5.3.1 Cơ sở đề ra giải pháp
Trong giai đoạn 2009 – 2012, trung bình tài sản ngắn hạn chỉ chiếm gần 30% trong tổng tài sản của các doanh nghiệp Khai khoáng. Nghĩa là các doanh nghiệp hiện đang đầu tƣ nhiều vào tài sản dài hạn, điều này xem ra phù hợp với đặc điểm sản xuất kinh doanh của lĩnh vực. Nhƣng tỷ trọng tài sản dài hạn cao là
64
do các doanh nghiệp đang triển khai nhiều dự án đầu tƣ mở rộng phạm vi khai thác, với chi phí sử dụng vốn cao. Trong khi lợi nhuận biên từ các dự án này mang lại không cao. Điều này khiến các doanh nghiệp hoạt động kinh doanh kém hiệu quả. Thật vậy, kết quả từ mô hình phân tích các nhân tố ảnh hƣởng đến HQHĐKD của doanh nghiệp Khai khoáng, cho thấy tính thanh khoản tỷ lệ thuận với HQHĐKD của doanh nghiệp. Hay nói cách khác, khi tỷ trọng tài sản trong tổng tài sản dài hạn của doanh nghiệp giảm (tính thanh khoản tăng) sẽ tác động làm tăng HQHĐKD của doanh nghiệp đó.
5.3.2 Hƣớng giải pháp
Các doanh nghiệp có thể nâng cao hiệu quả hoạt động của mình bằng giải pháp tăng khả năng thanh toán (giảm tỷ trọng tài sản dài hạn). Để thay đổi tỷ trọng tài sản dài hạn trong tổng tài sản, các doanh nghiệp cần chuyển hƣớng đầu tƣ tài sản của mình. Từ hƣớng đang đầu tƣ nhiều vào tài sản dài hạn sang tập trung vào các tài sản ngắn hạn hơn. Các doanh nghiệp nên đầu tƣ theo hƣớng chuyên sâu, tập trung vào cơ giới hóa và hiện đại hóa công nghệ khai thác tại các mỏ khoáng sản sẵn có, đổi mới, phát triển công nghệ chế biến khoáng sản nâng cao giá trị khoáng sản khi xuất khẩu. Từ đó, có thể cắt giảm chi phí trong khai thác và chế biến, nâng cao giá trị sản phẩm, tăng lợi nhuận cho doanh nghiệp.
Các doanh nghiệp càng hạn chế đầu tƣ thêm các dự án mở rộng mới, trong trƣờng hợp các dự mới này không có điểm khác biệt về công nghệ, kỹ thuật, hay trình độ quản lý so với các dự án hiện tại của doanh nghiệp. Đối với các dự án đang đầu tƣ, các doanh nghiệp nên tập trung phát triển trình độ quản lý, bổ sung thêm công nghệ mới vào dự án,
Bên cạnh đó, các hoạt động dịch vụ hỗ trợ khai thác khoáng sản là những hoạt động đƣợc thực hiện chủ yếu đƣợc hiện thông qua tài sản ngắn hạn của doanh nghiệp, mang lại thu nhập cao với chi phí thấp cho doanh nghiệp. Vì vậy, thông qua tăng cƣờng đầu tƣ cho các hoạt động dịch vụ hỗ trợ doanh nghiệp có thể nâng cao đƣợc HQHĐKD của mình.
65
CHƢƠNG 6 KẾT LUẬN
Đề tài phân tích các nhân tố ảnh hƣởng đến cấu trúc tài chính và hiệu quả hoạt động kinh doanh của 32 doanh nghiệp thuộc lĩnh vực Khai khoáng niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2009 – 2012. Kết quả phân tích cho thấy các doanh nghiệp hiện đang sử dụng nợ cao, tỷ suất nợ là 62,66%, tỷ suất nợ này cao hơn nhiều so với tỷ lệ nợ trung bình của các doanh nghiệp trong các nghiên cứu trƣớc về cấu trúc tài chính hoặc cấu trúc vốn. Trong đó nợ dài hạn 51,11% so với tổng tài sản, đây là một trong rất ít lĩnh vực có nợ dài hạn cao hơn nợ ngắn hạn, điều này phù hợp với đặc điểm hoạt động kinh doanh của lĩnh vực. Đồng thời, HQHĐKD của doanh nghiệp khá thấp, trung bình của ROS và ROA dƣới 8%, nguyên nhân chính là do chí phí khai thác kinh doanh chiếm tỷ trọng lớn trong doanh thu, chỉ riêng ROE do tác dụng của đòn bẩy nợ nên vẫn đảm bảo trung bình khoảng 21,5%.
Qua phân tích hồi quy, trong 10 biến sử dụng trong mô hình có 9 biến có ý nghĩa thống kê. Trong đó HQHĐKD và yếu tố hoạt động xuất nhập khẩu của doanh nghiệp tác động âm đến CTTC; Các nhân tố về quy mô doanh nghiệp, cấu trúc tài sản, tốc độ tăng trƣởng, đặc điểm riêng của doanh nghiệp, sự sở hữu của Nhà nƣớc có tác động dƣơng đến CTTC, riêng tính thanh khoản có chiều ảnh hƣởng đến các tỷ số nợ khác nhau.
Đối với kết quả phân tích nhân tố ảnh hƣởng đến HQHĐKD thì các nhân tố: Tỷ suất nợ, quy mô kinh doanh, đặc điểm riêng của doanh nghiệp tƣơng quan âm với HQHĐKD của doanh nghiệp; Nhân tố tính thanh khoản và thuế có tƣơng quan dƣơng với HQHĐKD.
Với tỷ suất nợ hiện tại, hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp đang có mối tƣơng quan âm với cấu trúc tài chính doanh nghiệp. Đồng thời, kết quả nghiên cứu của đề tài cũng cho thấy HQHĐKD của doanh nghiệp có mối quan hệ chặt với hàm bậc 2 của CTTC. Hiệu quả hoat động kinh doanh của doanh nghiệp có sẽ tƣơng quan nghịch với CTTC khi tỷ suất nợ trên 60,07%, và ngƣợc lại khi dƣới 60,07%, trong điều kiện có mặt của các nhân tố khác.
Bên cạnh những kết quả đạt đƣợc đề tài vẫn còn một số mặt hạn chế nhƣ: Chỉ phân tích các yếu tố ảnh hƣởng chung đến CTTC chƣa đi sâu phân tích cấu trúc vốn doanh nghiệp. Chƣa xác định đƣợc tỷ lệ nợ tối ƣu cho các doanh nghiệp. Chỉ mới đo lƣờng hiệu quả hoạt động thông qua các tỷ suất sinh lời, hay nói cách khác là qua chỉ tiêu lợi nhuận, chƣa do lƣờng qua các chỉ tiêu về thị trƣờng của doanh nghiệp. Những hạn chế về thời gian và số liệu làm cho kết quả nghiên cứu chỉ giới ở các nhân tố tiêu biểu bên trong doanh nghiệp ảnh hƣởng đến CTTC và HQHĐKD mà chƣa xem xét các nhân tố bên ngoài.
66
TÀI LIỆU THAM KHẢO Danh mục tài liệu tiếng Việt
1. Bùi Phan Nhã Khanh, 2010. Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến cấu
trúc tài chính doanh nghiệp ngành công nghiệp chế tạo niêm yết trên HOSE, Hội nghị Sinh viên nghiên cứu Khoa học lần thứ 8. Đà Nẵng, 2012. Đại học Đà Nẵng.
2.Chứng khoán Tân Việt, 2011. Báo cáo chuyên sâu: Ngành Khoáng sản.
Ngày 11 tháng 5 năm 2011.
3. Công ty cổ phần chứng khoán sen vàng, 2010. Báo cáo phân tích ngành
Khai khoáng – Kim loại màu. Ngày 16 tháng 7 năm 2010
4. Công ty cổ phần chứng khoán Nhất Việt, 2009. Chuyên đề Khai khoáng.
5. Đoàn Ngọc Phi Anh, 2010. Các nhân tố ảnh hƣởng đến cấu trúc tài chính
và hiệu quả tài chính: Tiếp cận theo phƣơng pháp phân tích đƣờng dẫn. Tạp chí
khoa học và công nghệĐại học Đà Nẵng, số 5(40), trang 14 – 22.
6. Lê Thị Kim Thƣ, 2012. Phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc
vốn của các công ty cổ phần ngành bất động sản niên yết trên sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh. Luận văn Thạc sĩ. Đại học Đà Nẵng.
7. Lê Thị Mỹ Phƣơng, 2012. Phân tích các nhân tố ảnh hưởng tới cấu trúc
vốn của công ty cổ phần ngành xây dựng niêm yết trên thị trường chứng khoán Hà Nội. Luận văn Thạc sĩ. Đại học Đà Nẵng. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
8. Mai Văn Nam và cộng sự, 2005. Giáo trình Kinh tế lƣợng. Tủ sách trƣờng Đại học Cần Thơ.
9. Ngô Đình Giao, 1997. Giáo trình Quản trị kinh doanh tổng hợp trong các doanh nghiệp. Hà Nội: Nhà xuất bản Khoa học kỹ thuật.
10. Nguyễn Công Thức, 2012. Cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động của các
công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội. Luận văn Thạc Sĩ. Đại học Cần Thơ
11. Nguyễn Ninh Kiều, 2011. Tài chính doanh nghiệp căn bản. Thành phố
Hồ Chính Minh: Nhà xuất bản lao động – xã hội.
12. Nguyễn Tấn Vinh, 2011. Cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động của các
công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Hà Nội. Luận văn Thạc sĩ. Đại học Đà Nẵng.
13. Nguyễn Thị Thanh Nga, 2010. Các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn của các công ty niêm yết tại Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh. Luận văn Thạc sĩ. Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.
14. Nguyễn Vĩnh Phúc, 2013. Phân tích các nhân tố bên trong ảnh hưởng
đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp niên yết trên sàn HOSE. Luận văn Đại học. Đại học Cần Thơ.
15. Phạm Thị Thu Mai, 2010. Khái niệm – vai trò của quy trình xuất khẩu. <http://dlib.ptit.edu.vn/bitstream/123456789/470/7/Tai%20chinh%20tien%20te %20Ch%206.pdf>. [ Ngày truy cập: 15 tháng 10 năm 2013].
67
16. Tổng cục thống kê, 2012. Niêm giám thống kê tóm tắt 2012. Hà Nội: Nhà xuất bản thống kê.
17. Trần Hùng Sơn, Trần Viết Hoàng 2008. Cơ cấu vốn và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp của các công ty niên yết trên sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chính Minh. < http://archive.saga.vn/dfincor.aspx?id=14698 >. [ Ngày truy cập: 11 tháng 10 năm 2013].
18. Trần Hùng Sơn, 2008. Các nhân tố tác động đến cơ cấu vốn của công ty
niêm yết trên thị trƣờng chứng khoàn Việt Nam.<
http://archive.saga.vn/dfincor.aspx?id=8938>. [Ngày truy cập: 11 tháng 10 năm 2013].
19.Trần Ngọc Thơ, 2005. Tài chính doanh nghiệp hiện đại. Hà Nội: Nhà xuất bản Thông kê.
20. Trần Văn Đúng, 2010. Tái cấu trúc tài chính Ngân hàng thƣơng mại cổ phần Việt Nam sau khủng hoảng. < http://luanvan.co/luan-van/luan-van-tot- nghiep-tai-cau-truc-tai-chinh-ngan-hang-thuong-mai-co-phan-viet-nam-sau- khung-hoang-40317/>. [Ngày truy cập: 18 tháng 9 năm 2013].
21. Ủy ban chứng khoán Nhà nƣớc, 2009. Mô hình Dupont. Đăng ngày
03/12/2009.
22. Vũ Quang Kết, 2009. Bài giảng Chƣơng 6: Tài chính doanh nghiệp. Đại học Kinh tế Công nghiệp Long An. <http://dlib.ptit.edu.vn/bitstream/123456789/ 470/7/Tai%20chinh%20tien%20te%20Ch%206.pdf>. [Ngày truy cập: 20 tháng 10 năm 2013].
Danh mục tài liệu tiếng Anh
1. Albert Park, Dean Yang, Xinzheng Shi, and Yuan Jiang, 2009. Exporting and Firm Performance: Chinese Exporters and the Asian Financial Crisis.
Journal of Financial Economics, 38 :163- 184.
2. Murillo Campello, 2007. Asset Tangibility and Firm Performance under
External Financing: Evidence from Product Markets. Journal of Finance,
45:1471 - 1494.
3. Chen, J.J. 2003. Determinants of capital structure of Chinese – listed companies. Journal of Business Research 57 (2004): 1341 – 1351. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
4. Wang Chunhua, Song Meiyan, 2013. Relationship between Capital Structure and Performance Evidence based on Information Technology Industry.
2nd International Conference on Advances in Computer Science and Engineering (CSE 2013): 330 – 333.
Website thu thập số liệu:
- http://www.vcsc.com.vn/
- http://www.vcbs.com.vn/
68
PHỤ LỤC PHỤ LỤC 1
Bảng 1: Giá trị GDP, sản xuất công nghiệp và lĩnh vực Khai khoáng theo giá hiện hành giai đoạn 2009 – 2012.
Đơn vị tính: Tỷ đồng
2009 2010 2011 2012
Tổng sản phẩm quốc nội (GDP) 1.809.100 2.157.800 2.779.900 3.245.400 Giá trị sản xuất Công nghệ 2.298.087 2.963.500 3.695.092 4.627.733 Giá trị sản xuất Khai khoáng 212.164 250.466 297.101 350.380
Nguồn: Tổng cục thống kê Việt Nam
Bảng 2: Tổng tài sản, tài sản ngắn hạn, vốn chủ sở hữu của các doanh nghiệp Khai khoáng trong giai đoạn 2009 - 2011
Đơn vị tính: Triệu đồng
2009 2010 2011 2012
Tổng tài sản 23.770.544 28.999.411 35.280.857 37.322.477 Tài sản ngắn hạn 17.399.141 20.276.525 24.959.518 25.179.052 Vốn chủ sở hữu 9.043.726 10.969.540 12.570.740 13.897.851
Nguồn: Số liệu từ báo cáo tài chính 32 doanh nghiệp Khai khoáng
69
PHỤ LỤC 3:
KIỂM ĐỊNH PHÂN PHỐI CHUẨN CÁC BIẾN ĐỘC LẬP
-Biến tỷ suất nợ (TN_TTS)
Qua kiểm định, biến tỷ suất nợ có p – value của Skewness, p = 0.3844 > 0.05
và Kurtosis p < 0.005 Chấp nhận H0, rằng biến có phân phối chuẩn. Vậy biến
TN_TTS có phân phối chuẩn.
- Biến tỷ suất nợ ngắn hạn (NN_TTS)
Qua kiểm định, biến tỷ suất nợ ngắn hạn có p – value của Skewness, p = 0.0676 > 0.05 và Kurtosis p < 0.005 Chấp nhận H0, rằng biến có phân
phối chuẩn. Vậy biến NN_TTS có phân phối chuẩn.
- Biến tỷ suất nợ dài hạn (ND_TTS)
Qua kiểm định, biến tỷ suất nợ dài hạn có p – value của Skewness, p < 0.05
và Kurtosis p = 0.4082 > 0.005 Chấp nhận H0, rằng biến có phân phối chuẩn. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Vậy biến ND_TTS có phân phối chuẩn
70
Qua kiểm định, biến tỷ suất sinh lời trên doanh thu có p – value của Skewness
và Kurtosis đều có p < 0.005 Bác bỏ H0, rằng biến có phân phối chuẩn. Vậy
biến ROS không có phân phối chuẩn. Vì vậy, ROS có phân phối chuẩn ta lấy logrit tự nhiên ROS
- Biến tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA)
Qua kiểm định, biến tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản có p – value của Skewness và Kurtosis đều có p < 0.005 Bác bỏ H0, rằng biến có phân phối chuẩn. Vậy biến ROA không có phân phối chuẩn. Vì vậy, ROA có phân phối chuẩn ta lấy logrit tự nhiên ROA.
-Biến tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu (ROE)
Qua kiểm định, biến tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu có p – value của Skewness và Kurtosis đều có p < 0.005 Bác bỏ H0, rằng biến có phân phối chuẩn. Vậy biến ROE không có phân phối chuẩn. Vì vậy, ROE có phân phối chuẩn ta lấy logrit tự nhiên ROE.
71
PHỤ LỤC 4: KẾT QUẢ HỒI QUY
1. Hồi quy các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ suất nợ.
- Hồi quy theo phƣơng pháp FEM
72
- Kiểm định Hausman
hausman FEM1 ., sigmamore
Giá trị Prob>chi2 = 0.4474 > 0.05 Chấp nhận giả thuyết H0 rằng FEM và
REM không có sự khác biệt đáng kể. Mô hình REM phù hơn để sử dụng phân tích các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ suất nợ.
2. Hồi quy các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ suất nợ ngắn hạn.
73
- Hồi quy theo phƣơng pháp REM
- Kiểm định Hausman
hausman FEM2 ., sigmamore
Giá trị Prob>chi2 = 0.5557 > 0.05 Chấp nhận giả thuyết H0 rằng FEM và
REM không có sự khác biệt đáng kể. Mô hình REM phù hơn để sử dụng phân tích các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ suất nợ ngắn hạn.
74
3. Hồi quy các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ suất nợ dài hạn.
- Hồi quy theo phƣơng pháp FEM
75
- Kiểm định Hausman (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
hausman FEM3 ., sigmamore
Giá trị Prob>chi2 = 0.4474 > 0.05 Chấp nhận giả thuyết H0 rằng FEM và
REM không có sự khác biệt đáng kể. Mô hình REM phù hơn để sử dụng phân tích các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ suất dài hạn.
4. Hồi quy các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ suất lợi nhuận trên doanh thu – ROS
76
- Hồi quy theo phƣơng pháp REM
- Kiểm định Hausman
hausman FEM4 ., sigmamore
Giá trị Prob>chi2 = 0.0433 < 0.05 Bác bỏ giả thuyết H0 rằng FEM và REM không có sự khác biệt đáng kể. Mô hình FEM phù hơn để sử dụng phân tích các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ suất sinh lời trên doanh thu – ROS.
77
5. Hồi quy các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản – ROA
- Hồi quy theo phƣơng pháp FEM
78
- Kiểm định Hausman
hausman FEM5 ., sigmamore
Giá trị Prob>chi2 = 0.0074 < 0.05 Bác bỏ giả thuyết H0 rằng FEM và REM không có sự khác biệt đáng kể. Mô hình FEM phù hơn để sử dụng phân tích các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản – ROA.
6. Hồi quy các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu – ROE
79
- Hồi quy theo phƣơng pháp REM
- Kiểm định Hausman
hausman FEM6 ., sigmamore
Giá trị Prob>chi2 = 0.0122 < 0.05 Bác bỏ giả thuyết H0 rằng FEM và REM không có sự khác biệt đáng kể. Mô hình FEM phù hơn để sử dụng phân tích các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu – ROA.
80
7. Hồi quy phân tích mối quan hệ giữa HQHĐKD và CTTT doanh nghiệp – trong trƣờng hợp không có các nhân tố khác trong mô hình.
- Hồi quy theo phƣơng pháp FEM