Nghiên cứu cơ cấu nguồn vốn của các công ty cổ phần dược phẩm niêm yết thông qua mô hình hồi quy ngưỡng

20
© Học viện Ngân hàng
ISSN 1859 - 011X 
Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
Số 192- Tháng 5. 2018
Nghiên cứu cơ cấu nguồn vốn của các 
công ty cổ phần dược phẩm niêm yết 
thông qua mô hình hồi quy ngưỡng
 QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP 
Đàm Thanh Tú
Bùi Thị Hà Linh
Ngày nhận: 08/01/2018 Ngày nhận bản sửa: 24/01/2018 Ngày duyệt đăng: 22/03/2018
Việc hoạch định cơ cấu nguồn vốn đóng vai trò hết sức quan trọng 
trong quản trị doanh nghiệp (DN), nó tác động đến giá trị DN và có 
khả năng khuếch đại thu nhập cho chủ sở hữu DN. Chính vì thế, việc 
nghiên cứu để xác định một ngưỡng cơ cấu nguồn vốn tối ưu đã từ 
lâu trở thành một đề tài được rất nhiều các nhà khoa học trên thế 
giới quan tâm. Bài viết này nghiên cứu tác động của hệ số nợ đến giá 
trị của các công ty Dược phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán 
Việt Nam (TTCKVN) trong giai đoạn từ năm 2009- 2016 thông qua 
mô hình hồi quy ngưỡng. Trong nghiên cứu này, chúng tôi sử dụng 
chỉ tiêu ROE và Tobin (được xác định bằng giá trị thị trường của vốn 
chủ sở hữu và các khoản nợ chia cho giá trị sổ sách tổng tài sản của 
DN tại thời điểm cuối năm) làm đại diện cho giá trị DN. Kết quả thực 
nghiệm là căn cứ để chúng tôi đưa ra những khuyến nghị về chính 
sách tài trợ cho các công ty Dược phẩm niêm yết trong thời gian tới. 
Từ khóa: cơ cấu nguồn vốn, hồi quy ngưỡng, dược phẩm, giá trị 
doanh nghiệp.
1. Giới thiệu
ối quan hệ giữa cơ cấu nguồn 
vốn và giá trị DN trở thành 
vấn đề được tranh cãi khá 
nhiều trong giới khoa học 
tài chính. Có không ít những 
nghiên cứu đã đưa ra các quan điểm trái chiều 
nhau về mối quan hệ này như:
- Cơ cấu nguồn vốn không liên quan đến giá 
trị DN: Những đại diện ủng hộ quan điểm này 
như Modigliani và Miller (1958), Ebaid (2009), 
Saeedi (2011)...
- Cơ cấu nguồn vốn có quan hệ tích cực đến giá 
trị DN: Quan điểm này được minh chứng trong 
nghiên cứu tiếp theo của Modigliani và Miller 
(1963) và cũng đã được kiểm chứng bởi các 
nghiên cứu của Abor (2005), H. Mitani (2014). 
 QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP
21Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 192- Tháng 5. 2018
- Cơ cấu nguồn vốn có quan hệ tiêu cực đến giá 
trị DN: Cơ sở của quan điểm này dựa trên lý 
thuyết trật tự phân hạng của Myers và Majluf 
(1984). Theo lý thuyết trật tự phân hạng, các 
DN sẽ ưu tiên sử dụng nguồn vốn nội bộ trước 
tiên và chỉ phát hành nợ khi nhu cầu vốn vượt 
qua khả năng tài trợ bằng nguồn nội bộ. Vì vậy, 
các DN có hiệu quả hoạt động cao thường sử 
dụng nợ với mức độ thấp. Lý thuyết trật tự phân 
hạng cũng được sự đồng thuận trong các nghiên 
cứu của Booth và các cộng sự (2001).
- Tồn tại một cơ cấu nguồn vốn tối ưu có tác 
dụng gia tăng giá trị DN: Quan điểm về cơ 
cấu nguồn vốn tối ưu được chứng minh qua lý 
thuyết đánh đổi (trade-off theory) hay lý thuyết 
cơ cấu vốn tối ưu của Myers (1977). Theo 
Myers, khi DN sử dụng nợ đến một mức độ 
(ngưỡng) nào đó lợi ích của lá chắn thuế từ nợ 
vay sẽ đánh đổi với chi phí phá sản do đó tồn 
tại một cơ cấu nguồn vốn tối ưu có thể tối đa 
hoá giá trị DN hay hiệu quả hoạt động của DN. 
Quan điểm về cơ cấu nguồn vốn tối ưu đã được 
kiểm chứng bởi các nghiên cứu thực nghiệm 
của Y.S. Cheng (2010), F.L. Lin (2011), Admad 
(2013)
Tại Việt Nam, các nghiên cứu của L.T.P. Vy 
và P.Đ. Nam (2013); V.H. Đức và V.T. Luân 
(2014); V.X. Vinh và N.T. Phú (2014) đã chỉ 
ra được sự ảnh hưởng của cơ cấu nguồn vốn 
đến giá trị DN và thông qua mô hình hồi quy 
ngưỡng cũng đã tìm ra được cơ cấu nguồn vốn 
tối ưu cho một số ngành hoặc toàn bộ các công 
ty niêm yết trên TTCK Việt Nam.
Tóm lại, không có một lý thuyết chung nào cho 
sự lựa chọn tỷ lệ nợ nhằm tối đa hóa giá trị DN. 
Một số nghiên cứu trước đây đã chỉ ra rằng giá 
trị DN và cơ cấu nguồn 
vốn là một hàm tuyến 
tính, có nghĩa là độ 
dốc của giá trị DN là 
không đổi trong tất cả 
các tỷ lệ nợ khác nhau. 
Có nghĩa là hàm hồi 
quy là giống hệt nhau 
trên tất cả các quan sát 
trong một mẫu. Nhưng 
trên thực tế với mỗi 
tỷ lệ nợ khác nhau, nó 
ảnh hưởng đến giá trị công ty khác nhau- nó có 
thể tác động tích cực hay tiêu cực đến giá trị 
công ty. Hơn nữa, các kết quả nghiên cứu thực 
nghiệm trước đây hoặc là số liệu đã không còn 
tính thời sự hoặc là đề cập đến tất cả các công 
ty niêm yết trên TTCK. Theo quan điểm của 
chúng tôi như vậy sẽ không đảm bảo được sự 
đặc thù của mỗi lĩnh vực kinh doanh, mỗi nhóm 
ngành khác nhau sẽ cần một cơ cấu vốn khác 
nhau do đặc điểm của chu kỳ kinh doanh quyết 
định. Vì thế, trong nghiên cứu của mình, chúng 
tôi chỉ đề cập đến một ngành đóng vai trò rất 
quan trọng trong sự phát triển bền vững của 
Việt Nam là ngành Dược phẩm và thiết bị y tế. 
Chúng tôi sẽ sử dụng mô hình hồi quy ngưỡng 
của Hansen (1999) và tham khảo kết quả thực 
nghiệm đã được áp dụng cho các công ty niêm 
yết trên TTCK của Trung Quốc và Đài Loan để 
ứng dụng vào việc xây dựng mô hình hồi quy 
ngưỡng cho các công ty Dược phẩm niêm yết 
trên TTCKVN giai đoạn từ năm 2009 đến 2016.
2. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
2.1. Dữ liệu nghiên cứu
Ở nghiên cứu này, chúng tôi chỉ thu thập được 
dữ liệu là Báo cáo tài chính của 21 CTCP Dược 
phẩm niêm yết trên TTCKVN trong giai đoạn 
từ năm 2009 đến 2016, các công ty còn lại 
không có đủ thông tin về Báo cáo tài chính do 
mới được niêm yết trong một vài năm gần đây. 
Dữ liệu nghiên cứu được chúng tôi tổng hợp 
dưới dạng cấu trúc bảng (Panel data). Dựa vào 
cơ sở lý thuyết được xây dựng từ trước thì biến 
đại diện cho giá trị DN chúng tôi sử dụng là 
Bảng 1. Thống kê mô tả các biến dữ liệu 
Variable N Mean SD CV MIN MAX
ROE 147 .1675944 .1266358 .7556088 -.561134 .5109
Tobin 147 .831672 .532056 .6397426 .1032263 2.895768
Hn 147 .496001 .2376036 .4790385 .028392 .9706116
LnTS 147 12.6396 1.30945 .1035989 9.821192 15.66491
TTts 147 .1343066 .2713217 2.020167 -.2089309 2.691368
TTdt 147 .1300687 .1958943 1.506083 -.4609224 .930266
Nguồn: Tính toán của tác giả trên phần mềm STATA
QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP 
22 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàngSố 192- Tháng 5. 2018
ROE và Tobin trong mô hình nghiên cứu được 
xem xét tại thời điểm t, trong khi biến ngưỡng 
hệ số nợ (Hn) và các biến kiểm soát về quy mô 
DN, tăng trưởng tổng tài sản và tăng trưởng 
doanh thu (LnTS, TTts, TTdt) lại được tổng 
hợp tại thời điểm t–1, do đó tuy độ dài khoảng 
thời gian nghiên cứu là 8 năm (từ 2009 đến hết 
2016) nhưng số lượng quan sát trong mô hình 
chỉ là: 7 x 21 = 147 (quan sát). Việc thống kê 
mô tả các biến được sử dụng trong mô hình 
nghiên cứu được chúng tôi trình bày trong Bảng 
1 nhằm cung cấp tổng quan về đặc tính của các 
biến được sử dụng trong mô hình nghiên cứu.
2.2. Phương pháp nghiên cứu
Để kiểm định sự tồn tại của các ngưỡng nợ 
khác nhau, chúng tôi đã áp dụng phương pháp 
hồi quy ngưỡng của Hansen (1999). Cụ thể, 
chúng tôi đã xây dựng mô hình như sau để 
nghiên cứu về ảnh hưởng của cơ cấu nguồn vốn 
đến giá trị của các CTCP Dược phẩm niêm yết 
trên TTCKVN như sau:
1 1 2 1 3 1 1 1
1 1 2 1 3 1 2 1
i it it it it it it
it
i it it it it it it
LnTS TTts TTdt Hn khi Hn
Y
LnTS TTts TTdt Hn khi Hn
− − − −
− − − −
+ + + + + ≤
=  + + + + + >
µ β β β θ ε γ
µ β β β θ ε γ
Trong đó: 
Y
it
 là đại diện cho giá trị DN (biến phụ thuộc, 
có thể là chỉ tiêu ROE hoặc Tobin);
Hn
it-1
 là một biến giải thích và cũng là một biến 
ngưỡng đại diện cho cơ cấu nguồn vốn của DN, 
biến này được xác định bằng tổng nợ trên tổng 
nguồn vốn. Giá trị γ là một giá trị ngưỡng lý 
thuyết;
Các biến kiểm soát gồm: LnTS
it-1
 đại diện cho 
quy mô DN, biến này được xác định bằng 
logarit của giá trị sổ sách tổng tài sản DN tại 
thời điểm cuối năm. TTts
it-1
 và TTdt
it-1 
tương ứng 
là tỷ lệ tăng trưởng tổng tài sản và tỷ lệ tăng 
βi (i = 1,3) đại diện cho những giả định về hệ số 
ảnh hưởng của các biến kiểm soát lên biến phụ 
thuộc.
θ
1
, θ
2
 là hệ số ngưỡng tương quan tương ứng 
với các trường hợp giá trị ngưỡng thấp hơn và 
cao hơn γ;
μ
it
 là sự khác biệt mang tính hệ thống được 
phân tách trong mô hình nhằm khắc phục hiện 
tượng phương sai sai số thay đổi;
ε
it
 là sai số ước lượng của mô hình;
i là chỉ số chạy, nó thể hiện sự khác biệt giữa 
các DN nghiên cứu;
t là chỉ số chạy, thể hiện sự khác biệt giữa các 
chu kỳ nghiên cứu. 
Từ mô hình trên, các quan sát được phân tách 
theo giá trị hồi quy ngưỡng nhằm xác định hệ 
số θ (Thê-ta) của từng phương trình thành phần 
theo ngưỡng. Để xem xét tác động của nợ ở các 
ngưỡng khác nhau có khác nhau hay không, 
nhóm nghiên cứu sẽ tiến hành kiểm định cặp 
giả thiết 
0 1 2
1 1 2
H :
H :
θ θ
θ θ
=

≠
Nếu giả thiết H
0
 được chấp nhận, tức là tác 
động của các ngưỡng nợ khác nhau là như nhau 
và có thể kết luận chưa tìm thấy bằng chứng về 
sự tồn tại các ngưỡng nợ tác động đến giá trị 
DN trong kết quả của mô hình nghiên cứu. Còn 
nếu giả thiết H
1
 được chấp nhận, tức là có bằng 
chứng cho thấy có sự tồn tại các ngưỡng nợ tác 
động đến giá trị các CTCP dược phẩm niêm yết 
trên TTCKVN. Theo Hansen (1999) khuyến 
nghị sử dụng kiểm định F và Sub-Wald để kiểm 
tra giả thiết trên. 
Nếu tồn tại 2 ngưỡng nợ, mô hình mới sẽ được 
biểu diễn lại như sau:
1 1 2 1 3 1 1 1 1
1 1 2 1 3 1 2 1 1 2
1 1 2 1 3 1 3 1 2
i it it it it it it
it i it it it it it it
i it it it it it it
LnTS TTts TTdt Hn khi Hn
Y LnTS TTts TTdt Hn khi Hn
LnTS TTts TTdt Hn khi Hn
− − − −
− − − −
− − − −
+ + + + + ≤
= + + + + + < ≤
 + + + + + >
µ β β β θ ε γ
µ β β β θ ε γ γ
µ β β β θ ε γ
Mô hình này hoàn toàn có thể mở rộng cho các 
trường hợp nhiều hơn 2 ngưỡng với các giá trị 
ngưỡng là (γ
1
, γ
2
, ..., γ
n
).
trưởng doanh thu của DN. Hai biến này được 
xác định bằng tỷ lệ phần trăm tăng trưởng tổng 
tài sản (doanh thu) so với năm liền trước.
 QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP
23Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 192- Tháng 5. 2018
3. Kết quả và thảo luận
3.1. Kết quả nghiên cứu
Với việc lựa chọn biến ROE làm đại diện cho 
giá trị doanh nghiệp, chúng tôi dựa vào kỹ thuật 
Bootstrap với vòng lặp 500 lần để gia tăng độ 
chính xác trong trường hợp cỡ mẫu nhỏ và có 
được kết quả chạy mô hình thể hiện ở Bảng 2.
Kết quả kiểm định cho thấy, giá trị thống kê 
F tương ứng với ngưỡng ba là 12,01 và giá trị 
Prob= 0,1567. Do đó, với các mức ý nghĩa 1%, 
5% và 10% thì mô hình đều không tồn tại ba 
ngưỡng. Trong khi đó, với mức ý nghĩa 5% và 
10% thì mô hình đều tồn tại ngưỡng đơn và 
mức ý nghĩa 10% mô hình tồn tại ngưỡng đôi. 
Như vậy, kết quả kiểm định hiệu ứng ngưỡng 
của biến hệ số nợ đến giá trị của các CTCP 
Dược phẩm niêm yết trên TTCKVN cho thấy 
có tồn tại hai ngưỡng với độ tin cậy cho phép là 
90%.
Kết quả ước lượng mô hình cho kết luận mô 
hình hồi quy là phù hợp (giá trị Prob = 0.0000). 
Hệ số xác định của mô hình R2 = 0,3767.
Biến hệ số nợ (Hn) có ý nghĩa thống kê ở mức 
1%, 5% và 10% đối với 2 miền khác nhau của 
ngưỡng là nhỏ hơn hoặc bằng 0,2233 và trong 
khoảng từ 0,2233 đến 0,4127. Cụ thể, khi hệ 
số nợ nhỏ hơn hoặc bằng 0,2233 thì hệ số hồi 
quy ước lượng là -1,108656; khi hệ số nợ thuộc 
khoảng 0,2233 đến 0,4127 thì hệ số hồi quy 
ước lượng là -0,4796158; còn khi hệ số nợ 
vượt quá 0,4127 thì hệ số hồi quy ước lượng 
là -0,0576149, tuy nhiên tại chế độ này của 
ngưỡng nợ lại không có ý nghĩa thống kê. Như 
vậy, ở các ngưỡng khác nhau thì hệ số nợ đều 
có tác động ngược chiều với giá trị DN (mà ở 
đây được đại diện bởi chỉ tiêu ROE). 
Các biến về quy mô doanh nghiệp (LnTS), tốc 
độ tăng trưởng tài sản của doanh nghiệp (TTts) 
và tăng trưởng doanh thu (TTdt) đều có ý nghĩa 
thống kê ở các mức 1%; 5% và 10%. Điều này 
có nghĩa là ngoài nhân tố hệ số nợ ảnh hưởng 
tới ROE theo các ngưỡng khác nhau thì các 
nhân tố khác như quy mô doanh nghiệp, tăng 
trưởng tài sản và tăng trưởng doanh thu cũng có 
Bảng 2. Kết quả kiểm định sự tồn tại các ngưỡng 
Threshold RSS MSE Fstat Prob Crit10 Crit5 Crit1
Single 0.6739 0.0048 20.67 0.0233 13.4062 16.7347 26.7617
Double 0.6049 0.0043 15.97 0.0833 15.0255 19.6420 24.7494
Triple 0.5571 0.0040 12.01 0.1667 14.6512 17.5867 22.8992
Nguồn: Tính toán của tác giả trên phần mềm STATA
Bảng 3. Các hệ số trong mô hình hồi quy ngưỡng đôi
ROE Coef. Std. Err. t P> | t | [95% Conf. Interval]
LnTS -.101613 .0274953 -3.70 0.000 -.1560518 .0471742
TTts -.1283683 .0421916 -3.05 0.003 -.0211806 .0449309
TTdt .0916921 .0331345 2.77 0.007 .026088 .1572962
_cat#c.Hn
0 -1.108656 .2720021 -4.08 0.000 -1.647201 -.5701109
1 -.4796158 .1587463 -3.02 0.003 -.7939224 -.1653091
2 -.0576149 .0837381 -0.69 0.493 -.2234106 -.1081808
_cons 1.489979 .3367005 4.43 0.000 -.2234106 2.156623
F test that all u_i=0: F(20, 120) = 12.2 Prob > F = 0.0000
Nguồn: Tính toán của tác giả trên phần mềm STATA
QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP 
24 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàngSố 192- Tháng 5. 2018
tác động nhất định tới ROE. Cụ thể: 
- Biến quy mô DN (LnTS) có tác động ngược 
chiều tới ROE, tức là khi quy mô của các CTCP 
dược phẩm niêm yết tăng 1% thì lại có tác động 
tiêu cực làm giảm ROE tương ứng là (0,1016). 
Điều này được lý giải như sau, khi các CTCP 
dược phẩm niêm yết liên tục tăng vốn mở rộng 
quy mô khiến nhiều chi phí tăng lên trong khi 
đối với ngành dược, hiệu quả đầu tư cần phải 
mất nhiều thời gian mới phát huy tác dụng. 
- Biến tốc độ tăng trưởng doanh thu (TTdt) có 
tác dụng tích cực tới ROE, cụ thể khi doanh 
thu tăng trưởng 1% thì ROE tăng trưởng được 
0,09169%. Tăng trưởng doanh thu là điều kiện 
cần để không những các CTCP dược phẩm 
niêm yết gia tăng ROE mà bất kể DN nào cũng 
vậy, gia tăng doanh thu đồng nghĩa với việc thị 
phần của DN được mở rộng, các sản phẩm dược 
phẩm được chấp thuận và tiêu thụ rộng khắp. 
Một DN muốn phát triển và được đánh giá cao 
thì trước hết DN đó phải thể hiện được sự tăng 
trưởng trong doanh thu.
- Biến tốc độ tăng trưởng tài sản (TTts) có tác 
dụng tiêu cực tới ROE, khi tốc độ tăng trưởng 
tài sản tăng 1% thì ROE bị giảm tương ứng là 
(0,12836). 
Tóm lại, hệ số hồi quy của hệ số nợ không 
phải là giá trị cố định mà phụ thuộc vào từng 
ngưỡng của hệ số nợ. Như vậy, mối quan hệ 
giữa hệ số nợ và giá trị của các CTCP Dược 
phẩm niêm yết thay đổi theo các cấp độ khác 
nhau của hệ số nợ. Điều đó chứng tỏ mối quan 
hệ giữa hệ số nợ và giá trị các CTCP Dược 
phẩm niêm yết có mối quan hệ phi tuyến theo 
mô hình sau:
1 1 1 1
1 1 1 1
0 101613 0 1283683 0 0916921 1 108656 0 2233
0 101613 0 1283683 0 0916921 0 4796158 0 2233 0 4127
0 10161
i it it it it it it
it i it it it it it it
i
, LnTS , TTts , TTdt , Hn khi Hn ,
ROE , LnTS , TTts , TTdt . Hn khi , Hn ,
,
− − − −
− − − −
− − + − + ≤
= − − + − + < ≤
−
µ ε
µ ε
µ 1 1 1 13 0 1283683 0 0916921 0 0576149 0 4127it it it it it itLnTS , TTts , TTdt . Hn khi Hn ,− − − −



 − + − + > ε
Tương tự như trường hợp ở trên, kết quả chạy 
mô hình để kiểm tra sự tồn tại của ngưỡng đơn, 
ngưỡng đôi và ba ngưỡng được thể hiện tại 
bảng 4.
Kết quả thực nghiệm với biến đại diện cho giá 
trị DN là chỉ tiêu Tobin lại cho kết quả không 
như mong muốn, đó là với các mức ý nghĩa 1%, 
5% và 10% thì mô hình này đều không tồn tại 
ngưỡng. Điều này có nghĩa là không tìm được 
các ngưỡng nợ để xem xét tác động của từng 
khoảng nợ tới giá trị Tobin. Giá trị thị trường 
của các CTCP niêm yết nói chung và của các 
CTCP dược phẩm niêm yết nói riêng chịu sự 
tác động của rất nhiều nhân tố, trong đó có 
những nhân tố định tính và nhân tố định lượng. 
Khi nghiên cứu về tác động của cấu trúc vốn tới 
giá trị DN của các CTCP dược phẩm niêm yết, 
chúng tôi kỳ vọng sẽ tìm được những ngưỡng 
nợ cho thấy sự tác động của những khoản nợ 
lên giá trị DN, nhưng với biến đại diện là Tobin 
phản ánh giá trị thị trường thì kết quả lại không 
tìm ra được ngưỡng nào. Chúng tôi cho rằng 
sự thay đổi của giá trị Tobin chịu sự chi phối 
của các nhân tố khác như tâm lý nhà đầu tư, 
kế hoạch cơ cấu lại danh mục của các quỹ, sự 
thay đổi về lãi suất mà những nhân tố đó nằm 
ngoài phạm vi kiểm soát của chúng tôi cũng 
như khó có thể định lượng những nhân tố này.
3.2. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Kết quả nghiên cứu tác động của cấu trúc nguồn 
vốn đến giá trị các CTCP dược niêm yết (mà ở 
đây được đại diện bởi chỉ tiêu ROE) cho thấy 
mối quan hệ giữa hai biến. Điều đó cho thấy, 
đối với các DN trong mẫu nghiên cứu, việc gia 
tăng sử dụng nợ ở các mức khác nhau có tác 
động không giống 
nhau tới ROE, hay 
nói cách khác mối 
quan hệ giữa cấu 
trúc vốn tới ROE 
là mối quan hệ phi 
tuyến.
Với kết quả như 
Bảng 4. Kiểm định sự tồn tại của ngưỡng với chỉ tiêu Tobin 
Threshold RSS MSE Fstat Prob Crit10 Crit5 Crit1
Single 22.0984 0.1578 9.02 0.3553 14.3779 16.8970 21.8482
Double 20.9109 0.1494 7.95 0.3567 12.4529 17.0001 22.1452
Triple 20.1293 0.1438 5.44 0.5500 11.9146 15.5163 21.7973
Nguồn: Tính toán của tác giả trên phần mềm STATA
 QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP
25Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 192- Tháng 5. 2018
trên, chúng tôi thấy rằng khi hệ số nợ ở dưới 
mức 0,2233 thì sẽ tạo lực cản khá lớn ngăn sự 
gia tăng của ROE, khi hệ số nợ ở trong khoảng 
0,2233 đến 0,4127 thì lực cản ROE dường như 
chậm lại và giảm bớt, ở trên mức 0,4127 thì 
chưa có kết luận vì mô hình không cho kết quả. 
Tuy nhiên, chúng tôi cũng cho rằng nếu số quan 
sát trong mô hình lớn hơn thì mô hình có khả 
năng sẽ đưa ra một mức nợ trên 0,4127 mà tại 
đó ROE của các CTCP dược phẩm niêm yết sẽ 
được khuếch đại lớn hơn. Kết quả nghiên cứu 
của chúng tôi khá tương đồng với kết quả của 
Feng-Li Lin (2011).
Chúng tôi cho rằng kết quả này phù hợp với đa 
số các CTCP dược phẩm niêm yết trong giai 
đoạn này vì với BEP cao so với lãi suất đi vay 
và so với nhiều ngành khác thì việc duy trì một 
hệ số cao hơn 0,4127 sẽ là phù hợp để tận dụng 
được mức độ tác động của đòn bẩy tài chính, 
nếu duy trì tỷ trọng nợ quá thấp (dưới 0,2233) 
thì sẽ không gia tăng được ROE mà thậm chí 
còn giảm. Vì vậy các CTCP dược phẩm niêm 
yết có tỷ suất sinh lời cơ bản (Basic Earning 
Power Ratio- BEP) ổn định và cao hơn lãi suất 
đi vay như các công ty có mã chứng khoán IMP 
và PMC thì nên gia tăng thêm tỷ trọng nợ trong 
tổng nguồn vốn để tận dụng được sức mạnh của 
đòn bẩy tài chính, với tỷ trọng nợ thấp như hiện 
nay (IMP hệ số nợ trung bình là 0,19; PMC hệ 
số nợ trung bình là 0,2) đang là lực cản cho sự 
gia tăng của ROE. Việc gia tăng sử dụng đòn 
bẩy hoàn toàn có thể giúp các DN này đạt mức 
ROE cao hơn mức hiện tại
Ngoài ra, kết quả của mô hình cho thấy khi 
mức nợ được đẩy lên cao trong khoảng (0,2233; 
0,4127) thì lực cản ROE gia tăng có giảm bớt. 
Điều này có nghĩa là các CTCP Dược phẩm 
niêm yết có hệ số nợ trong khoảng này sẽ tạo 
động lực tốt hơn cho ROE vì các DN này có 
BEP trung bình vẫn tương đối cao so với lãi 
suất đi vay (điển hình như các công ty có mã 
chứng khoán DHG, DMC, OPC, TRA, NDC).
Còn nếu hệ số nợ cao trên 0,4127 mặc dù mô 
hình chưa đưa ra kết quả nhưng chúng tôi cho 
rằng sẽ có một mức nợ làm tăng ROE. Tuy 
nhiên, điều đó không có nghĩa là các CTCP 
dược phẩm niêm yết cứ gia tăng hệ số nợ là gia 
tăng được ROE vì khi ấy rủi ro thanh khoản 
rất lớn, nhất là có sự thay đổi trong lãi suất 
cũng như sự không chắc chắn trong việc duy 
trì BEP cao. CTCP Y Dược phẩm Vimedimex 
(mã chứng khoán VMD) là một ví dụ điển hình, 
hệ số nợ của DN này luôn duy trì ở mức rất 
cao trên 90%, trong khi BEP lại khá thấp so 
với trung bình ngành và thấp hơn lãi suất vay 
vốn, điều này khiến việc sử dụng nợ vay không 
những không gia tăng được ROE mà trái lại còn 
làm cho ROE giảm sút.
4. Kết luận và gợi ý chính sách
Từ kết quả nghiên cứu ở trên, có thể nêu ra gợi 
ý trong việc xây dựng chính sách tài trợ của các 
CTCP dược phẩm niêm yết như sau:
- Với các công ty có BEP cao hơn lãi suất vay 
vốn: Tiêu biểu cho nhóm này là công ty có mã 
chứng khoán như DHG, TRA và PMC thì nên 
điều chỉnh cấu trúc vốn theo hướng tăng sử 
dụng nợ vay, tăng hệ số nợ để khuyếch đại ROE 
hơn nữa, nhất là DHG vì DHG có hệ số VCSH 
rất cao. Hơn nữa giai đoạn này là giai đoạn 
mà thế giới nói chung và Việt Nam nói riêng 
đang chuyển mình sang thời kỳ cách mạng 4.0, 
Chính phủ Việt Nam đang hỗ trợ và khuyến 
khích các DN sáng tạo, đổi mới. Bên cạnh đó, 
mặt bằng lãi suất hiện nay khá thấp càng tạo 
điều kiện cho các DN nhóm này có thể gia tăng 
được ROE bằng cách gia tăng tỷ trọng nợ. Hệ 
số nợ trung bình của nhóm này khá thấp trong 
giai đoạn 2009- 2016, chỉ khoảng dưới 0,4127. 
Chính vì thế, nhóm tác giả khuyến nghị các DN 
này nên gia tăng thêm tỷ trọng nợ.
- Với các công ty có BEP ở mức thấp: Khi đòn 
bẩy tài chính tác dụng ngược chiều làm giảm 
ROE thì các công ty này cần điều chỉnh cấu 
trúc vốn theo hướng giảm hệ số nợ, tiêu biểu 
cho nhóm này là các công ty có mã chứng 
khoán VMD, SPM, PPP Mặc dù các công ty 
này đã ưu tiên để lại lợi nhuận tái đầu tư nhưng 
phần lợi nhuận để lại này không lớn, chỉ đáp 
ứng một phần rất nhỏ nhu cầu vốn của doanh 
nghiệp. Vì vậy, những công ty loại này cần huy 
động thêm các nguồn vốn khác để giảm hệ số 
nợ, nâng cao hệ số VCSH bằng cách phát hành 
cổ phiếu để huy động vốn.
Với nhóm doanh nghiệp có BEP thấp này, giải 
QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP 
26 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàngSố 192- Tháng 5. 2018
pháp ưu tiên sẽ tập trung vào kiểm soát chi 
phí, doanh thu, lợi nhuận để tạo nguồn vốn nội 
sinh, từ đó tăng hệ số VCSH cho doanh nghiệp. 
Song song với nâng cao kết quả hoạt động kinh 
doanh, DN cần thực hiện các giải pháp tăng 
VCSH để giảm tác động tiêu cực của đòn bẩy 
tài chính.
Ngoài những khuyến nghị nêu trên, để gia tăng 
được giá trị DN thì các CTCP dược phẩm niêm 
yết nên thực hiện đồng bộ các giải pháp sau:
- Các CTCP dược phẩm niêm yết cần chú trọng 
trong việc đưa ra các quyết định đầu tư. Một 
trong những nội dung quan trọng nhất của 
doanh nghiệp là đưa ra được các quyết định đầu 
tư. Quyết định đầu tư mang tính chiến lược, 
giữ vai trò quyết định tới sự tồn tại và phát 
triển của DN. Nếu quyết định đầu tư đúng đắn 
sẽ tạo ra giá trị gia tăng cho DN. Dự án đầu tư 
tốt sẽ tạo tiền đề cho việc sử dụng vốn đạt hiệu 
quả cao, giá trị doanh nghiệp tăng, từ đó tăng 
VCSH cho doanh nghiệp. Ngược lại, nếu quyết 
định đầu tư sai sẽ gây ra nhiều hệ lụy xấu. Một 
sai lầm trong quyết định đầu tư, kéo theo sai 
lầm trong quyết định tài trợ, kết quả hoạt động 
kinh doanh thua lỗ, DN mất vốn, cấu trúc vốn 
bị ảnh hưởng nghiêm trọng. Hiện tại, các CTCP 
dược phẩm niêm yết mặc dù đang có tốc độ 
tăng trưởng khá tốt song nhìn chung các công ty 
này, kể cả những công ty đầu ngành như Dược 
Hậu Giang, Inmexpharm vẫn luôn phải cân 
nhắc để đưa ra được những quyết định đầu tư 
đúng đắn. Hiện tại, CTCP Dược Hậu Giang mới 
chủ yếu tập trung đầu tư vào mạng lưới phân 
phối bao phủ cả nước, chiến lược marketing 
bài bản, chuyên sâu hơn là đầu tư để nghiên 
cứu ra những sản phẩm đặc trị chất lượng cao. 
Còn CTCP Dược phẩm Inmexpharm thì lại chú 
trọng vào chất lượng dược phẩm với quy trình 
kiểm định nghiêm ngặt, nhà máy hiện đại theo 
chuẩn châu Âu. Một số CTCP dược niêm yết 
hiệu quả đi xuống do những quyết định đầu tư 
tràn lan như CTCP Y Dược phẩm Vimedimex 
(đầu tư chủ yếu vào các khoản đầu tư tài chính, 
đầu tư kinh doanh bất động sản, đầu tư góp vốn 
vào công ty con...). Trong thời gian tới VMD 
cần định hướng lại chiến lược đầu tư rõ ràng, 
nên tập trung vào thế mạnh là phân phối, kinh 
doanh dược phẩm, hạn chế đầu tư ngoài ngành, 
thực hiện rà soát lại dự án đã đầu tư, nhanh 
chóng thu hồi vốn ở các dự án đầu tư vào công 
ty con mà hiện đang duy trì hoạt động dưới 
dạng ứng vốn.
- Các CTCP dược niêm yết cần nâng cao chất 
lượng quản trị doanh nghiệp, đặc biệt khi các 
công ty có ý định mở rộng quy mô. Bằng chứng 
thực nghiệm từ mô hình hồi quy cho thấy các 
công ty dược phẩm niêm yết tại Việt Nam hiện 
nay khi mở rộng quy mô thì ROE lại giảm đi. 
Điều đó cho thấy khi các công ty này mở rộng 
quy mô thì cần phải nâng cao được chất lượng 
quản trị. Quản trị DN là hoạt động tổng quát, 
điều hành mọi vấn đề của DN, như cơ cấu DN, 
định hướng phát triển, khoa học công nghệ, 
nhân sự, dây chuyền sản xuất, sản phẩm và 
quản trị tài chính... Quản trị tài chính là nội 
dung quan trọng nhất của quản trị DN. Vì vậy 
DN cần tăng cường sự phối hợp giữa HĐQT, 
ban kiểm soát, giám đốc tài chính... trong việc 
ra quyết định tài chính nói chung và quyết định 
về thay đổi cơ cấu nguồn vốn nói riêng. ■
Tài liệu tham khảo
1. Báo cáo tài chính của các CTCP dược phẩm niêm yết trong giai đoạn 2009-2016.
2. Đàm Thanh Tú, Bùi Thị Hà Linh (2017), Vận dụng mô hình hồi quy ngưỡng để nghiên cứu tác động của cấu trúc vốn đến giá 
trị của các CTCP Dược phẩm niêm yết trên TTCKVN, Đề tài nghiên cứu Khoa học cấp Học viện Tài chính.
3. Lê Thị Phương Vy & Phùng Đức Nam (2013), Ảnh hưởng của các nhân tố sở hữu nước ngoài đến cấu trúc vốn và giá trị 
doanh nghiệp: Bằng chứng thực nghiệm tại các công ty cổ phần Việt Nam, NCKH cấp Cơ sở - Đại học kinh tế TP. Hồ Chí Minh.
4. Võ Xuân Vinh, Nguyễn Thành Phú (2014), Nợ vay và giá trị doanh nghiệp: Bằng chứng từ mô hình hồi quy ngưỡng, Tạp chí 
Công nghệ ngân hàng, số 103, pp31-39.
5. Võ Hồng Đức & Võ Tường Luân (2014), Bằng chứng thực nghiệm về hạn mức sử dụng nợ tối ưu trong các doanh nghiệp 
niêm yết tại VN, Tạp chí Phát triển Kinh tế, Số 280 (Năm 2014), pp43-60.
6. Abor,J (2005), The effect of capital structure on profitability: an empirical analysis of listed firms in Ghana, Journal of Risk 
Finance, 6: 438-447.
7. Ahmad, A. H., & Abdullah, N. A. H. (2013), Investigation of optimal capital structure in Malaysia: a panel threshold 
estimation, Studies in economics and finance, 30(2), pp.108 – 117.
 QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP
27Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 192- Tháng 5. 2018
8. Booth LV, Aivazian V, Demirguc-Kunt A, Maksimovic V (2001), Capital structure in developing countries, The Journal of 
Finance, Vol. LVI, No.1, pp.87-130.
9. Bruce Hansen (1999), Threshold effects in non-dynamic panels: Estimation, testing and inference, Journal of Econometrics, 
Vol. 93(1999), pp345-368.
10. Ebaid I E, (2009), The impact of capital structure choice on firm performance: empirical evidence from Egypt, The Journal of 
Risk Finance, 10(5): pp477-487.
11. Feng-Li Lin; Tsangyao Chang (2011), Does debt affect firm value in Taiwan? A panel threshold regression analysis, Applied 
Economics, Vol. 43 Issue 1.2011. 
12. Hidetaka Mitani (2014), Capital structure and competitive position in product market, International Review of Economics & 
Finance, Vol. 29, issue C, pp 358-371.
13. Modigliani F., & Miller M.H (1958), The Cost of Capital, Corporation Finance and the Theory of Investment, The American 
Review, 48, pp.261-297. 
14. Modigliani F., & Miller M.H (1963), Corporate income tax and the cost of capital: a correction, The American Economic 
Review, Vol.53, June, pp.443-53.
15. Myer S.C (1977), Determinants of Corporate Borrowing, Journal of Finance Economics, 5(2), pp.147-175. [17]. Myers S.C., 
Majluf, N.S. (1984), Corporate financing and investment Decisions: When firms have information that investors do not have, 
Journal of Financial Economics,Vol. 12, pp187-221.

16. Saeedi, A & Mahmoodi I, (2011), Capital Structure and Firm Performance: Evidence from Iranian Companies, International 
Research Journal of Finance and Economics, Vol 70, pp21-28.
17. Yu-Shu Cheng, Yi-Pei Liu, Chu-Yang Chien (2010), Capital structure and firm value in China: A panel threashold regression 
analysis, African Journal of Business Management Vol. 4(12), pp. 2500-2507.
Thông tin tác giả
Đàm Thanh Tú, Tiến sĩ
Khoa Cơ bản, Học viện Tài chính, Bộ Tài chính.
Email: dtt.hvtc@gmail.com
Bùi Thị Hà Linh, Nghiên cứu sinh
Khoa Tài chính doanh nghiệp, Học viện Tài chính, Bộ Tài chính.
Email: halinhhvtc@yahoo.com
Summary
Capital structure of pharmaceutical companies listed on Vietnamese Stock Exchange: A panel threshold 
regression analysis
Capital structure decision is an important consideration in corporate governance, it affects firm value as well as 
magnifies income to firm’s owners. So, studying to figure out an threshold optimal capital structure has been 
an attractive issue for economists all over the world. This paper studies the impact of debt ratio on firm value of 
pharmaceutical companies listed on Vietnamese Stock Exchange from 2009 to 2016 by using threshold model 
regression. In this research, we exploit ROE and Tobin as a proxy for firm value. The results are indicators for us 
to give recommendations about financing policy to listed pharmaceutical for the upcoming years.
Keywords: capital structure, threshold regression, pharmaceutical, firm value.. 
Tu Thanh Dam, PhD.
Faculty of Basic sciences, Academy of Finance
Linh Thi Ha Bui, Fellows
Finance faculty, Academy of Finance