CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN
4.1. KẾT QUẢ NGIÊN CỨU 1 Mô tả thống kê
4.1.1 Mô tả thống kê
Trước tiên, bài nghiên cứu sẽ trình bày thống kê dữ liệu của các biến chính qua các năm để thấy được tổng quan nguồn dữ iệu.
Bảng 4.1.1: Bảng mô tả thống kê Biến Giá trị trung bình Số trung vị Giá trị lớn nhất Giá trị nhỏ nhất Độ lệch chuẩn ROA 0,147862 0,119379 0,409733 -0,317236 0,126347 TDTA 0,386122 0,359985 0,825115 0,061242 0,208464 SDTA 0,329814 0,292751 0,824747 0,028920 0,205756 LDTA 0,057582 0,030550 0,279757 0,000123 0,062767 TDTE 0,893828 0,673736 4,714359 0,065237 0,843796 TAT 1,989235 1,793015 4,872504 0,025941 1,087204 QR 2,322689 2,295689 5,092163 0,293708 1,262358 CR 2,767875 2,223566 12,859750 0,86368 2,065372 TE 1372703224430 486408864132 15493096595858 31779757280 2629486735140 WCT 2,865891 2,649034 6,684962 0,063018 1,537722 Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA) của các công ty ngành thực phẩm ở mức trung bình là 14,79%, thấp nhất -31,72%, cao nhất 40,97% và độ lệch chuẩn đo lường biến động của ROA là 12,63%.
Trong nghiên cứu này, ta thấy tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản (TDTA) trung bình của các doanh nghiệp ngành sản xuất chế biến thực phẩm là 38,61%, thấp nhất là 6,12%, cao nhất là 82,51% và độ lệch chuẩn là 20,56%. Tỷ số này có mức trung bình vừa phải chứng tỏ số lượng lớn doanh nghiệp ngành sản xuất thực phẩm có khả năng thanh toán tốt và có tận dụng tốt kênh huy động vốn bằng nợ. Tỷ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (SDTA) trung bình của các doanh nghiệp ngành sản xuất chế biến thực phẩm là 32,98%, cao nhất 82,48%, thấp nhất 0,03% và độ lệch chuẩn 20,57%, Tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản (LDTA) mức trung bình 0,06%, cao nhất 32,18%, thấp
nhất 0% và độ lệch chuẩn 7,6%. Có thể thấy nợ ngắn hạn chiếm tỷ trọng cao trong tổng nợ, điều đó chỉ ra rằng phần lớn các doanh nghiệp ngành sản xuất chế biến thực phẩm tại Việt Nam sử dụng nợ ngắn hạn để tài trợ phần lớn cho hoạt động kinh doanh của mình.
Ta thấy Nợ phải trả trên vốn chủ sở hữu (TDTE) trong nghiên cứu mức trung bình là 87,64%, cao nhất 471%, thấp nhất 6,5% và độ lệch chuẩn 85,58%. Tỷ số này có trung bình nhỏ hơn 1 chứng tỏ phần lớn doanh nghiệp trong ngành thực phẩm sử dụng vốn chủ sở hữu để tài trợ cho hoạt động sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp.
Trong nghiên cứu này, ta thấy Tỷ số thanh toán hiện hành của các doanh nghiệp thực phẩm mức trung bình 2,74, mức cao nhất 15,34, mức thấp nhất 0,29 và độ lệch chuẩn 2,67. Tỷ số này nằm trong khoảng từ 2 đến 3 chứng tỏ phần lớn các doanh nghiệp ngành sản xuất thực phẩm có khả năng đảm bảo thanh toán nợ ngắn hạn tốt. Tỷ số tài thanh toán hiện nhanh mức trung bình 2,32, cao nhất là 5,09, mức thấp nhất 2,94 và độ lệch chuẩn 1,13. Tỷ số này lớn hơn một chứng tỏ phần lớn doanh nghiệp ngành sản xuất thực phẩm có tình trạng tài chính lành mạnh. Nhìn chung các doanh nghiệp ngành sản xuất thực phẩm có khả năng thanh toán tốt.
Vòng quay tài sản mức trung bình 1,989, cao nhất là 4,872, mức thấp nhất 0.026 và độ lệch chuẩn 1,087. Kết quả này cho thấy trung bình các doanh nghiệp ngành sản xuất thực phẩm tử một đồng tài sản tạo ra 1,989 đồng doanh thu. Chứng tỏ phần lớn các doanh nghiệp ngành này sử dụng tài sản một cách có hiệu quả.
Trong nghiên cứu này, vòng quay vốn lưu động mức trung bình 2,865, mức cao nhất là 6,685, mức thấp nhất 0,063 và độ lệch chuẩn 1,538. Vòng quay vốn lưu động trung bình của các doanh nghiệp ngành thực phẩm là 2,865 chứng tỏ trong một chu kỳ kinh doanh vốn lưu động chu chuyển được 2,865 lần, vốn lưu động chu chuyển nhanh, hoạt động tài chính tốt, doanh nghiệp sử dụng càng ít vốn, lợi nhuận càng cao.
Quy mô vốn chủ sở hữu không chỉ thể hiện quy mô doanh nghiệp, còn thể hiện khả năng tự chủ về tài chính của doanh nghiệp. Quy mô vốn chủ sở hữu của các doanh nghiệp ngành sản xuất chế biến thực phẩm có mức trung bình là 1.372.703.224.430, cao nhất là 15.493.096.595.858, thấp nhất là 31.779.757.280 và độ lệch chuẩn là 2.629.486.735.140.
4.1.2 Phân tích mối quan hệ tuyến tính đơn giữa biến phụ thuộc với biến độc lập lần lượt là các nhân tố ảnh hưởng
Trước hết, chúng ta cần xem xét mức độ ảnh hưởng của từng yếu tố tài chính đến hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp. Tác giả thông qua mô hình hồi quy tuyến tính đơn để xem xét mức độ ảnh hưởng của mỗi biến độc lập có thật sự tác động đến biến phụ thuộc và xem xét mô hình hối quy đơn có phù hợp không.
Bảng 4.1.2: Xác định mức độ tác động của từng biến độc lập đến ROA
TDTA SDTA LDTA TDTE TAT WCT QR CR TE R2
ROA 0,334 0,319 0,027 0,318 0,211 0,068 0,205 0,033 0,102 Từ bảng 4.1.2, ta thấy hầu hết, giá trị R2 cho biến phụ thuộc ROA đều nhỏ (R2<0,5) phản ánh sự không phù hợp của mô hình, có nghĩa việc phân tích hồi quy đơn cho từng yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp không có ý nghĩa thống kê. Kết quả này xác định rằng, hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp không chịu sự tác động của từng yếu tố riêng lẻ mà đồng thời chịu tác động của nhiều yếu tố. Việc phân tích mối quan hệ tương quan tuyến tính đơn giữa biến phụ thuộc và biến độc lập giúp ta dự đoán tốt nhất mức độ tác động của từng yếu tố độc lập đến biến phụ thuộc. Từ phân tích hồi quy tuyến tính đơn, việc tác giả lựa chọn mô hình hồi quy bội là phù hợp trong nghiên cứu này.
4.1.3 Kiểm định phân phối chuẩn các biến của mô hình
Tác giả tiến hành kiểm tra tất cả các biến có tuân theo phân phối chuẩn trước khi thực hiện ước lượng mô hình hồi quy.
Bảng 4.1.3: Bảng kiểm định phân phối chuẩn của các biến đưa vào mô hình
ROA TDTA TDTE SDTA LDTA TAT QR CR WCT TE
Hệ số J-B
5,140 4,447 1,226 5,797 5,147 4,729 4,910 2,598 4,906 7,856
P_value
0,077 0,108 0,000 0,051 0,000 0,094 0,086 0,000 0,086 0,000
Giả thuyết:
H0: Biến quan sát có phân phối chuẩn
H1: Biến quan sát không có phân phối chuẩn Với mức ý nghĩa =1%, từ bảng 4.1.3 ta thấy:
Biến ROA có p_value = 8% > cho trước nên chấp nhận H0, do đó biến ROA có phân phối chuẩn. Tương tự, các biến TDTA, SDTA, WCT, TAT, QR có p_value >
cho trước, nên các biến này cũng có phân phối chuẩn.
Các biến còn lại TE, TDTE, có p_value < cho trước, nên bác bỏ H0 chấp nhận H1, các biến này không có phân phối chuẩn. Vì vậy để có thể đưa các biến TE, TDTE vào mô hình hồi quy phải tạo ra biến mới có phân phối chuẩn dựa trên biến cũ.
Theo đó, biến TE sẽ được thay thế bằng biến LOG_TE bằng cách lấy logarithm tự nhiên của biến TE. Biến TDTE được thay thế bẳng biến LOG_TDTE bằng cách lấy logarithm tự nhiên biến TDTE.
4.1.4 Mô tả hệ số tương quan
Bảng 4.1.4: Bảng mô tả hệ số tương quan
Biến ROA TDTA TDTE SDTA LDTA TAT QR CR WCT TE
ROA 1 -0,578 -0,564 -0,565 -0,052 0,459 0,453 0,182 0,260 0,320 TDTA 1 0,819 0,955 0,186 -0,096 -0,410 -0,167 0,120 -0,269 TDTE 1 0,830 -0,007 0,006 -0,471 -0,219 0,126 -0,266 SDTA 1 -0,109 -0,039 -0,358 -0,144 0,171 -0,250 LDTA 1 -0,167 -0,156 -0,091 -0,143 -0,078 TAT 1 0,193 0,184 0,395 -0,128 QR 1 0,468 -0,139 0,052 CR 1 0,116 0,044 WCT 1 -0,017 TE 1
Ma trận hệ số tương quan cho thấy các vấn đề sau:
Khi xem xét hệ số tương quan giữa biến độc lập và biến phụ thuộc, ta có thể xác định được các biến độc lập có quan hệ như thế nào với biến phụ thuộc hiệu quả kinh doanh.
Trước tiên ta xem xét mối quan hệ tương quan giữa biến độc lập với biến hiệu quả kinh doanh đại diện bởi chỉ số ROA. Biến độc lập có hệ số tương quan chặt chẽ với biến phụ thuộc (r> 0,5) đó là biến TDTA, TDTE, SDTA, một số biến có quan hệ
nhưng không chặt chẽ với biến ROA (0,2 <r< 0,5) như là TAT, CR, QR, TE, WCT và một biến LDTA hầu như không quan hệ với biến ROA (r 0).
Qua bảng 4.1.4, ta thấy biến độc lập đại diện cho tỷ lệ nợ TDTA, SDTA, TDTE, giữa các biến này có mối quan hệ đáng kể với nhau (r> 0,7). Điều này có thể giải thích được là do tỷ lệ nợ trên tổng tài sản đã bao gồm nợ ngắn hạn, nợ dài hạn và tổng tài sản đã bao gồm các tài sản được tạo ra từ nguồn vốn chủ sở hữu. Do đó để tránh hiện tượng tự tương quan, các biến này sẽ được lần lượt đưa vào khi ước lượng mô hình hồi quy. Đồng thời loại bỏ biến LDTA có do mối quan hệ tương quan không đáng kể (r= 0,052) với ROA.
Để tiếp tục quá trình nghiên cứu, khi lựa chọn các biến phải tuân theo nguyên tắc mỗi nhân tố lựa chọn một biến có quan hệ chặt chẽ với biến hiệu quả kinh doanh để tránh hiện tượng tự tương quan. Do đó biến độc lập đại diện cho tính thanh khoản của doanh nghiệp chỉ lựa chọn biến QR đưa vào mô hình vì biến QR có hệ số tương quan với ROA cao hơn so với biến CR.
4.1.5 Phân tích hồi quy tuyến tính bội giữa biến phụ thuộc hiệu quả kinh doanh và biến độc lập:
4.1.5.1 Mô hình (1): Mô hình sử dụng tỷ lệ nợ TDTA
Bảng 4.1.5.1: Bảng trình bày kết quả ước lượng mô hình (1)
Biến OLS FEM REM
C -0,385243 (-1,548999) -1,121968*** (-2,847302) -0,825623*** (-2,732056) TDTA -0,259942*** (-4,593316) -0,188707** (-2,612144) -0,182121*** (-3,058164) TAT 0,03666*** (3,466914) 0,032331*** (3,367862) 0,033812*** (3,654258) WCT 0,019814*** (2,748844) 0,018878** (2,173964) 0,019607** (2,531025) QR 0,022651** (2,540299) 0,0346612*** (4,306455) 0,033081*** (4,289697) LOG_TE 0,016663* (1,919863) 0,0424*** (2,834246) 0,031263*** (2,821996) R2 0,597701 0,813183 0,624667 R2 có hiệu chỉnh 0,567244 0,758837 0,596233 Thống kê F 1,961144 1,496241 2,196881 P-value (thống kê 0,0000 0,00000 0,00000
F)
Kiểm định F F(11,5)=5,767*** Kiểm định
Hausman 2(5)=4,33
Ghi chú: Số liệu trong ngoặc () là thống kê t, *, **, *** có ý nghĩa thống kê lần lượt tại 10%, 5%, 1%.
Đánh giá sự phù hợp của mô hình
Mô hình hồi quy theo phương pháp OLS đã giải thích được 59,77% sự thay đổi của hiệu quả kinh doanh trong các doanh nghiệp ngành sản xuất chế biến thực phẩm. Như bảng 4.1.4.1 ta thấy biến độc lập TDTA có ý nghĩa thống kê tại mức 1% và tác động ngược chiều lên ROA, các biến TAT, WCT có ý nghĩa thống kê tại mức 1% và tác động cùng chiều lên ROA, biến QR có ý nghĩa thống kê tại mức 5% và tác động cùng chiều lên ROA, biến LOG_TE có ý nghĩa thống kê tại mức 10% và tác động cùng chiều lên ROA. Tuy nhiên theo mô hình pooled OLS không phản ánh được sự khác biệt trong mỗi doanh nghiệp. Vì vậy tác giả sử dụng F- test để kiểm định xem có tồn tại tác động cố định của mỗi công ty trong mô hình hay không. Giả thuyết H0 của kiểm định F tất cả các hệ số đại diện cho các yếu tố không quan sát được đểu bằng không (không có sự khác biệt giữa các đối tượng hoặc các thời điểm khác nhau).
Kết quả kiểm định F(11,55) = 5,767 và có giá trị p-value nhỏ hơn mức ý nghĩa
=1% nên bác bỏ H0 cho thấy mô hình sử dụng phương pháp pooled OLS thì không thích hợp bởi sự tồn tại của tác động cố định ở mỗi công ty. Mặc dù tồn tại tác động cố định nhưng cũng không có nghĩa mô hình FEM là mô hình đúng. Như vậy tiếp theo tác giả sẽ sử dụng kiểm định Hausman để kiểm định xem mô hình FEM hay mô hình REM là phù hợp. Giả thuyết H0 làm nền tảng cho kiểm định Hausman là tác động của cá biệt của mỗi đơn vị chéo không gian không có tương quan với các biến hồi quy khác trong mô hình. Nếu có tương quan (giả thuyết H0 bị bác bỏ), mô hình hồi quy theo REM sẽ cho kết quả thiên lệch khi đó mô hình hồi quy theo FEM phù hợp hơn.
Kết quả kiểm định Hausman 2(5) = 4,33 và không có ý nghĩa thống kê cho thấy mô hình REM thì phù hợp hơn mô hình FEM trong nghiên cứu các yếu tố tài chính tác động đến hiệu quả kinh doanh của các doanh nghiệp ngành sản xuất chế biến thực phẩm.
Qua kết quả ước lượng mô hình hồi quy (1) theo ba phương pháp OLS, FEM, REM thì tác giả lựa chọn phương pháp REM cho mô hình hồi quy (1) mà tác giả thực hiện nghiên cứu.
Chỉ số R2 là thước đo đánh giá sự phù hợp của mô hình, tức là mô hình hồi quy đã được xây dựng trên dữ liệu mẫu phù hợp đến mức nào.
Mô hình 1 theo REM có hệ số R2 = 62,47% khẳng định sự phù hợp của mô hình với các biến phụ thuộc là TDTA, WCT, TAT, LOG_CR, LOG_TE. Hay nói cách khác mô hình hồi quy này có thể giải thích 62,47% sự thay đổi hiệu quả kinh doanh của các doanh nghiệp ngành sản xuất chế biến thực phẩm.
Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Giả thuyết đặt ra: H0: Mô hình hồi quy không phù hợp với tổng thể H1: Mô hình hồi quy phù hợp với tổng thể
Giá trị thống kê F = 2,196, p-value gần bằng 0 nhỏ hơn mức ý nghĩa = 1%, nên có thể bác bỏ H0, chấp nhận H1 có nghĩa là mô hình này phù hợp với thống kê.
Các thông số thống kê trong mô hình
Các nhân tố được chọn phải đáp ứng đủ tiêu chuẩn kiểm định F và phải có ý nghĩa về mặt thống kê.
Biến TDTA tác động tiêu cực đến biến ROA và có ý nghĩa thống kê tại mức 1%. Biến TAT, QR, LOG_TE tác động tích cực đến biến ROA và có ý nghĩa thống kê tại mức 1%.
Biến WCT tác động tích cực đến biến ROA và có nghĩa thống kê tại mức 5%.
Kiểm định phương sai thay đổi
Phương sai là một đại lượng đo lường mức độ phân tán của các số hạng sai số t, xung quanh giá trị trung bình zero. Đó là đại lượng đo lường mức độ phân tán của giá trị biến phụ thuộc quan sát được (Y) xung quanh đường hồi quy 1+2X2+…kXk. Phương sai sai số không đổi có nghĩa là mức độ phân tán như nhau cho tất cả quan sát.
Hiện tượng phương sai của sai số thay đổi là hiện tượng mức độ phân tán không như nhau của giá trị biến phụ thuộc quan sát được xung quanh đường hồi quy.
Hiện tượng phương sai thay đổi làm cho các ước lượng của mô hình không phải là ước lượng hiệu quả ước lượng của phương sai bị chệch, kết quả của bài toán dự báo
không còn đáng tin cậy. Chính vì hiện tượng này có ảnh hưởng khá nghiệm trọng đến kết quả nghiên cứu nên tác giả thực hiện kiểm định hiện tượng phương sai của sai số thay đổi bằng kiểm định White thông qua chạy hồi quy phụ.
Giả thuyết đặt ra:
H0: Mô hình không xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi H1: Mô hình xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi
Phụ lục số 11, Kết quả hồi quy phụ mô hình 1 có giá trị R2
phụ1 = 0,2469 LM1= nR2
phụ1 = 17,78
Tra bảng Chi-Square (phụ lục 14) với 20 biến quan sát, mức ý nghĩa = 1%,
2(20)= 37,57%
Vì LM1 < 2(20) nên chấp nhận H0, nên mô hình không xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi
Kiểm định tự tương quan
Hiện tượng tự quan là hiện tượng các phần dư có quan hệ với nhau, tức một hạng nhiễu () ở thời điểm này có thể có quan hệ với một nhiễu ở một thời điểm khác. Điều này sẽ dẫn tới sai số chuẩn của các hệ số hồi quy trong mô hình sẽ bị chệch và không nhất quán và vì thế việc kiểm định thống kê sẽ không còn đáng tin cậy. Xác định được tầm quan trọng của vấn đề, tác giả sử dụng thông qua hệ số Durbin-Waston để kiểm định tự tương quan của mô hình.
Bảng 4.1.5.1: Bảng kiểm định tự tương quan mô hình 1
Thực hiện tra bảng Durbin-Wastion (phụ lục số 18) với k’=6, n=72, mức ý nghĩa
=1%, ta được dL= 1,313, dU = 1,649 Có tự tương quan thuận