6. Kết cấu của đề tài
3.6.Thực trạng cấu trúc vốn của các doanh nghiệp trong mẫu khảo sát
Hình 3.15 sau đây phản ánh thực trạng xu hướng cấu trúc vốn của các doanh nghiệp tại huyện đảo Phú Quốc, tỉnh Kiên Giang giai đoạn 2008-2014.
Hình 3.15. Cấu trúc vốn của các doanh nghiệp giai đoạn 2008-2014
Nguồn: Tính toán và xử lý của tác giả bằng EXCEL
Qua hình 3.15 cho thấy, tỷ số nợ ngắn hạn (SDTA) bình quân của các doanh nghiệp tại huyện đảo Phú Quốc, tỉnh Kiên Giang có xu hướng tăng trong giai đoạn 2008-2014. Cụ thể, năm 2008 các doanh nghiệp có tỷ số nợ bình quân tỷ số nợ ngắn hạn (SDTA = 15,3%). Đến năm 2014, tỷ số nợ ngắn hạn (SDTA = 32,6%). Nhìn chung, đặc trưng cấu trúc vốn của các doanh nghiệp tại huyện đảo Phú Quốc, tỉnh Kiên Giang thiên về sử dụng nợ ngắn hạn. Trong cơ cấu nợ, nợ ngắn hạn chiếm tỷ
trọng trên 92%. Điều này có thể giải thích vì nợ ngắn hạn của các doanh nghiệp chủ yếu là vốn vay ngắn hạn từ hệ thống ngân hàng và chiếm dụng từ các nhà cung cấp. Nếu xét theo ngành nghề kinh doanh, cấu trúc vốn của các doanh nghiệp được thể hiện qua hình 3.16 sau đây.
Hình 3.16. Cấu trúc vốn của các doanh nghiệp giai đoạn 2008-2014 theo ngành nghề kinh doanh
Nguồn: Tính toán và xử lý của tác giả bằng EXCEL
Qua hình 3.16 cho thấy, tỷ số nợ ngắn hạn (SDTA) bình quân của các doanh nghiệp tại huyện đảo Phú Quốc, tỉnh Kiên Giang trong giai đoạn 2008-2014 là 26%. Ngành sản xuất là ngành có tỷ số nợ cao nhất (SDTA = 31,9%). Tiếp đến là ngành xây dựng, ngành thương mại và thấp nhất là ngành dịch vụ (SDTA = 18,4%). 3.7. Thực trạng mối quan hệ giữa quản trị vốn lưu động và hiệu quả hoạt
động của các doanh nghiệp tại huyện đảo Phú Quốc, tỉnh Kiên giang giai đoạn 2008-2014
Hình 3.17 sau đây phản ánh thực trạng mối tương quan giữa các chỉ tiêu CCC và NTC đại diện cho chính sách quản trị vốn lưu động và tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA) đại diện cho hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp tại huyện đảo Phú Quốc, tỉnh Kiên Giang giai đoạn 2008-2014.
Hình 3.17. Mối quan hệ giữa ROA với CCC và NTC của các doanh nghiệp giai đoạn 2008-2014
Nguồn: Tính toán và xử lý của tác giả bằng EXCEL
Qua hình 3.17 cho thấy, mối quan hệ giữa ROA với CCC và NTC trong giai đoạn 2008-2013 có xu hướng thay đổi thuận chiều. Tuy nhiên, đến năm 2014, mối quan hệ giữa ROA với CCC và NTC có xu hướng nghịch chiều. Điều này cho thấy, trong năm 2014, việc rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và chu kỳ thương mại ròng có để cải thiện được khả năng sinh lời trên tài sản của các doanh nghiệp. Tuy nhiên, vấn đề này sẽ được kiểm định ở các mô hình hồi quy đa biến trong phần tiếp theo sau đây.
3.8. Phân tích hồi quy mô hình tác động của quản trị vốn lưu động đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp trong mẫu quan sát quả hoạt động của các doanh nghiệp trong mẫu quan sát
3.8.1. Thống kê mô tả các biến trong mô hình
Bảng 3.2 dưới đây trình bày thống kê mô tả các biến đại diện cho quản trị vốn lưu động, hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp và các biến kiểm soát trong các mô hình hồi quy (phụ lục 1).
Bảng 3.2. Thống kê mô tả các biến trong mô hình Biến Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị trung vị Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất ROA 0.04 0.20 0.02 -2.69 0.97 RP 40.02 93.92 3.53 0.00 888.27 IP 203.44 273.45 77.84 0.00 1669.80 PP 35.32 96.66 0.06 0.00 771.63 CCC 208.13 287.19 92.66 -426.11 1669.80 NTC 185.27 266.15 80.04 -429.27 2005.16 SIZE 9.55 0.56 9.57 7.43 11.18 SDTA 0.26 0.26 0.20 0.00 1.24 CATA 0.67 0.28 0.74 0.00 1.00
Nguồn: Kết quả chạy từ phần mềm STATA
Kết quả thống kê mô tả ở bảng 3.2 cho thấy:
Tỷ suất lợi nhuận trước thuế và lãi vay trên tổng tài sản (ROA) của các doanh nghiệp giai đoạn 2008-2014 có giá trị trung bình khoảng 4%. Nghĩa là bình quân một đồng tài sản mà các doanh nghiệp đầu tư đã mang lại cho các doanh nghiệp khoảng 0,04 đồng lợi nhuận trước thuế và lãi vay. Với khả năng sinh lời nay, nếu doanh nghiệp đi vay trong giai đoạn này không thể trang trải được lãi vay. Giá trị nhỏ nhất là -269% và giá trị lớn nhất là 97%. Như vậy khả năng sinh lời trên tài sản có sự chênh lệch tương đối lớn với độ lệch chuẩn bình quân khoảng 20%.
Chu kỳ chuyển đổi các khoản phải thu (RP) của các doanh nghiệp giai đoạn 2008-2014 có giá trị trung bình khoảng 40 ngày. Nghĩa là từ lúc bán hàng đến lúc thu tiền bình quân mất khoảng 40 ngày. Giá trị nhỏ nhất là 0 ngày, nghĩa là các doanh nghiệp bán thu tiền ngay, và giá trị lớn nhất là 888 ngày. Như vậy chu kỳ chuyển đổi các khoản phải thu có sự chênh lệch tương đối lớn với độ lệch chuẩn bình quân khoảng 90 ngày.
Chu kỳ chuyển đổi hàng tồn kho (IP) của các doanh nghiệp giai đoạn 2008- 2014 có giá trị trung bình khoảng 203 ngày. Nghĩa là lượng hàng tồn kho bình quân
mất khoảng 203 ngày mới được xuất kho. Giá trị nhỏ nhất là 0 ngày, nghĩa là các doanh nghiệp mua về sử dụng ngay hoặc bán ngay mà không lưu kho, và giá trị lớn nhất là 1.669 ngày. Như vậy chu kỳ chuyển đổi hàng tồn kho có sự chênh lệch quá đối lớn với độ lệch chuẩn bình quân khoảng 274 ngày.
Chu kỳ chuyển đổi các khoản phải trả (PP) của các doanh nghiệp giai đoạn 2008-2014 có giá trị trung bình khoảng 35 ngày. Nghĩa là từ lúc mua hàng đến lúc trả tiền bình quân mất khoảng 35 ngày. Giá trị nhỏ nhất là 0 ngày, nghĩa là các doanh nghiệp mua hàng trả tiền ngay, và giá trị lớn nhất là 772 ngày. Như vậy chu kỳ chuyển đổi các khoản phải trả có sự chênh lệch tương đối lớn với độ lệch chuẩn bình quân khoảng 97 ngày.
Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) của các doanh nghiệp giai đoạn 2008- 2014 có giá trị trung bình khoảng 208 ngày. Nghĩa là từ lúc bỏ tiền ra đến lúc thu tiền về bình quân mất khoảng 208 ngày. Giá trị nhỏ nhất là -426 ngày và giá trị lớn nhất là 1.669 ngày. Như vậy chu kỳ chuyển đổi tiền mặt có sự chênh lệch tương đối lớn với độ lệch chuẩn bình quân khoảng 287 ngày.
Chu kỳ thương mại ròng (NTC) của các doanh nghiệp giai đoạn 2008-2014 có giá trị trung bình khoảng 185 ngày. Nghĩa là từ lúc mua hàng đến lúc bán hàng bình quân mất khoảng 185 ngày. Giá trị nhỏ nhất là -429 ngày và giá trị lớn nhất là 2.005 ngày. Như vậy chu kỳ thương mại ròng có sự chênh lệch tương đối lớn với độ lệch chuẩn bình quân khoảng 266 ngày.
Quy mô tài sản của các doanh nghiệp giai đoạn 2008-2014 có giá trị trung bình khoảng 3,55 tỷ đồng4. Giá trị nhỏ nhất là 30 triệu đồng và giá trị lớn nhất là 153 tỷ đồng. Quy mô tài sản của các doanh nghiệp chủ yếu là nhỏ và vừa.
Tỷ số nợ ngắn hạn (SDTA) của các doanh nghiệp giai đoạn 2008-2014 có giá trị trung bình khoảng 26%. Giá trị nhỏ nhất là 0% và giá trị lớn nhất là 124%. Độ lệch chuẩn bình quân khoảng 26%. Doanh nghiệp có giá trị lớn nhất là 124% đó là doanh nghiệp tư nhân Tài Tây Nam. Theo báo cáo tài chính năm 2014, doanh
4
nghiệp này có lỗ 0,74 tỷ đồng dẫn đến nguồn vốn chủ sở hữu -0,86 tỷ đồng. Trong khi đó, nợ phải trả ngắn hạn chiếm 3,04 tỷ đồng trong tổng nợ phải trả là 3,31 tỷ đồng. Kết quả này làm cho tỷ số nợ ngắn hạn của doanh nghiệp là 124% (3,04/(3,31-0,86)).
Tỷ trọng tài sản ngắn hạn trên tổng tài sản (CATA) của các doanh nghiệp giai đoạn 2008-2014 có giá trị trung bình khoảng 67%. Giá trị nhỏ nhất là 0% và giá trị lớn nhất là 100%. Độ lệch chuẩn bình quân khoảng 28%. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
3.8.2. Phân tích tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình
Bảng 3.3 dưới đây trình bày ma trận hệ số tương quan và hệ số VIF giữa các biến trong các mô hình (phụ lục 2).
Bảng 3.3. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong các mô hình
Mô hình 1:
RP SIZE SDTA CATA VIF
RP 1.0000 1.08
SIZE 0.2397** 1.0000 1.21
SDTA 0.0677 0.2729** 1.0000 1.19
CATA 0.1023** -0.1497** 0.2397** 1.0000 1.16 Mô hình 2:
IP SIZE SDTA CATA VIF
IP 1.0000 1.08
SIZE 0.1631** 1.0000 1.16
SDTA 0.1196** 0.2729** 1.0000 1.19
CATA 0.1855** -0.1497** 0.2397** 1.0000 1.18 Mô hình 3:
PP SIZE SDTA CATA VIF
PP 1.0000 1.05
SIZE -0.0281 1.0000 1.13
SDTA 0.1882** 0.2729** 1.0000 1.23
Mô hình 4:
CCC SIZE SDTA CATA VIF
CCC 1.0000 1.12
SIZE 0.2431** 1.0000 1.22
SDTA 0.0727 0.2729** 1.0000 1.19
CATA 0.1709** -0.1497** 0.2397** 1.0000 1.19 Mô hình 5:
NTC SIZE SDTA CATA VIF
NTC 1.0000 1.12
SIZE 0.2372** 1.0000 1.22
SDTA 0.0868 0.2729** 1.0000 1.19
CATA 0.1899** -0.1497** 0.2397** 1.0000 1.20
Nguồn: Kết quả chạy từ phần mềm STATA. ***, ** và * cho biết ý nghĩa 1%, 5% và mức 10% tương ứng. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Kết quả ở bảng 3.3 cho thấy hệ số tương quan giữa các biến độc lập trong cả 5 mô hình rất nhỏ và đều nhỏ hơn 0,4. Đồng thời, hệ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF) của các biến độc lập trong các mô hình đều nhỏ hơn 1,3. Theo (Hoàng Trọng, Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2005)), có thể kết luận rằng không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập xảy ra trong các mô hình.
3.8.3. Kết quả uớc lượng và kiểm định các mô hình tác động của quản trị vốn lưu động đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp lưu động đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp
Như đã trình bày trong chương 2, để kiểm tra hiện tượng tự tương quan, tác giả sử dụng thủ tục kiểm định Lagram-Multiplier với lệnh xtserial và để kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi, tác giả sử dụng thủ tục kiểm định Wald với lệnh xttest3. Để khắc phục hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi, phương pháp ước lượng xtreg với tham số cluster() trong phần mềm STATA được áp dụng trong luận văn này. Để lựa chọn giữa mô hình FEM hoặc REM, tác giả sử dụng thủ tục kiểm định Hausman. Kết quả ước lượng các mô hình được trình bày tuần tự ở các mục tiếp theo sau đây.
3.8.3.1. Kết quả hồi quy mô hình tác động của RP đến ROA
Bảng 3.4 dưới đây trình bày kết quả hồi quy mô hình tác động của chu kỳ chuyển đổi các khoản phải thu (RP) đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (ROA) theo mô hình tác ðộng cố ðịnh (FEM), mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) (phụ lục 3).
Bảng 3.4. Kết quả hồi quy mô hình tác động của RP đến ROA
Mô hình FEM Mô hình REM
Hệ số hồi quy Thống kê t Mức ý nghĩa Hệ số hồi quy Thống kê t Mức ý Nghĩa RP -0.00046 -2.67 0.008*** -0.00021 -1.97 0.049** CATA -0.02383 -0.24 0.813 0.15058 3.98 0.000*** SDTA -0.43462 -6.14 0.000*** -0.19762 -4.95 0.000*** SIZE 0.31596 5.50 0.000*** 0.09833 5.07 0.000*** _CONS -2.83819 -5.34 0.000*** -0.94131 -4.97 0.000*** Hệ số xác định (R2 within) 0.1794 0.1475 Thống kê F(4,301) 16.45*** Wald 2(4) 42.61***
Kết quả kiểm định tự tương quan
Thống kê F(1, 69) = 2.677 với Prob > F = 0.1063 Kết quả kiểm định phương sai thay đổi
Thống kê chi bình phương 2(70) = 5.2E+07 với P_Value >2= 0.0000***
Kết quả kiểm định Hausman
Thống kê chi bình phương 2(4) = 31.58 với P_Value >2= 0.0000***
Nguồn: Kết quả chạy từ phần mềm STATA. ***, ** và * cho biết ý nghĩa 1%, 5% và mức 10% týõng ứng.
Kết quả ước lượng và kiểm định ở bảng 3.4 cho thấy:
Thống kê F có giá trị là 16,45 trong mô hình FEM, trong mô hình REM Wald 2(4) có giá trị là 42,61 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này hàm ý rằng giả thiết về các hệ số hồi quy đồng thời bằng không đều bị bác bỏ với mức ý nghĩa 1%. Nghĩa là các mô hình này phù hợp và có ý nghĩa thống kê.
Hệ số xác định R2 là 0,1794 đối với mô hình FEM, trong mô hình REM là 0,1475. Kết quả này hàm ý rằng, trong mô hình FEM các biến độc lập giải thích được khoảng 17,94% sự thay đổi của ROA, trong mô hình REM các biến độc lập giải thích được khoảng 14,75% sự thay đổi của ROA.
Kết quả kiểm định tự tương quan cho thấy thống kê F(1, 69) = 2.677 với
(Prob > F = 0.1063) >5%. Kết quả này có thể chấp nhận giả thuyết H0, nghĩa là
không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình.
Kết quả kiểm định Hausman cho thấy giả thuyết H0: “Sự khác biệt trong các
hệ số hồi quy không có hệ thống” bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 1%, vì P_Value >2 = 0,0000. Kết quả này hàm ý rằng, mô hình FEM là mô hình phù hợp hơn so với mô
hình REM.
Kết quả kiểm định phương sai thay đổi trong mô hình FEM cho thấy thống kê 2(70) = 5.2E+07 với (P_Value >2= 0.0000) <5%. Kết quả này có thể bác bỏ
giả thuyết H0, nghĩa là có hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình. Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi, phương pháp ước lượng xtreg với tham số cluster() đã được sử dụng để điều chỉnh sai số chuẩn.
Theo mô hình tác động cố định (FEM), kết quả thực nghiệm cho thấy: + Chu kỳ chuyển đổi các khoản phải thu (RP): Hệ số hồi quy của biến này là -
0.00046 và có nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này chấp nhận giả thuyết H1: “Kỳ
chuyển đổi các khoản phải thu bình quân (RP) có quan hệ nghịch chiều (–) với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp”. Kết quả này hàm ý rằng, việc rút ngắn chu kỳ chuyển đổi
các khoản phải thu sẽ góp phần nâng cao hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Phát hiện này phù hợp với lý thuyết quản trị vốn lưu động và một số bằng chứng thực nghiệm của Pedro và cộng sự (2007), Mansoori và Muhammad (2012),...
+ Tỷ trọng tài sản ngắn hạn trên tổng tài sản (CATA): Hệ số hồi quy của biến này là -0.02383 và không có nghĩa thống kê. Kết quả này bác bỏ giả thuyết 7 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
hoạt động của doanh nghiệp (ROA). Kết quả này hàm ý rằng, tỷ trọng tài sản ngắn
hạn không ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp.
+ Tỷ số nợ ngắn hạn (SDTA): Hệ số hồi quy của biến này là -0.43462 và có
nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này chấp nhận giả thuyết 8 (H8): Tỷ số nợ ngắn
hạn (SDTA) có quan hệ nghịch chiều (–) với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (ROA). Kết quả này hàm ý rằng, doanh nghiệp có tỷ số nợ ngắn hạn càng lớn sẽ có
hiệu quả hoạt động càng thấp hơn. Phát hiện này phù hợp với kết quả nghiên cứu thực nghiệm của Deloof (2003), Lazaridis và Trifonidis (2006), Mohamad và cộng sự (2010),... và lý thuyết trật tự phân hạng trong tài trợ.
+ Quy mô doanh nghiệp (SIZE): Hệ số hồi quy của biến này là 0.31596 và
có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này chấp nhận Giả thuyết 6 (H6): Quy mô
doanh nghiệp (SIZE) có quan hệ thuận chiều (+) với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (ROA). Kết quả này hàm ý rằng, doanh nghiệp có quy mô càng lớn sẽ có
hiệu quả hoạt động càng cao. Phát hiện này phù hợp với kết quả nghiên cứu thực nghiệm của Pedro và cộng sự (2007), Falope và Alijore (2009), Mansoori và Muhammad (2012),…
3.8.3.2. Kết quả hồi quy mô hình tác động của IP đến ROA
Bảng 3.5 dưới đây trình bày kết quả hồi quy mô hình tác động của chu kỳ chuyển đổi hàng tồn kho (IP) đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (ROA) theo mô hình tác động cố định (FEM), mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) (phụ lục 4).
Kết quả ước lượng và kiểm định ở bảng 3.5 cho thấy:
Thống kê F có giá trị là 15,62 trong mô hình FEM, trong mô hình REM Wald 2(4) có giá trị 45,00 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này hàm ý rằng giả thiết về các hệ số hồi quy đồng thời bằng không đều bị bác bỏ với mức ý nghĩa 1%. Nghĩa là các mô hình này phù hợp và có ý nghĩa thống kê.