIZE, GROWTH có
tác động đến HQHĐ của các công ty đo bằng ROE và 
Tobin’s Q.
Kết quả nghiên cứu cho thấy HQHĐ công ty thể hiện qua 
ROE có quan hệ đồng biến với SIZE (Quy mô công ty) và 
quan hệ đồng biến với GROWTH (tốc độ tăng trưởng tổng 
tài sản) và có ý nghĩa. HQHĐ công ty thể hiện qua ROE có 
quan hệ nghịch biến với LTD (tỷ số nợ dài hạn trên tổng tài 
sản), TD (tỷ số tổng nợ trên tổng tài sản) và có ý nghĩa. 
Biến STD (tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản) có quan hệ
nghịch biến với ROE và không có ý nghĩa.
HQHĐ công ty thể hiện qua TOBIN_Q có quan hệ
nghịch biến với GROWTH (tốc độ tăng trưởng tổng tài sản) 
và có quan hệ đồng biến với SIZE (Quy mô công ty) và có 
ý nghĩa. HQHĐ công ty thể hiện qua TOBIN_Q có quan hệ
nghịch biến với LTD (tỷ số nợ dài hạn trên tổng tài sản), 
TD (tỷ số tổng nợ trên tổng tài sản) và có ý nghĩa. Biến 
STD (tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản) có quan hệ đồng 
biến với TOBIN_Q và có ý nghĩa với mức ý nghĩa 5%.
Bảng 6. Kết quả hồi quy theo ngành
(Ghi chú :*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% )
Bảng 7. Kết quả kiểm định đa cộng tuyến, sự tương quan và sự phù hợp của mô hình
5.2 Khuyến nghị
Từ kết quả nghiên cứu, nhóm tác giả có một số khuyến 
nghị đối với ban lãnh đạo công ty, nhà quản trị, nhà đầu tư 
nhằm nâng cao HQHĐ. Đối với nhà quản trị, lãnh đạo công 
ty muốn tăng HQHĐ (tính theo chỉ số ROE) thì cần chú 
trọng đến tốc độ tăng trưởng của tổng tài sản, vì quy mô 
công ty và tỷ số tăng trưởng tổng tài sản có ảnh hưởng khi 
gia tăng tỷ lệ này. Bên cạnh đó, HQHĐ của công ty còn 
chịu ảnh hưởng ngược chiều bởi tỷ số nợ dài hạn trên tổng 
tài sản, tỷ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản và tỷ số tổng nợ
trên tổng tài sản, như vậy muốn tối đa hóa ROE thì cần 
Mô 
hình
Ngành Xây dựng Bất động sản
Vật liệu 
xây dựng
Sản xuất -
Kinh doanh
Vận tải -
Cảng - Taxi
Ngành khác
1
STD
P-value 0,8272 0,6334 0,9688 0,8740 0,013** 0,6669
Hệ số 0,0237 0,0524 -0,0061 -0,0287 -0,2975 -0,0229
LTD
P-value 0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,7282 0,000***
Hệ số -0,7376 -0,4107 -1,2726 -1,3270 -0,0704 -0,7007
TD
P-value 0,000*** 0,008*** 0,000*** 0,000*** 0,003*** 0,000***
Hệ số -0,5834 -0,277 -0,9990 -1,0841 -0,3780 -0,5703
2
STD
P-value 0,3290 0,3379 0,4055 0,2365 0,0502* 0,0885*
Hệ số 0,3800 0,5636 0,2958 0,4737 -0,7444 0,2811
LTD
P-value 0,000*** 0,000*** 0,8564 0,6897 0,009*** 0,000***
Hệ số -1,4644 -3,6827 0,0576 -0,1354 1,6398 -0,7034
TD
P-value 0,017*** 0,000*** 0,4133 0,5904 0,6586 0,1091
Hệ số -0,8652 -2,3999 0,2301 0,1637 -0,1829 -0,2656
Mô hình Biến R-squared VIF
Adjusted 
R-squared
Durbin-
Watson
F-statistic
Prob
(F-statistic)
1A
STD 0,5807 2,3854
0,4999 1,5432 5,9275 0,0000SIZE 0,4790 1,9196
GROWTH 0,3110 1,4515
1B
LTD 0,6053 2,5335
0,6049 1,5284 8,5477 0,0000SIZE 0,5816 2,3905
GROWTH 0,2686 1,3674
1C
TD 0,6963 3,2930
0,5851 1,4228 7,9517 0,0000SIZE 0,6828 3,1528
GROWTH 0,3399 1,5150
2A
STD 0,5807 2,3854
0,2478 1,4718 2,6240 0,0000SIZE 0,4790 1,9196
GROWTH 0,3110 1,4515
2B
LTD 0,6053 2,5335
0,2626 1,4801 2,7552 0,0000SIZE 0,5816 2,3905
GROWTH 0,2686 1,3674
2C
TD 0,6963 3,2930
0,2483 1,2893 2,6281 0,0000SIZE 0,6828 3,1528
GROWTH 0,3399 1,5150
Bùi Văn Thụy, Nguyễn Thị Ngọc Diệp
100 Tạp chí Khoa học Lạc Hồng Số 05 
giảm các tỷ lệ nợ. Do đó, nhà quản trị nên điều chỉnh tổng 
tài sản để ROE tăng lên vừa điều chỉnh quy mô công ty, tỷ
số tăng trưởng tổng tài sản tăng lên và các tỷ số nợ trên 
tổng tài sản giảm xuống thì sẽ đem lại HQHĐ cao nhất.
Nếu nhà quản trị của công ty muốn nâng cao HQHĐ
(tính theo chỉ số Tobin’s Q) thì cần lưu ý quy mô của công 
ty, nếu quy mô càng tăng thì HQHĐ càng lớn. Việc sử dụng 
nợ trong ngắn hạn sẽ cải thiện HQHĐ, nhưng việc sử dụng 
nợ này cần phải cân đối giữa nợ ngắn hạn và nợ dài hạn sao 
cho tổng nợ trên tổng tài sản tác động đến HQHĐ là nhỏ
nhất.
Như vậy ta có thể thấy HQHĐ của các công ty có thể
được đo lường thông qua chỉ số ROE, Tobin’s Q. Mỗi chỉ
số hiệu quả hoạt động thì chịu sự tác động khác nhau của 
cấu trúc vốn. Bên cạnh đó, yếu tố ngành nghề cũng ảnh 
hưởng HQHĐ, những nhà quản trị trong các ngành bất 
động sản, xây dựng sử dụng nợ ngắn hạn sẽ đem lại HQHĐ 
cao nhất, các nhà quản lý nên lựa chọn các phương án tín 
dụng thương mại ngắn hạn đối với cả hai cách đo lường. 
Nhưng đối với các ngành nghề còn lại thì cần dần chuyển 
cơ cấu nợ dài hạn sang ngắn hạn và chuyển dần cơ cấu nợ
sang vốn chủ sở hữu nhiều hơn, cụ thể các công ty có thể
phát cổ phiếu hoặc sáp nhập với các công ty khác để có thể
chủ động nguồn lực tài chính.
Đối với các nhà đầu tư khi đầu tư vào ngành bất động 
sản, xây dựng cần lưu ý đến cơ cấu vốn của công ty, nếu 
công ty ít sử dụng nợ, hoặc sử dụng nợ ngắn hạn cao và có 
xu hướng chuyển dịch cơ cấu nợ giảm từ dài hạn sang ngắn 
hạn thì sẽ đem lại HQHĐ cao. Đối với các ngành còn lại 
nhìn chung công ty sử dụng tổng nợ trên tổng tài sản càng ít 
càng tốt. Kết quả này cũng đồng nhất với nghiên cứu của 
Mahfuzah Salim & Dr.Raj Yadav [9].
Ngoài ra, nghiên cứu này còn có nhiều ý nghĩa quan 
trọng trong lĩnh vực tài chính. Kết quả nghiên cứu cho thấy
trong các biến tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (STD), tỷ
lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (LTD), tỷ lệ tổng nợ trên tổng 
tài sản (TD), Quy mô công ty (SIZE), tốc độ tăng trưởng 
tổng tài sản (GROWTH) tác động đến HQHĐ của các công 
ty đo bằng ROE và Tobin’s Q. Ngoài ra các biến trong mô 
hình cũng tác động đến HQHĐ có sự khác biệt giữa các 
ngành...Thứ hai, nghiên cứu làm giàu thêm kiến thức về
ảnh hưởng cấu trúc vốn đến HQHĐ sử dụng dữ liệu Việt 
Nam. Ngoài ra, nghiên cứu còn mở ra hướng nghiên cứu 
khác là nên mở rộng mẫu nghiên cứu cho toàn bộ thị trường 
chứng khoán Việt Nam, để có một cái nhìn nhận mang tính 
toàn diện hơn cho các kết luận của chủ đề nghiên cứu, kết 
hợp nghiên cứu thêm các yếu tố vĩ mô, vi mô bên cạnh các 
yếu tố thuộc nội tại công ty ảnh hưởng tới HQHĐ của công 
ty.. để nghiên cứu phản ánh đầy đủ hơn các nhân tố tác 
động đến HQHĐ của các công ty niêm yết trên thị trường 
chứng khoán Việt Nam.
6. TÀI LIỆU THAM KHẢO
[1] Murphy, G. B., J. W. Trailer, and R. C. Hill, “Measuring 
Performance in Entrepreneurship Research”, Journal of 
Business Research, 36, 15-23, 1996.
[2] Damodaran, Investment Philosophies: Successful Strategies 
and the Investors Who Made Them Work, John Wiley & 
Sons, 2003.
[3] Dimitris Margaritis and Maria Psillaki, “Capital Structure 
and Firm Efficiency”, Journal of Business Finance & 
Accounting, Volume 34, Issue 9-10, pages 1447-1469, 
November/December 2007.
[4] Wei Xu, Xiangzhen Xration, Shoufeng Zhang, “An empirical 
study on relationship between corporation performance and 
capital structure”, China - USA Business Review, 2005.
[5] Modigliani, F and Miller, M, “Corporate income taxes and 
cost of capital: a correction”, American Economic Review, 
53: 443-453, 1963.
[6] Myers SC, “Capital Structure”, J. Economic Perspectives,
15(2):81-102, 2001.
[7] James Tobin, “A General Equilibrium Approach To 
Monetary Theory”,Journal of Money, Credit and Banking, 
1(1): 15-29, 1969.
[8] Onaolapo AA, Kajola SO, “Capital structure and firm 
performance: evidence from Nigeria”, European J. 
Economics, Finance and Administrative Sciences, 25:70-82, 
2010.
[9] Mahfuzah Salim và Dr.Raj Yadav, “Capital Structure and 
Firm Performance: Evidence from Malaysian Listed 
Companies”, Procedia-Social and Behavioral Sciences 65 
(2012) 156-166; International Congress on Interdisciplinary 
Business and Social Science, 2012,
[10] Zeitun, R and Tian, G, “Capital structure and corporate 
performance: evidence from Jordan”, Australasian 
Accounting Business and Finance Journal, 1: 40-53, 2007.
[11] Hoàng Ngọc Nhậm, Giáo trình kinh tế lượng, Nhà xuất bản 
thống kê, TP. Hồ Chí Minh, 2004.
[12] Franco Modigliani and Merton H. Miller, “Corporate Income 
Taxes and the Cost of Capital: A Correction”, The American 
Economic Review, Vol. 53, No. 3 (Jun., 1963), pp. 433-443, 
1963.
[13] 
khcn/htnc/htnc_chitiet;jsessionid
TIỂU SỬ TÁC GIẢ
Bùi Văn Thụy
Năm sinh 1988, Đồng Nai. Tốt nghiệp Đại học và Thạc sĩ tại trường Đại học Lạc Hồng năm 2011 và 
2015. Hiện là giảng viên trường ĐH Lạc Hồng, ĩnh vực nghiên cứu về lĩnh vực thống kê, kinh tế lượng, 
tài chính, ngân hàng, chứng khoán.
Email: thuybvt@gmail.com
Nguyễn Thị Ngọc Diệp
Năm sinh 1980, Hà Nam, tốt nghiệp Đại học tại Trường Đại học Lạc Hồng năm 2002, Thạc sĩ tại Trường 
Đại học Mở thành phố Hồ Chí Minh năm 2012. Hiện đang là nghiên cứu sinh tại Trường Đại học Ngân 
hàng K19-2014, là trưởng bộ môn Ngân hàng tại trường Đại học Lạc Hồng. 
Email: ngocdiep1980.dhlh@gmail.com