Mô hình hồi quy tổng thể:
TD = f(ROA; TANG; SIZE; GROW; RISK; TAX; NDTS; LIQ; UNI) (3.3) Mô hình hồi quy giới hạn
Kiểm định biến thừa của mô hình hồi quy tổng thể bằng kiểm định LR
Giả thuyết 5: H0: C(2) = C(4) = C(5) = 0. (Biến TANG, GROW, RISK là các biến thừa trong mô hình)
Tính toán bằng chương trình Eviews, kết quả như sau: Redundant Variables: TANG GROW RISK
F-statistic 1.958733 Prob. F(3,172) 0.122034 Log likelihood ratio 6.113984 Prob. Chi-Square(3) 0.106194 Test Equation:
Dependent Variable: TD Method: Least Squares Date: 10/30/11 Time: 17:25 Sample: 1 182
Included observations: 182
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. ROA -3.794620 0.572656 -6.626346 0.0000 SIZE -0.068732 0.026372 -2.606293 0.0099 TAX 0.387392 0.094275 4.109158 0.0001 NDTS -0.190590 0.051914 -3.671255 0.0003 LIQ -0.034782 0.003018 -11.52523 0.0000 UNI -1.033626 0.192142 -5.379487 0.0000 C 2.238689 0.365669 6.122167 0.0000
R-squared 0.620329 Mean dependent var 0.373484 Adjusted R-squared 0.607312 S.D. dependent var 0.202123 S.E. of regression 0.126660 Akaike info criterion -1.256913 Sum squared resid 2.807496 Schwarz criterion -1.133682 Log likelihood 121.3791 F-statistic 47.65424 Durbin-Watson stat 0.924222 Prob(F-statistic) 0.000000 Nguồn: Tác giả tính toán từ chương trình Eviews
Ta có: F = 1.958733 < F0.05(3,172) = 2.66 Và p = 0.12 > α=0.05, nên chấp nhận giả thuyết H0 cho rằng hệ số của các biến TANG, GROW, và RISK đồng thời bằng không
Kiểm định khảnăng giải thích của mô hình hồi quy giới hạn bằng kiểm định
Wald
Giả thuyết 6: H0: C(1)=C(3)=C(6)=C(7)=C(8)=C(9)=0 (không chọn mô hình giới hạn (3.7)).
Kết quả kiểm định khả năng giải thích của mô hình hồi quy giới hạn như sau: Wald Test:
Equation: Untitled
Test Statistic Value df Probability F-statistic 41.71035 (6, 172) 0.0000 Chi-square 250.2621 6 0.0000 Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err.
C(1) -3.740912 0.621428 C(3) -0.068181 0.026180 C(6) 0.397541 0.094324 C(7) -0.211925 0.058080 C(8) -0.032791 0.003209 C(9) -1.008936 0.203268
Restrictions are linear in coefficients.
Nguồn: Tác giả tính toán từ chương trình Eviews Vì F = 41.71035 > F0.05(6,172) ~ 2.15
Và p = 0% < mức ý nghĩa α=5%, nên bác bỏ giả thuyết H0 . Vậy mô hình giới hạn (3.7) được chấp nhận.
2.4.3.4. Kiểm định mô hình hồi quy hiệu quả tài chính
Mô hình hồi quy tổng thể:
ROE = f(STD; LTD; ROA; TAX) (3.4) Mô hình hồi quy giới hạn
Kiểm định biến thừa của mô hình hồi quy tổng thể bằng kiểm định LR
Giả thuyết 7: H0: C(2) = 0. (Biến LTD là biến thừa của mô hình) Tính toán bằng chương trình Eviews, kết quả như sau:
Redundant Variables: LTD
F-statistic 0.131764 Prob. F(1,177) 0.717043 Log likelihood ratio 0.135435 Prob. Chi-Square(1) 0.712862 Test Equation:
Dependent Variable: ROE Method: Least Squares Date: 10/31/11 Time: 21:42 Sample: 1 182
Included observations: 182
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
STD 0.062825 0.003605 17.42705 0.0000
ROA 1.392577 0.021654 64.30901 0.0000
TAX -0.016259 0.005314 -3.059496 0.0026
C -0.013716 0.001611 -8.511898 0.0000
R-squared 0.958923 Mean dependent var 0.043383 Adjusted R-squared 0.958231 S.D. dependent var 0.036722 S.E. of regression 0.007505 Akaike info criterion -6.924721 Sum squared resid 0.010026 Schwarz criterion -6.854303 Log likelihood 634.1496 F-statistic 1385.105 Durbin-Watson stat 1.460250 Prob(F-statistic) 0.000000 Nguồn: Tác giả tính toán từ chương trình Eviews
Ta có:
F = 0.131764 < F0.05(1,177) = 3.89
Và p = 0.71 > α=0.05, nên chấp nhận giả thuyết H0 cho rằng hệ số của biến LTD bằng không
Kiểm định khảnăng giải thích của mô hình hồi quy giới hạn bằng kiểm định
Wald
Giả thuyết 8: H0: C(1)=C(3)= C(4)=0 (không chọn mô hình giới hạn (3.8)). Kết quả kiểm định khả năng giải thích của mô hình hồi quy giới hạn như sau:
Wald Test:
Equation: Untitled
Test Statistic Value df Probability F-statistic 1277.171 (3, 177) 0.0000 Chi-square 3831.513 3 0.0000 Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err.
C(1) 0.062193 0.004012
C(3) 1.395220 0.022896
C(4) -0.015825 0.005460
Restrictions are linear in coefficients.
Nguồn: Tác giả tính toán từ chương trình Eviews Vì F = 1277.171 > F0.05(3,177) ~ 2.66
Và p = 0% < mức ý nghĩa α=5%, nên bác bỏ giả thuyết H0 . Vậy mô hình giới hạn (3.8) được chấp nhận.
2.4.4. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến
Để khẳng định thêm tính phù hợp của mô hình, luận văn này sẽ tiến hành kiểm tra thêm hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
Xét mô hình hồi quy bội:
Y = C0 + C1X1 + C2X2 + … + Cm-1Xm-1
Mô hình lý tưởng là các biến độc lập không có tương quan với nhau, mỗi biến chứa đựng một số thông tin riêng về Y và thông tin đó không có trong biến độc lập khác,
khi đó hệ số hồi quy riêng cho biết ảnh hưởng của từng biến độc lập đối với biến phụ thuộc khi giả định các biến độc lập còn lại không đổi. Trong trường hợp này ta nói không có hiện tượng đa cộng tuyến.
Có nhiều cách giúp phát hiện đa cộng tuyến trước và sau khi thực hiện việc ước lượng mô hình, luận văn này sử dụng ma trận hệ số tương quan giữa các biến độc lập. Hầu hết các nhà nghiên cứu kinh tế lượng cho rằng khi hệ số tương quan giữa hai biến giải thích nào đó bằng hoặc cao hơn 0.9 thì đó là một dấu hiệu quan trọng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 2.17: Tổng hợp hệ số tương quan giữa các biến độc lập
STD LTD ROA TANG SIZE GROW RISK TAX NDTS LIQ UNI STD 1.0000 LTD 0.4640 1.0000 ROA -0.2917 -0.3963 1.0000 TANG 0.2295 0.3671 -0.1491 1.0000 SIZE -0.0671 0.0758 0.3164 -0.1579 1.0000 GROW 0.0524 0.0168 0.1168 -0.1411 0.0449 1.0000 RISK -0.0172 -0.0229 0.0325 -0.1003 0.0010 0.0074 1.0000 TAX 0.2405 -0.0635 -0.0853 0.0411 0.0415 -0.0015 -0.0160 1.0000 NDTS -0.1340 -0.3281 0.1218 0.3424 -0.4110 -0.0831 0.0278 0.2686 1.0000 LIQ -0.6452 -0.3568 0.1118 -0.3768 -0.0212 -0.0131 0.0090 -0.0838 -0.0073 1.0000 UNI -0.0067 0.0380 -0.7361 -0.0274 -0.4220 -0.0051 0.0074 0.1337 0.1366 0.0400 1.0000
Căn cứ vào bảng tổng hợp hệ số tương quan giữa các biến độc lập trên, kết quả cho thấy rằng hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình thấp. Vì vậy có thể khẳng định rằng không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra khi chạy mô hình.
Kết luận:
Kết quả mô hình hồi quy xem xét mối quan hệ giữa các biến độc lập với cấu trúc tài chính của các doanh nghiệp khảo sát ngành nhựa Việt Nam được trình bày ở bảng tóm tắt như sau:
Bảng 2.18 : Tổng hợp các nhân tố tác động đến cấu trúc tài chính và nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính của các doanh nghiệp ngành nhựa.
Giả thuyết Ký hiệu Kỳ vọng tương quan (+ / -) Kết quả nghiên cứu thực nghiệm ROE STD LTD TD
Cấu trúc tài chính ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính
H1
STD + +
LTD +
H2 ROA + +
H3 TAX - -
Các nhân tốảnh hưởng đến cấu trúc tài chính
H4 ROA +/- - - - H5 TANG + + H6 SIZE + - - H7 GROW +/- H8 RISK - H9 TAX + + +
Giả thuyết Ký hiệu Kỳ vọng tương quan (+ / -) Kết quả nghiên cứu thực nghiệm ROE STD LTD TD H10 NDTS - - - - H11 LIQ + - - - H12 UNI - - - - Nguồn: Tác giả tổng hợp Ghi chú:
x Dấu cộng “+” có nghĩa là các nhân tố có tương quan tỷ lệ thuận
x Dấu “-” có nghĩa là các nhân tố có tương quan tỷ lệ nghịch
Kết quả của mô hình hồi quy cấu trúc tài chính ảnh hưởng đến hiệu quả tài
chính như sau:
- Cấu trúc tài chính gồm 2 chỉ tiêu nợ ngắn hạn trên tổng tài sản và nợ dài hạn trên tổng tài sản. Trong đó, chỉ có chỉ tiêu nợ ngắn hạn tỷ lệ thuận với hiệu quả tài chính và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa là 5%, còn chỉ tiêu nợ dài hạn cũng tỷ lệ thuận với hiệu quả tài chính nhưng không có ý nghĩa thống kê. Nghĩa là giả thuyết 1 được chấp nhận. Kết quả thực nghiệm này cho thấy rằng nếu các doanh nghiệp sử dụng nhiều nợ vay, thì doanh nghiệp sẽ có hiệu quả tài chính cao. Điều này cho thấy rằng các doanh nghiệp ngành nhựa đang sử dụng chính sách cấu trúc tài chính có hiệu quả. Khi chỉ tiêu nợ ngắn hạn trên tổng tài sản tăng thêm 1% thì hiệu quả tài chính sẽ tăng thêm 6%. Như vậy, chính sách cấu trúc tài chính của các doanh nghiệp ngành nhựa có tác động tích cực.
- Hiệu quả kinh doanh (ROA) có tỷ lệ thuận (+) với hiệu quả tài chính và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa là 5%. Nghĩa là giả thuyết 2 được chấp nhận.
Điều này đúng với lý thuyết, nghĩa là các doanh nghiệp hoạt động có hiệu quả kinh doanh cao sẽ có hiệu quả tài chính cao.
- Và chỉ tiêu thuế thu nhập doanh nghiệp (TAX) tỷ lệ nghịch (-) với hiệu quả tài chính và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa là 5%. Kết quả này chấp nhận giả thuyết 2. Điều này nghĩa là các doanh nghiệp có thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp cao sẽ làm giảm bớt hiệu quả tài chính của mình.
Tóm lại, kết quả cho thấy rằng sự biến động của các nhân tố cấu trúc tài chính và hiệu quả kinh doanh và thuế thu nhập doanh nghiệp giải thích được 96% sự biến động của hiệu quả tài chính.
Kết quả của mô hình hồi quy các nhân tố tác động đến cấu trúc tài chính như
sau:
Bảng kết quả trên cho thấy có bảy nhân tố có mối tương quan đến cấu trúc tài chính của doanh nghiệp, cụ thể là:
- Hiệu quả kinh doanh (ROA) tỷ lệ nghịch (-) đối với tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản, tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản và với tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản, đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Điều này đúng với lý thuyết trật tự phân hạng. Nghĩa là các doanh nghiệp hoạt động có lợi nhuận sẽ có nhiều nguồn vốn giữ lại để tài trợ cho các hoạt động kinh doanh trong tương lai, do vậy sẽ ít sử dụng nợ vay hơn.
- Tỷ lệ tài sản hữu hình trên tổng tài sản (TANG) tỷ lệ thuận với tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Điều này có nghĩa là các doanh nghiệp có tỷ lệ tài sản cố định hữu hình trên tổng tài sản cao sẽ sử dụng nhiều nợ dài hạn hơn do tính chất phù hợp về thời hạn giữa khoản vay và tính chất của tài sản và tài sản cố định hữu hình đóng vai trò là vật thế chấp trong các khoản vay dài hạn.
- Quy mô doanh nghiệp (SIZE) tỷ lệ nghịch với tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản và với tổng nợ trên tổng tài sản ở mức ý nghĩa là 5%. Điều này cho thấy giả thuyết 6 không được chấp nhận.
- Thuế thu nhập doanh nghiệp (TAX) có tác động cùng chiều với cấu trúc tài chính với mức ý nghĩa là 5%. Điều này đúng với lý thuyết M&M, các doanh nghiệp có thuế thu nhập doanh nghiệp cao sẽ có khuynh hướng sử dụng nhiều nợ để hưởng lợi ích từ tấm chắn thuế.
- Tấm chắn thuế phi nợ (NDTs) tỷ lệ nghịch với cấu trúc tài chính ở mức ý nghĩa là 5%. Chứng tỏ, kết quả thực nghiệm đúng với giả thuyết 10 đưa ra. Khi tấm chắn thuế phi nợ càng cao, dòng tiền ròng về từ lợi nhuận kinh doanh đối với cổ đông càng lớn. Vì vậy, doanh nghiệp có chi phí khấu hao cao trong dòng tiền sẽ sử dụng ít nợ trong cấu trúc tài chính.
- Tính thanh khoản (LIQ) tỷ lệ nghịch với cấu trúc tài chính với mức ý nghĩa là 5%. Kết quả này trái ngược với giả thuyết đưa ra, cho thấy các doanh nghiệp có tính thanh khoản cao sẽ ít sử dụng nợ vì các tài sản có tính thanh khoản cao của doanh nghiệp đã được sử dụng để tài trợ cho các hoạt động của doanh nghiệp.
- Cuối cùng, biến số đặc điểm riêng của doanh nghiệp (UNI) tỷ lệ nghịch với cấu trúc tài chính. Điều này chứng tỏ, các doanh nghiệp có đặc điểm riêng, đặc thù doanh nghiệp cao thì sẽ sử dụng ít nợ hơn, bởi vì trong trường hợp doanh nghiệp bị phá sản có thể không có thị trường mang tính cạnh tranh cho việc thanh lý các hàng tồn kho và các thiết bị sản xuất của doanh nghiệp.
Kết luận chương 2
Bằng chương trình eview, luận văn này đã kiểm định các giả thuyết về các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc tài chính, và chính cấu trúc tài chính đã ảnh hưởng như thế nào đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp. Kết quả cho thấy rằng, cấu trúc tài chính của doanh nghiệp bị tác động bởi nhiều nhân tố, đến lượt mình, cấu trúc tài chính lại tác động đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp. Cấu trúc tài chính ảnh hưởng tỉ lệ thuận đến hiệu quả tài chính.
Tỉ suất nợ trung bình của các doanh nghiệp khảo sát là 34%, trong đó có sự khác biệt khá lớn giữa các doanh nghiệp. Kết quả nghiên cứu cho thấy các nhân tố hiệu quả kinh doanh, quy mô doanh nghiệp, tấm chắn thuế phi nợ, đặc điểm riêng và tính thanh khoản tác động tỉ lệ nghịch đến cấu trúc tài chính, trong khi tài sản hữu hình và thuế thu nhập doanh nghiệp lại có tác đọng tỉ lệ thuận đến cấu trúc tài chính. Đối với hiệu quả tài chính, tỉ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE) trung bình của các doanh nghiệp là 21% và chỉ tiêu này cũng có sự biến động khá lớn giữa các doanh nghiệp. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm chỉ ra rằng cả cấu trúc tài chính và hiệu quả kinh doanh có tác động cùng chiều đến hiệu quả tài chính, nhưng thuế thu nhập doanh nghiệp lại tác động ngược chiều đến hiệu quả tài chính.
Như vậy có thể rút ra kết luận, các doanh nghiệp ngành nhựa được khảo sát đã sử dụng tốt công cụ đòn bẩy tài chính để nâng cao hiện quả tài chính.
Tuy nhiên, việc xây dựng cấu trúc tài chính của doanh nghiệp trong thực tiễn vẫn còn nhiều bất cập như:
x Cấu trúc nợ vay (nợ vay dài hạn và nợ vay ngắn hạn) mất cân đối, nợ ở đây chủ yếu là nợ ngắn hạn để mua nguyên vật liệu dùng trong sản xuất.
x Quy mô về tài chính của các doanh nghiệp chưa lớn so với các doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài đang sản xuất kinh doanh trong cùng ngành nghề. Do vậy, sức cạnh tranh của các doanh nghiệp còn thấp.
Do vậy, để khắc phục những yếu kém tồn tại này của các doanh nghiệp phải quan tâm đến việc huy động vốn và xây dựng cấu trúc tài chính phù hợp để duy trì mức độ tăng trưởng bền vững.
CHƯƠNG 3: GIẢI PHÁP VỀ CẤU TRÚC TÀI CHÍNH CỦA CÁC
DOANH NGHIỆP NGÀNH NHỰA VIỆT NAM
3.1. Xác định cấu trúc tài chính của các doanh nghiệp ngành nhựa Việt Nam
3.1.1 Xác định giai đoạn phát triển và nhận diện rủi ro trong cấu trúc tài chính Ngành nhựa là một ngành xuất hiện từ lâu đời và có vai trò quan trọng trong việc phục vụ đời sống con người cũng như phục vụ cho sự phát triển của nhiều ngành và lĩnh vực kinh tế khác như: điện, điện tử, viễn thông, thủy sản, công nghiệp, nông nghiệp, …. Trên thế giới cũng như ở Việt Nam, ngành nhựa đang có sự phát triển mạnh mẽ, đã và đang trở thành một trong những ngành công nghiệp mũi nhọn trong kế hoạch phát triển kinh tế. Trong hơn mười năm qua, ngành nhựa Việt Nam đã phát triển với tốc độc khá nhanh với tốc độ tăng trưởng hàng năm đạt 15% - 25%. Đây có thể nói là một mức phát triển khá ấn tượng đối với một ngành công nghiệp vẫn còn non trẻ.
Năm 2010, Chính phủ đã phê duyệt quy hoạch phát triển ngành nhựa Việt Nam đến năm 2020 của Bộ Công thương, trong đó mục tiêu phát triển ngành nhựa thành ngành công nghiệp tiên tiến, sản xuất được những sản phẩm chất lượng cao, đa dạng hóa về chủng loại, mẫu mã, có tính cạnh tranh cao, thân thiện môi trường, đáp ứng phần lớn nhu cầu của thị trường trong nước, có khả năng xuất khẩu những sản phẩm có giá trị gia tăng cao với sản lượng ngày càng cao, để ngành nhựa phát triển ngang tầm với khu vực và trên thế giới. Cụ thể, tốc độ tăng trưởng giai đoạn 2011 – 2015