Tác động của cơ cấu vốn đến lợi nhuận của các doanh nghiệp phi tài chính trên sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh

TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC VĂN LANG Lê Hoàng Vinh 103 TÁC ĐỘNG CỦA CƠ CẤU VỐN ĐẾN LỢI NHUẬN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP PHI TÀI CHÍNH TRÊN SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH THE IMPACT OF CAPITAL STRUCTURE ON THE PROFITABILITY OF THE NON-FINANCIAL FIRMS LISTED ON HO CHI MINH STOCK EXCHANGE LÊ HOÀNG VINH TÓM TẮT: Bài viết nghiên cứu tác động của cơ cấu vốn đến lợi nhuận của nhóm doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE). Phân tích hồi quy theo GLS cho thấy, cơ cấu vốn có tác động đến lợi nhuận của các doanh nghiệp, cụ thể là mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính có tác động ngược chiều đến lợi nhuận và theo đó, doanh nghiệp cần điều chỉnh giảm mức độ sử dụng nợ ngắn hạn và nợ dài hạn để tạo cơ hội gia tăng lợi nhuận. Từ khóa: cơ cấu vốn; lợi nhuận; quy mô doanh nghiệp; doanh nghiệp phi tài chính. ABSTRACT: The paper studies the impact of capital structure on the profitability of the non-financial firms listed on Ho Chi Minh Stock Exchange (HOSE). GLS regression analysis shows that the capital structure affects the profitability of the non-financial firms, the level of using debt has the opposite effect on the profitability, both the short term and long term debts were found to have negative impact on the profitability at 1% level of significance. Key words: capital structure; profitability; firm size; non-financial firms. 1. ĐẶT VẤN ĐỀ Quyết định cơ cấu vốn là một trong những quyết định tài chính quan trọng đối với các doanh nghiệp, đó là quyết định kết hợp giữa các nguồn tài trợ khác nhau cho doanh nghiệp, thường được đề cập đến với sự kết hợp giữa nợ phải trả và vốn chủ sở hữu [4, tr.472-473]. Sự tồn tại của nợ trong cơ cấu vốn hình thành nên đòn bẩy tài chính, khi đó rủi ro của doanh nghiệp sẽ tăng lên ngoài rủi ro kinh doanh, đó là rủi ro tài chính với hai khía cạnh biểu hiện: 1) gia tăng thêm mức độ không chắc chắn cho lợi nhuận dành cho chủ sở hữu và 2) gia tăng khả năng xảy ra tình trạng kiệt quệ tài chính.  TS. Trường Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh, vinhlh@buh.edu.vn, Mã số: TCKH11-07-2018 Trong phạm vi bài viết này, chúng tôi sẽ nghiên cứu khía cạnh biểu hiện thứ nhất của rủi ro tài chính thông qua kiểm định tác động của cơ cấu vốn đến lợi nhuận của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên HOSE trong giai đoạn 2014 – 2017, qua đó gợi ý chính sách liên quan cơ cấu vốn nhằm mục tiêu gia tăng lợi nhuận cho các doanh nghiệp cũng như cung cấp kênh thông tin hữu ích cho các chủ thể có liên quan trong việc nhận diện khả năng đạt mục tiêu lợi nhuận thông qua quyết định điều chỉnh cơ cấu vốn của các doanh nghiệp. TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC VĂN LANG Số 12, Tháng 11 - 2018 104 2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT, BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU Lý thuyết M&M (1958) về cơ cấu vốn hàm ý rằng, suất sinh lời dành cho chủ sở hữu được cấu thành bởi suất sinh lời trên tài sản và tác động của nợ, trong đó tác động của nợ đến suất sinh lời dành cho chủ sở hữu bao gồm hiệu quả sử dụng nợ và mức độ sử dụng nợ [1, tr.256-260], [4, tr.470-480]. Theo đó, doanh nghiệp gia tăng mức độ sử dụng nợ làm gia tăng suất sinh lời dành cho chủ sở hữu nếu hiệu quả sử dụng nợ được đảm bảo; tuy nhiên, gia tăng mức độ sử dụng nợ sẽ làm tăng thêm rủi ro kiệt quệ tài chính nên trong một số trường hợp, các chủ nợ có khuynh hướng đòi hỏi mức lãi suất cao hơn, dẫn đến hiệu quả sử dụng nợ giảm, khiến tác động tích cực của nợ đến suất sinh lời dành cho chủ sở hữu sẽ giảm, hoặc doanh nghiệp không còn nhận được tác động tích cực mà chuyển sang tác động tiêu cực do không đảm bảo hiệu quả sử dụng nợ và kết quả là suất sinh lời dành cho chủ sở hữu bị giảm nhiều hơn, thậm chí doanh nghiệp có thể thua lỗ do quyết định gia tăng mức độ sử dụng nợ. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cung cấp bằng chứng khác nhau về tác động của cơ cấu vốn đến lợi nhuận của các doanh nghiệp: 1) Cơ cấu vốn thể hiện qua tỷ số nợ có ảnh hưởng tiêu cực đến lợi nhuận đã được kiểm chứng bởi nghiên cứu của Lucy W. M. và các cộng sự [5] đối với trường hợp 42 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Kenya trong giai đoạn 2006 – 2012, nghiên cứu của Syed Shah Fasih Ur Rehman [8] cho trường hợp 35 doanh nghiệp niêm yết thuộc ngành đường tại Pakistan trong giai đoạn 2006 – 2011, nghiên cứu của Tharmila K. và Arulvel K. K. [9] cho trường hợp 30 doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Colombo trong giai đoạn 2007 – 2011, nghiên cứu của Richard O. A. và các cộng sự [7] đối với 22 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Nigeria trong giai đoạn 2011 – 2015, hay nghiên cứu của Abbasali P. và Esfandiar M. [2] cho trường hợp 80 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Tehran trong giai đoạn 2006 – 2010. 2) Cơ cấu vốn thể hiện qua tỷ số nợ có ảnh hưởng tích cực đến lợi nhuận được khẳng định trong nghiên cứu của Nirajini A. và Priya K. B. [6] cho trường hợp 11 doanh nghiệp thương mại niêm yết tại Sri Lanka trong giai đoạn 2006 – 2010, hay nghiên cứu của Abor J. [3] đối với trường hợp 22 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Ghana trong giai đoạn 1989 – 2002. Cơ sở lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm trước đây cho thấy, cơ cấu vốn có thể tác động tích cực hoặc tiêu cực đến lợi nhuận tùy từng trường hợp cụ thể, từ đó mô hình hồi quy dự kiến đối với trường hợp các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên HOSE tác giả đề xuất theo nghiên cứu thực nghiệm của Abor J. [3] như sau: Hình 1. Mô hình nghiên cứu CƠ CẤU VỐN  Tỷ số nợ trên tổng tài sản  Tỷ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản  Tỷ số nợ dài hạn trên tổng tài sản LỢI NHUẬN  Khả năng tăng trưởng  Quy mô doanh nghiệp TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC VĂN LANG Lê Hoàng Vinh 105 Theo mô hình nghiên cứu (Hình 1), bài viết sẽ thực hiện kiểm định tác động của cơ cấu vốn đến lợi nhuận của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên HOSE với hai mô hình cụ thể: Mô hình 1: PROF = β0 + β1* TD + β2*SIZE + β3*GROWTH Mô hình 2: PROF = β0 + β1*STD + β2*LTD + β3*SIZE + β4*GROWTH Trong đó: Biến phụ thuộc là lợi nhuận (PROF), được đo lường bởi suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu, xác định bằng cách lấy lợi nhuận sau thuế chia cho vốn chủ sở hữu bình quân; Biến độc lập là cơ cấu vốn, được đo lường bởi tỷ số nợ (TD), xác định bằng cách lấy tổng nợ chia cho tổng tài sản. Ngoài ra, cơ cấu vốn còn được tiếp cận chi tiết hơn với tỷ số nợ ngắn hạn (STD), được tính bằng cách lấy nợ ngắn hạn chia cho tổng tài sản, và tỷ số nợ dài hạn (LTD), được tính bằng cách lấy nợ dài hạn chia cho tổng tài sản; Hai biến kiểm soát là quy mô doanh nghiệp (SIZE), được đo lường bởi logarit của doanh thu thuần và khả năng tăng trưởng (GROWTH), được đo lường bởi tỷ lệ tăng (giảm) doanh thu thuần năm sau so với năm trước liền kề. Bảng 1, thống kê kỳ vọng về dấu tác động của cơ cấu vốn, quy mô doanh nghiệp và khả năng tăng trưởng đến lợi nhuận của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên HOSE. Bảng 1. Kỳ vọng dấu tác động của các biến Biến độc lập Dấu kỳ vọng Bằng chứng thực nghiệm TD + Nirajini A. và Priya K. B. [6], Abor J. [3]. STD + Abor J. [3], Lucy W. M. và các cộng sự [5], Richard O. A. và các cộng sự [7]. LTD – Abor J. [3], Lucy W. M. và các cộng sự [5]. SIZE + Abor J. [3], Abbasali P. và Esfandiar M. [2], Lucy W. M. và các cộng sự [5], Richard O. A. và các cộng sự [7]. GROWTH + Abor J. [3], Abbasali P. và Esfandiar M. [2]. 3. DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Mẫu nghiên cứu tác động của cơ cấu vốn đến lợi nhuận là 179 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên HOSE trong giai đoạn 2014 – 2017, nguồn dữ liệu từ báo cáo tài chính đã kiểm toán hằng năm. Mẫu nghiên cứu này được xác định qua hai bước: Bước 1: Xuất phát từ tổng thể các doanh nghiệp niêm yết trên HOSE, đề tài lựa chọn các doanh nghiệp đưa vào mẫu nghiên cứu khi thỏa mãn đồng thời các tiêu chí sau: i) Không phải là những doanh nghiệp thuộc ngành tài chính (ngân hàng, chứng khoán, bảo hiểm), ii) Cổ phiếu của doanh nghiệp vẫn còn niêm yết trên thị trường tính đến thời điểm kết thúc năm tài chính 2017, iii) Có đầy đủ báo cáo tài chính từ năm 2014 đến năm 2017, tính đến thời điểm 30-04-2018, và iv) Tất cả báo cáo tài chính được kiểm toán và báo cáo kiểm toán cho ý kiến chấp nhận tính hợp lý và trung thực theo nguyên tắc trọng yếu. Kết quả bước thứ nhất, đề tài chọn mẫu nghiên cứu với 249 doanh nghiệp và tiến hành bước thứ hai. TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC VĂN LANG Số 12, Tháng 11 - 2018 106 Bước 2: Thực hiện kiểm định những giá trị dị biệt (Outliers) của các biến phụ thuộc và biến độc lập trong các mô hình, sử dụng phương pháp dựa vào số trung vị. Sau bước thực hiện này, đề tài xác định mẫu nghiên cứu chính thức là 179 doanh nghiệp. Với mẫu nghiên cứu đề cập trên, bài viết sử dụng phương pháp phân tích hồi quy đa biến với dữ liệu bảng theo mô hình các yếu tố tác động cố định (FEM) và mô hình các yếu tố tác động ngẫu nhiên (REM); kiểm định Hausman được sử dụng để lựa chọn mô hình phù hợp. Sau khi kiểm định, các khuyết tật của mô hình như đa cộng tuyến, phương sai sai số thay đổi và tự tương quan, nếu có một trong các khuyết tật này, bài viết sẽ khắc phục bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS). 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 4.1. Thống kê mô tả Thống kê mô tả các biến trong mô hình nghiên cứu được trình bày tại bảng 2. Bảng 2. Thống kê mô tả các biến Biến Trung bình Lớn nhất Nhỏ nhất Độ lệch chuẩn Số quan sát PROF 0.1470 0.4495 -0.1931 0.105812 716 TD 0.4339 0.9693 0.007800 0.209845 716 STD 0.3759 0.9588 0.007800 0.204816 716 LTD 0.0581 0.2736 0.000000 0.068382 716 SIZE 13.9022 19.1472 8.6286 1.4331 716 GROWTH 0.4064 74.60160 -0.8169 3.660499 716 Nguồn: Xử lý từ báo cáo tài chính của các doanh nghiệp PROF có giá trị trung bình là 14.70%, cho thấy các doanh nghiệp đảm bảo kinh doanh có lãi khi xét chung với nhau. TD có giá trị trung bình là 43.39%, cho thấy các doanh nghiệp có cơ cấu vốn nghiêng về vốn chủ sở hữu hơn là nợ, khẳng định sự tồn tại đòn bẩy tài chính trong các doanh nghiệp với kỳ vọng gia tăng lợi nhuận. Thống kê mô tả các biến kiểm soát cho thấy sự đa dạng quy mô doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu, phần lớn các doanh nghiệp chứng tỏ có khả năng tăng trưởng. 4.2. Phân tích tương quan Kết quả xác định hệ số tương quan giữa các biến có đính kèm theo bên dưới từng hệ số tương quan là mức ý nghĩa, được trình bày thể hiện tại bảng 3. TD có tương quan âm với PROF và STD có tương quan dương với PROF, nhưng cả hai trường hợp này lại không có thống kê theo mức ý nghĩa 1%, 5% hay 10%; trong khi đó, LTD có tương quan âm với PROF theo mức ý nghĩa 5%, hàm ý rằng mối quan hệ giữa lợi nhuận và cơ cấu vốn của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên HOSE cần tập trung quan tâm trong dài hạn nhằm đảm bảo mục tiêu tăng giá trị doanh nghiệp. SIZE có tương quan dương với PROF theo mức ý nghĩa 1%, cho thấy biến động quy mô doanh nghiệp cùng chiều với biến động lợi nhuận; trong khi đó, GROWTH có tương quan âm với PROF, tuy nhiên trường hợp này không có ý nghĩa thống kê theo mức 1%, 5% hay 10%. TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC VĂN LANG Lê Hoàng Vinh 107 Bảng 3. Ma trận tương quan giữa các biến PROF TD STD LTD SIZE GROWTH PROF 1.0000 ----- TD -0.0202 1.0000 0.5893 ----- STD 0.0067 0.9459 1.0000 0.8578 0.0000 ----- LTD -0.0821 0.2356 -0.0925 1.0000 0.0281 0.0000 0.0132 ----- SIZE 0.1575 0.1108 0.1122 0.0040 1.0000 0.0000 0.0030 0.0026 0.9153 ----- GROWTH -0.0587 -0.0283 -0.0188 -0.0305 -0.0203 1.0000 0.1168 0.4494 0.6151 0.4157 0.5871 ----- Nguồn: Xử lý từ báo cáo tài chính của các doanh nghiệp 4.3. Phân tích hồi quy Kết quả hồi quy theo FEM và REM của hai mô hình được tổng hợp tại bảng 4 và bảng 5 trình bày kết quả kiểm định Hausman để lựa chọn giữa FEM với REM, kèm theo đó là mức độ phù hợp của kết quả hồi quy được lựa chọn thể hiện qua R2. Bảng 4. Kết quả hồi quy Biến Chỉ tiêu Mô hình 1 Mô hình 2 FEM REM FEM REM TD Hệ số β 0.0506 -0.0649 P-value 0.2535 0.0128** STD Hệ số β 0.0949 -0.0493 P-value 0.0413** 0.0667*** LTD Hệ số β -0.1743 -0.1953 P-value 0.0465** 0.0026* SIZE Hệ số β 0.0410 0.0341 0.0431 0.0340 P-value 0.0000* 0.0000* 0.0000* 0.0000* GROWTH Hệ số β 0.0009 0.0004 0.0009 0.0004 P-value 0.2752 0.5571 0.2756 0.5884 C Hệ số β -0.4452 -0.2987 -0.4776 -0.2954 P-value 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 Nguồn: Xử lý từ báo cáo tài chính của các doanh nghiệp (*) Mức ý nghĩa 1%, (**) Mức ý nghĩa 5% và (***) Mức ý nghĩa 10% TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC VĂN LANG Số 12, Tháng 11 - 2018 108 Bảng 5. Kiểm định Hausman và R2 của mô hình được lựa chọn Chỉ tiêu Mô hình 1 Mô hình 2 P-value 0.0053 0.0016 R2 0.7620 0.7659 Lựa chọn FEM FEM Nguồn: Xử lý từ kết quả hồi quy Theo bảng 5, P-value của hai mô hình đều nhỏ hơn 5% nên kết quả hồi quy theo FEM được lựa chọn, cụ thể theo kết quả tại bảng 4: Mô hình 1, chỉ có SIZE được chấp nhận để giải thích cho PROF với mức ý nghĩa 1%, trong khi đó TD và GROWTH không có ý nghĩa thống kê; Mô hình 2, có STD và LTD được chấp nhận để giải thích cho PROF với mức ý nghĩa 5%, SIZE được chấp nhận để giải thích cho PROF với mức ý nghĩa 1%, trong khi đó GROWTH không có ý nghĩa thống kê. 4.4. Kiểm định khuyết tật của mô hình 4.4.1. Kiểm định tự tương quan Kiểm định Hausman của hai mô hình đều lựa chọn kết quả hồi quy theo FEM, FEM chỉ quan tâm đến những khác biệt mang tính cá nhân đóng góp vào mô hình nên không có hiện tượng tự tương quan; vì vậy bài viết không thực hiện kiểm định này. 4.4.2. Kiểm định đa cộng tuyến Xét hệ số tương quan giữa biến độc lập và các biến kiểm soát với nhau của từng mô hình, tất cả trường hợp tại bảng 3 đều có hệ số tương quan của từng cặp biến với giá trị tuyệt đối nhỏ hơn 0.8 chứng tỏ không có tương quan mạnh giữa các biến và do đó dự đoán không có hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng giữa các biến [10]. Để khẳng định chắc chắn hơn rằng, có hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng giữa các biến hay không, bài viết xác định hệ số phóng đại phương sai và trình bày tại bảng 6, theo đó hệ số phóng đại phương sai của tất cả các trường hợp đều nhỏ hơn 10, cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng giữa các biến với nhau [10]. Bảng 6. Hệ số phóng đại phương sai Chỉ tiêu Mô hình 1 Mô hình 2 TD 1.2165 STD 1.2280 LTD 1.0189 SIZE 1.2266 1.2308 GROWTH 1.0093 1.0102 Nguồn: Xử lý từ kết quả hồi quy 4.4.3. Kiểm định phương sai sai số thay đổi Bài viết sử dụng kiểm định White để nhận biết có hiện tượng phương sai sai số thay đổi hay không trong các mô hình nghiên cứu, kết quả được trình bày tại bảng 7. Bảng 7. Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi Chỉ tiêu Mô hình 1 Mô hình 2 Obs*R- squared 19.6098 21.4753 Prob. Chi- Square(9) 0.0205 Prob. Chi- Square(14) 0.0901 Kết luận Có Có Nguồn: Xử lý từ kết quả hồi quy Theo bảng 7, p-value nhỏ hơn 5% đối với mô hình 1 và p-value nhỏ hơn 10% đối với mô hình 2; kết luận có hiện tượng phương sai sai số thay đổi theo những mức ý nghĩa này; vì vậy, để khắc phục hiện tượng này, bài viết sẽ thực hiện hồi quy theo GLS và trình bày tại bảng 8. TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC VĂN LANG Lê Hoàng Vinh 109 Bảng 8. Kết quả hồi quy theo GLS Biến Chỉ tiêu Mô hình 1 Mô hình 2 TD Hệ số β -0.1138 P-value 0.0000* STD Hệ số β -0.1101 P-value 0.0000* LTD Hệ số β -0.2143 P-value 0.0000* SIZE Hệ số β 0.0374 0.0367 P-value 0.0000* 0.0000* GROWTH Hệ số β -0.0008 -0.0009 P-value 0.1662 0.1267 C Hệ số β -0.3245 -0.3113 P-value 0.0000 0.0000 R2 0.5727 0.5982 Nguồn: Xử lý từ báo cáo tài chính của các doanh nghiệp (*) Mức ý nghĩa 1% Kết quả hồi quy hai mô hình theo GLS cho thấy TD, STD, LTD và SIZE được chấp nhận để giải thích cho PROF với mức ý nghĩa 1%, GROWTH không có ý nghĩa thống kê. 4.5. Thảo luận Kết quả hồi quy theo GLS tìm thấy cơ cấu vốn thể hiện qua tỷ số nợ tác động ngược chiều đến lợi nhuận của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên HOSE, kết quả này trái ngược với kỳ vọng của nhóm tác giả và kết quả nghiên cứu của Nirajini A. và Priya K. B. [6] và Abor J. [3]. Tuy nhiên kết quả này ủng hộ lý thuyết đòn bẩy tài chính rằng, không phải mọi trường hợp gia tăng mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính đều làm tăng lợi nhuận, mà gia tăng sử dụng đòn bẩy tài chính chỉ làm tăng lợi nhuận khi tỷ suất sinh lời trên tài sản lớn hơn chi phí của nguồn tài trợ hình thành nên đòn bẩy tài chính theo lý thuyết M&M [5, tr.256]. Tiếp cận chi tiết hơn về tác động cơ cấu vốn đến lợi nhuận, theo đó kết quả hồi quy theo GLS còn tìm thấy tác động ngược chiều của mức độ sử dụng nợ ngắn hạn và mức độ sử dụng nợ dài hạn đến lợi nhuận của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên HOSE; kết quả này cũng trái ngược với giả thuyết kỳ vọng cho trong ngắn hạn và thống nhất với giả thuyết kỳ vọng trong dài hạn. Các doanh nghiệp đều gặp bất lợi khi sử dụng nợ cho dù là trong ngắn hạn hay dài hạn nếu như hiệu quả sử dụng nợ không được đảm bảo, điều này có thể xuất phát từ hiệu quả đầu tư thấp, hoặc chi phí của nợ cao, hoặc cả hai nguyên nhân này. TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC VĂN LANG Số 12, Tháng 11 - 2018 110 Ngoài ra, kết quả nghiên cứu còn chỉ ra quy mô doanh nghiệp tác động cùng chiều đến lợi nhuận của doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên HOSE, ủng hộ lý thuyết lợi thế kinh tế vì quy mô, và có thể lý giải rằng các doanh nghiệp nhận thấy việc mở rộng quy mô doanh nghiệp tạo ra cho doanh nghiệp lợi thế để giảm chi phí đầu vào của hoạt động sản xuất kinh doanh, giảm thiểu tình trạng bất cân xứng thông tin và giảm chi phí đại diện và dẫn đến cơ hội tăng lợi nhuận; không những thế, quy mô doanh nghiệp càng lớn góp phần khẳng định vị thế của doanh nghiệp trên thị trường, cơ hội gia tăng tiêu thụ sản phẩm, tăng doanh thu và dẫn đến gia tăng lợi nhuận. 5. KẾT LUẬN Nghiên cứu thực nghiệm cho trường hợp các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên HOSE bằng phương pháp phân tích hồi quy dữ liệu bảng chứng minh cơ cấu vốn thể hiện qua tỷ số nợ có tác động ngược chiều đến lợi nhuận, kết quả này gợi ý các nhà quản trị tài chính cần phải quan tâm đến quyết định tài trợ, cụ thể là cân nhắc điều chỉnh mức độ sử dụng nợ, kể cả nợ ngắn hạn và nợ dài hạn tùy thuộc mối quan hệ giữa hiệu quả đầu tư và chi phí của nợ, gia tăng mức độ sử dụng nợ chỉ nên cân nhắc lựa chọn khi hiệu quả sử dụng vẫn được đảm bảo để qua đó gia tăng lợi nhuận. Ngoài ra, kết quả nghiên cứu còn gợi ý rằng doanh nghiệp cần tận dụng tích cực lợi thế kinh tế vì quy mô nhằm gia tăng doanh thu, tiết kiệm chi phí và từ đó gia tăng lợi nhuận. TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Ngô Kim Phượng, Lê Hoàng Vinh và cộng sự (2018), Phân tích tài chính doanh nghiệp (tái bản lần 4), Nxb Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh. [2] Abbasali P. và Esfandiar M. (2012), The Relationship between Capital Structure and Firm Performance Evaluation Measures: Evidence from the Tehran Stock Exchange, International Journal of Business and Commerce Vol. 1, No. 9: May 2012 (ISSN: 2225-2436). [3] Abor J. (2005), The Effect of Capital Structure on Profitability: An empirical analysis of Listed Firms in Ghana, The Journal of risk finance. 6(5). [4] Brealey và cộng sự (2008, ninth edition), Principles of Corporate Finance, Mc Graw- Hill International Edition. [5] Lucy W. M. và cộng sự (2014), Relationship between Capital Structure and Performance of Non- Financial Companies Listed In the Nairobi Securities Exchange, Kenya , ISSN: 2311-3162. [6] Nirajini A. và Priya K. B. (2013), Impact of Capital Structure on Financial Performance of the Listed Trading Companies in Sri Lanka, ISSN 2250-3153. TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC VĂN LANG Lê Hoàng Vinh 111 [7] Richard O. A. và các cộng sự (2017), Capital Structure Decision and Firm Performance: Evidence from Non-Financial Firms in Nigeria, Acta Universitatis Danubius, Œconomica, Vol 13, No 6. [8] Syed Shah Fasih Ur Rehman (2013), Relationship between Financial Leverage and Financial Performance: Empirical Evidence of Listed Sugar Companies of Pakistan , Online ISSN: 2249-4588 & Print ISSN: 0975-5853. [9] Tharmila K. và Arulvel K. K. (2013), The impact of the capital structure and financial performance: A study of the listed companies traded in Colombo stock exchange, Merit Research Journal of Accounting, Auditing, Economics and Finance Vol. 1(5). [10] Gujarati, D. N (2011), Econometrics by Example, Paperback, Chương 10: Vấn đề đa cộng tuyến và cỡ mẫu nhỏ, Bản dịch của Chương trình giảng dạy kinh tế Fulbight, truy cập 20/05/2018. Ngày nhận bài: 28-6-2018. Ngày biên tập xong: 19-11-2018. Duyệt đăng: 28-11-2018