CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN
4.4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ĐỊNH LƯỢNG ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ TÀI CHÍNH TỚI HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CTCP DHG
TỐ TÀI CHÍNH TỚI HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CTCP DHG
4.4.1. Mơ tả thống kê dữ liệu dùng cho nghiên cứu
4.4.1.1. Thống kê mơ tả các biến
Bảng 4.2: Thống kê mơ tả số liệu
Bảng thống kê mơ tả số liệu cho ta thấy một số đặc trưng cơ bản của số liệu như sau: Giá trị trung bình của hệ số BETA là 0,625137; của biến CASH là 0,225871, của biến EXP là 0,331848, của biến INV là 1,423246; của biến LEV là 0,594373; của biến RECEI là 1,406233, biến ROE la 0,080904 và biến TANG là 0,220479.
Giá trị Skewness của các biến EXP, INV, LEV, RECEI, ROE, TANG lớn hơn 0 nên phân phối lệch phải. Giá trị Skewness của các biến BETA và CASH nhỏ hơn 0 nên phân phối lệch trái.
Giá trị Kurtosis của các biến BETA, INV, LEV> 3 nên phân phối tập trung hơn ở mức độ bình thường. Tuy nhiên hình dạng của đa giác tần số trơng sẽ khá cao và nhọn với hai đuơi hẹp. Giá trị Kurtosis của biến CASH, EXP, RECEI, ROE, TANG< 3: phân phối tập trung hơn mức độ bình thường nhưng hình dạng của đa giác tần số là một đa giác tù với 2 đuơi dài.
Cĩ thể thấy rằng, hệ số Skewness của các biến đều nằm trong khoảng [-3;3] nên các biến đều tuân theo phân phối chuẩn. Vì vậy, số liệu phù hợp để thực hiện hồi quy mơ hình theo phương pháp OLS.
4.4.1.2. Tương quan biến
BETA CASH EXP INV LEV RECEI ROE TANG
Mean 0.625137 0.225871 0.331848 1.423246 0.594373 1.406233 0.080904 0.220479 Median 0.685072 0.235108 0.321850 1.376563 0.450151 1.316044 0.071272 0.219778 Maximum 1.184754 0.357265 0.459556 2.301237 1.986032 1.809680 0.147457 0.308753 Minimum -0.607662 0.050083 0.232753 0.926825 0.343363 1.100982 0.038818 0.154759 Skewness -1.247366 -0.290315 0.432552 0.866486 2.666224 0.478122 0.809885 0.381394 Kurtosis 4.711084 2.008946 2.264316 3.614006 8.412159 1.945658 2.657550 2.484655 Observations 32 32 32 32 32 32 32 32
Bảng 4.3: Hệ số tương quan giữa các biến nghiên cứu
BETA CASH EXP INV LEV RECEI TANG BETA 1.000000 0.555210 -0.394412 -0.167927 -0.302225 -0.076624 -0.552013 BETA 1.000000 0.555210 -0.394412 -0.167927 -0.302225 -0.076624 -0.552013 CASH 0.555210 1.000000 -0.569917 -0.248259 -0.518146 0.236623 -0.778158 EXP -0.394412 -0.569917 1.000000 0.447557 0.142631 -0.056278 0.294765 INV -0.167927 -0.248259 0.447557 1.000000 0.500958 0.212171 0.096060 LEV -0.302225 -0.518146 0.142631 0.500958 1.000000 -0.100724 0.381499 RECEI -0.076624 0.236623 -0.056278 0.212171 -0.100724 1.000000 0.088712 TANG -0.552013 -0.778158 0.294765 0.096060 0.381499 0.088712 1.000000 Ta cĩ: Hệ số tương quan r │r│<0.4: tương quan yếu
0.4 <│r│< 0.8: tương quan trung bình │r│>0.8: tương quan mạnh
Căn cứ vào đĩ, cĩ thể thấy các cặp biến: BETA-EXP, BETA-INV, BETA-LEV,
BETA-TANG, CASH-EXP, CASH-INV, CASH-LEV, CASH-TANG, EXP-RECEI, LEV-RECEI cĩ hệ số r <0 nên các cặp biến này cĩ mối tương quan ngược chiều. Các cặp biến cịn lại cĩ mối tương quan cùng chiều do cĩ hệ số r >0.
Các cặp biến : BETA-CASH, BETA-TANG, CASH-EXP, CASH-LEV, CASH-
TANG, INV-LEVcĩ 0.4 <│r│< 0.8 nên các cặp biến này cĩ mối tương quan trung bình. Các cặp biến cịn lại cĩ │r│<0.4 nên tương quan yếu.
Như vậy, các cặp biến độc lập trong mơ hình đều cĩ mối tương quan trung bình hoặc yếu trong đĩ phần lớn là yếu nên mơ hình hồi quy khĩ xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
4.4.1.3. Kiểm định nghiệm đơn vị
Mụcđíchcủa phần này là kiểm tra tính dừng của các chuỗi thời gian nhằm tránh những rắc rối khi sử dụng dữ liệu trong các phân tích sau này do vấn đềhồi quy giả gây ra. Để kiểm tra tính dừng của số liệu, tác giả tập trung thực hiện các kiểm định chính thức theo phương pháp ADF, với độ trễ của các biến được lựa chọn dựa trên
tiêu chuẩn thơng tin Akaike (AIC), các giả thuyết đặt ra cho mỗi biến là: H0: = 0 (cĩ nghiệm đơn vị-chuỗithời gian khơng dừng).
H1: < 0 (khơng cĩ nghiệmđơnvị - chuỗi thời gian dừng).
Kết quả của kiểm định nghiệm đơn vị bằng cách sử dụng phương pháp ADF được trình bày trong bảng 4.5 dướiđây.
Bảng 4.4: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị
Biến số Kiểm định ADF
Level Sai phân bậc 1 (1st Difference) T statistics (τ) Test cricical value p- value T statistics Test cricical value p-value BETA -2,194000 -2,963972 0,2124 -5,760336 -2,963972 0,0000 CASH -1,502030 -2,948404 0,5209 -5,290241 -2,951125 0,0001 EXP -3,049640 -2,948404 0,0400 INV -1,853129 -2,963972 0,3488 -3,757755 -2,963972 0,0081 LEV -2,383716 -2,948404 0,1534 -6,285471 -2,951125 0,0000 RECEI -5,194313 -2,948404 0,0001 ROE -3,388050 -2,951125 0,0185 TANG -2,104427 -2,948404 0,2442 -6,986918 -2,951125 0,0000
Ta thấy: với mức ý nghĩa 5%, tại mức Level, giá trị T statistic của biến BETA, CASH, INV, LEV,TANG lớn hơn giá trị Test Cricical nên ta chấp nhận H0, bác bỏ H1 tức các biến này là các chuỗi thời gian khơng dừng. Trong khi giá trị T Statistic của các biến: EXP, RECEI, ROE lớn hơn giá trị Test Cricical nên ta bác bỏ H0, chấp nhận H1 tức các biến này là các chuỗi thời gian dừng ở mức Level.
Thực hiện sai phân bậc 1(1stDifference) đối với biến BETA, CASH, INV, LEV, TANG ta cĩ giá trị T statistic biến nhỏ hơn giá trị Test Cricical tức là giả thiết H0 bị bác bỏ và BETA, CASH, INV, LEV, TANG là các chuỗi thời gian dừng ở mức sai phân bậc 1.
ở mức ý nghĩa 5%, BETA, CASH, INV, LEV, TANG là các chuỗi thời gian dừng ở mức sai phân bậc 1 và ở mức ý nghĩa 5%. Dữ liệu chuỗi thời gian của các biến cũng đáp ứng được yêu cầu củachuỗi thời gian dừng trong hồi quy mơ hình để tránh những rắc rối do hiện tượng hồi quy giả gây ra.
4.4.2. Phân tích hồi quy ảnh hưởng của các yếu tố tài chính tới hiệu quả hoạt động
của Cơng ty cổ phần Dược Hậu Giang
4.4.2.1. Hồi quy mơ hình theo phương pháp OLS
Ta sẽ thực hiện hồi quy OLS mơ hình với các biến EXP, RECEI, ROE ở mức sai phân ban đầu và các biến BETA, CASH, INV, LEV, TANG ở mức sai phân bậc 1.
Bảng 4.5: Kết quả hồi quy OLS
Dependent Variable: ROE Method: Least Squares Date: 02/06/15 Time: 09:41 Sample (adjusted): 5 35
Included observations: 31 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(BETA) 0.008569 0.012028 0.712464 0.4833 D(CASH) 0.076932 0.129652 0.593373 0.5587 EXP01 -0.328405 0.079784 -4.116165 0.0004 D(INV) 0.006155 0.018829 0.326896 0.7467 D(LEV) 0.008049 0.014543 0.553445 0.5853 RECEI 0.009035 0.030032 0.300856 0.7662 D(TANG) -0.574071 0.240811 -2.383910 0.0258 C 0.175087 0.056167 3.117258 0.0048 R-squared 0.538950 Mean dependent var 0.079517 Adjusted R-squared 0.398630 S.D. dependent var 0.029196 S.E. of regression 0.022641 Akaike info criterion -4.520506 Sum squared resid 0.011790 Schwarz criterion -4.150445 Log likelihood 78.06784 Hannan-Quinn criter. -4.399875 F-statistic 3.840872 Durbin-Watson stat 1.603013 Prob(F-statistic) 0.006597
Kết quả kiểm định mơ hình cho thấy:
Các biến D(BETA), D(CASH), D(INV), D(LEV), RECEI cĩ hệ số Prob lớn hơn 5% nên hệ số hồi quy của các biến này khơng cĩ ý nghĩa thống kê.
Các biến EXP01, D(TANG) cĩ hệ số Prob nhỏ hơn 5% nên hệ số hồi quy của các biến này cĩ ý nghĩa thống kê.
H0: R2= 0 ( Mơ hình hồi quy khơng phù hợp) H1: R2 ≠ 0 (Mơ hình hồi quy là phù hợp)
Hệ số Prob (F-statistic) của mơ hình hồi quy bằng 0,006597 nhỏhơn 5% nên ta bác bỏ H0, chấp nhận H1 tức là mơ hình hồi quy là phù hợp.
Hệ số R2 = 0,53895 cho thấy các biến trong mơ hình giải thích được 53,89% sự biến động của ROE.
4.4.2.2. Kiểm định tự tương quan
Ta thực hiện kiểm định hiện tượng tự tương quan trong mơ hình bằng kiểm định Breusch – Godfrey. Ta cĩ giả thiết như sau:
H0: Mơ hình khơng cĩ tương quan bậc 1 H1: Mơ hình cĩ tương quan bậc 1
Bảng 4.6: Kiểm định tự tương quan Breusch-Godfrey
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 0.463469 Prob. F(1,22) 0.5031 Obs*R-squared 0.639596 Prob. Chi-Square(1) 0.4239
Kết quả kiểm định cho thấy Prob. Chi-Square của giá trị Obs*R-squared bằng 0,4239 lớn hơn 5% nên ta chấp nhận H0, bác bỏ H1 tức là khơng cĩ hiện tượng tự tương quan trong mơ hình.
4.4.2.3. Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Hiện tượng phương sai sai số thay đổi được kiểm tra thơng qua kiểm định Breusch-Pagan-Godfrey. Giả thiết như sau:
H0: Mơ hình khơng cĩ phương sai sai số thay đổi H1: Mơ hình cĩ hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Bảng 4.7: Kiểm định phương sai sai số thay đổi Breusch-Pagan-Godfrey
Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey
F-statistic 0.850068 Prob. F(7,23) 0.5586 Obs*R-squared 6.371732 Prob. Chi-Square(7) 0.4971 Scaled explained SS 5.120454 Prob. Chi-Square(7) 0.6453
Kết quả kiểm định cho thấy Prob. Chi-Square của giá trị Obs*R-squared bằng 0,4971 lớn hơn 5% nên ta chấp nhận H0, bác bỏ H1 tức là khơng cĩ hiện phương sai sai số thay đổi trong mơ hình.
4.4.2.4. Kiểm định đa cộng tuyến
Để xét mơ hình cĩ hiện tượng đa cộng tuyến hay khơng, ta xét hệ số VIF của các hồi quy phụ trong mơ hình. Nếu hệ số VIF > 10 thì mơ hình cĩ hiện tượng đa cộng tuyến. Nếu hệ số VIF nhỏ hơn 10 thì mơ hình khơng cĩ hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 4.8: Kiểm định đa cộng tuyến bằng hệ số VIF
Biến độc lập Hệ số R2 Hệ số VIF = 1/(1-R2) BETA 0,038601 1,04 CASH 0,437299 1,78 EXP 0,265810 1,36 INV 0,500469 2,00 LEV 0,175962 1,21 RECEI 0,543582 2,19 TANG 0,133265 1,15
Ta thấy rằng hệ số VIF của tất cả các biến độc lập trong mơ hình đều nhỏhơn 2 nên mơ hình khơng cĩ hiện tượng đa cộng tuyến.
Như vậy, mơ hình hồi quy khơng cĩ các hiện tượng tự tương quan, đa cộng tuyến và phương sai sai sốthay đổi nên mơ hình hồi quy là hồn tồn phù hợp.
4.4.2.5. Kiểm định các giả thiết thống kê
Sau khi hồi quy mơ hình và kiểm định các hiện tượng cĩ thể xảy ra với mơ hình hồi quy, ta cĩ mơ hình hồi quy phù hợp với kết quả kiểm định giả thiết thống kê như sau:
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định giả thiết thống kê
Biến Kì vọng
ban đầu
Hệ số p-
value Kết quả hồi quy
Chi phí bán hàng và quản lý DN (Exp01) (-) 0,0004 -
Tỷ lệđịn bẩy (Lev) (+) 0,5853 Khơng cĩ ý nghĩa
Hệ số rủi ro (Beta) (+) 0,4833 Khơng cĩ ý nghĩa
Tài sản hữu hình (Tang) (-) 0,0258 -
Tiền mặt của doanh nghiệp (Cash) (+) 0,5587 Khơng cĩ ý nghĩa
32T
Vịng quay hàng tồn kho (32TInv) (+) 0,7467 Khơng cĩ ý nghĩa
Vịng quay khoản phải thu (Recei) (+) 0,7662 Khơng cĩ ý nghĩa
Như vậy, chỉ cĩ các biến chi phí bán hàng quản lý doanh nghiệp và tài sản hữu hình là cĩ tác động đến hiệu quả hoạt động của cơng ty ở mức ý nghĩa 5% và trùng với dấu kì vọng ban đầu là 2 yếu tố này cĩ tác động tiêu cực đến ROE. Các biến như: Tỷ lệ địn bẩy (Lev), Hệ số rủi ro (Beta), Tiền mặt của doanh nghiệp (Cash), Vịng quay hàng tồn kho (Inv), Vịng quay khoản phải thu (Recei) khơng cĩ ý nghĩa thống kê trong mối quan hệ với hiệu quả kinh doanh của CTCP DHG.
4.4.3. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Như vậy kết quả nghiên cứucho thấy:
βD(BETA) =0,008569 cho thấy khi các yếu tố khác khơng đổi, tốc độ biến thiên của rủi ro tăng 1 đơn vị thì hiệu quả hoạt động của cơng ty tăng 0,008569 đơn vị và ngược lại. Tuy nhiên, do p_value của βD(BETA) bằng 0,4833 lớn hơn 5% nên hệ số hồi quy của biến này khơng cĩ ý nghĩa thống kê và ta chưa thể đánh giá được tác động của yếu tố này đến hiệu quả hoạt động của CTCP DHG.Kết quả này khác với kết quả mối quan hệ nghịch biến trong nghiên cứucủa Yana Safarova (2010) và Myers (2001).
βD(CASH)= 0,076932 cho biết khi các yếu tố khác khơng đổi, tốc độ biến thiên của tỷ lệ tiền mặt và các khoản tương đương tiền trên TTS tăng 1 đơn vị thì hiệu quả hoạt động của cơng ty tăng 0,076932 đơn vị và ngược lại. Do βD(CASH)=0,5587 lớn hơn 5% nên hệ số hồiquy của biến này khơng cĩ ý nghĩa thống kê nên ta chưa thể đánh giá tác động của biến này đến hiệu quả hoạt động của CTCP DHG.Kết quả này khác với kết quả mối quan hệ nghịch biến trong nghiên cứu của Yana Safarova (2010), Jensen và Meckling (1976) và kết quả mối quan hệ đồng biến trong nghiên cứu của các tác giả Brush, Bromiley và Hendrikx (2000) và Jensen, (1989, 1993)
βD(INV)=0,006155 cho biết khi các yếu tố khác khơng đổi, tốc độ biến thiên của vịng quay hàng tồn kho tăng 1 đơn vị thì hiệu quả hoạt động của cơng ty tăng 0,006155 đơn vị và ngược lại. Do βD(INV)=0,7467 lớn hơn 5% nên hệ số hồi quy của biến này khơng cĩ ý nghĩa thống kê nên ta chưa thể đánh giá tác động của biến này đến hiệu quả hoạt động của CTCP DHG. Kết quả này khác với kết quả mối quan hệ đồng biến trong nghiên cứu của Khalifa Mohamed Khalifa, Zurina Shafii (2013).
βD(LEV)=0,008049 cho biết khi các yếu tố khác khơng đổi, tốc độ biến thiên của tỷ lệ tổng nợ trên vốn chủ sở hữu tăng 1 đơn vị thì hiệu quả hoạt động của cơng ty tăng 0.008049 đơn vị và ngược lại. Do βD(LEV)=0,5707 lớn hơn 5% nên hệ số hồi quy của biến này khơng cĩ ý nghĩa thống kê nên ta chưa thể đánh giá tác động của biến này đến hiệu quả hoạt động của CTCP DHG. Kết quả này khác với kết quả mối quan hệ nghịch biến trong nghiên cứu của Yana Safarova (2010), Maleya M. Omondi và Dr. Willy Muturi (2013), Opler và Titman (1994).
βRECEI=0,009035 cho biết khi các yếu tố khác khơng đổi, tốc độ biến thiên của vịng quay các khoản phải thu tăng 1 đơn vị thì hiệu quả hoạt động của cơng ty tăng 0,009035 đơn vị và ngược lại. Do βRECEI=0,7662 lớn hơn 5% nên hệ số hồi quy của biến này khơng cĩ ý nghĩa thống kê nên ta chưa thể đánh giá tác động của biến này đến hiệu quả hoạt động của CTCP DHG. Kết quả này khác với kết quả mối quan hệ nghịch biến trong nghiên cứu của Mohamed Khalifa, Zurina Shafii (2013).
βEXP01=-0,328405 cho biết khi các yếu tố khác khơng đổi, tỷ lệ chí phí QLBH trên doanh thu thuần tăng 1 đơn vị thì hiệu quả hoạt động của cơng ty giảm 0,328405 đơn vị và ngược lại. Do βRECEI=0,0004 nhỏhơn 5% nên hệ số hồi quy của biến này cĩ
ý nghĩa thống kê. Như vậy biến này cĩ tác động tiêu cực đến hiệu quả hoạt động của CTCP DHG. Kết quả này trùng với kết quả mối quan hệ nghịch biến giữa 2 yếu tố này trong nghiên cứu của Yana Safarova (2010) và ngược với kết quả mối quan hệ đồng biến trong nghiên cứu của Mohamed Khalifa, Zurina Shafii (2013).
βD(TANG)= -0,574071 cho biết khi các yếutố khác khơng đổi, tốc độ biến đổi của tỷ lệ tài sản hữu hìnhtăng 1 đơn vị thì hiệu quả hoạt động của cơng ty giảm 0,574071 đơn vị và ngược lại. Do βD(TANG)=0,0258 nhỏ hơn 5% nên hệ số hồi quy của biến này cĩ ý nghĩa thống kê. Như vậy biến này cĩ tác động tiêu cực đến hiệu quả hoạt động của CTCP DHG. Kết quả này ngược với kết quả nghiên cứu của Yana Safarova (2010), Titman và Wessels (1988) và Rajan và Zingales (1995); Johnson (1997); Dimitris Margaritis & Maria Psillaki (2007), các tác giả này cho rằng mối quan hệ đồng biến giữa 2 yếu tố này nhưng kết quả này lại ủng hộ kết quả nghiên cứu của các tác giả Wiwattnakantang (1999) và Chen (2004) về mối quan hệ ngược chiều giữa 2 yếu tố này.
Kết quả nghiên cứu tại CTCP DHG ủng hộ nghiên cứu của tác giả Yana Safarova (2010) về mối quan hệ nghịch biến giữa 2 yếu tố hiệu quả hoạt động với chi phí QLBH và nghiên cứu của các tác giả Wiwattnakantang (1999) và Chen (2004) về mối quan hệ ngược chiều giữa 2 yếu tố tài sản hữu hình và hiệu quả hoạt động của cơng ty.
Kết quả nghiên cứu này cũng cĩ sự khác biệt so với kết quả phân tích Dupont trong phần trên ở mối quan hệ giữa địn bẩy tài chính và hiệu quả kinh doanh của DHG. Tại phân tích Dupont, địn bẩy tài chính cĩ tác động tích cực đến ROE. Tuy nhiên trong mơ hình nghiên cứu này, tỷ lệ địn bẩy cũng cĩ tác động tích cực nhưng lại khơng cĩ ý nghĩa thống kê. Cĩ sự khác biệt này là do một số lý do như sau:
Thứ nhất do cĩ sự khác nhau về số liệu nghiên cứutại cơng ty Dược Hậu Giang