8. Kết cấu luận văn
3.3.KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.3.1. Kiểm định mô hình để lựa chọn mô hình thích hợp
a. Kết quả mô hình ảnh hưởng cố định (FEM)
Bảng 3.2 Kết quả mô hình ảnh hưởng cố định – FEM
Biến ROE EPS P/E P/B
DA P-value 0.0693(***) 0.0576(***) 0.0027(*) 0.194 Hệ số beta -0.1667 -4582.24 -303.57 -6.084 Std. Error 0.0915 2404.866 100.282 4.6746 LTA P-value 0.5367 0.0026(*) 0.2988 0.0858(***) Hệ số beta 0.0524 6767.312 96.601 7.456 Std. Error 0.0847 2226.215 92.832 4.3273 DE P-value 0.0000(*) 0.0003(*) 0.4077 0.0000(*) Hệ số beta -0.0162 -328.633 3.088 -0.7409 Std. Error 0.0034 89.323 3.725 0.1736 Adjusted R- squared 0.1725 0.4795 0.2555 0.5354 Ghi chú:
(*): hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa α = 1% (**): hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa α = 5% (***): hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa α = 10%
Từ bảng trên, hệ số góc cho ta biết tác động của từng biến đại diện của cấu trúc tài chính đến từng biến đại diện của hiệu quả tài chính. Hệ số P-value được sử dụng để kiểm định ý nghĩa của hệ số hồi quy với mức ý nghĩa là 5%.
Khi hồi quy các biến các biến DA, LTE, DE lần lượt theo các biến ROE, EPS, P/E, P/B ta có kết quả như sau:
62
là 17.25%, mô hình hồi quy đã giải thích 17.25% sự thay đổi của tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu.
Mô hình hồi quy theo lợi nhuận trên mỗi cổ phần có R-squared là 47.95%, điều này có nghĩa là mô hình hồi quy đã giải thích 47.95% sự thay đổi của lợi nhuận trên mỗi cổ phần.
Mô hình hồi quy theo tỷ số giá cổ phiếu trên thu nhập (P/E) và mô hình hồi quy theo tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách có R-squared lần lượt là 22.55% và 53.54%, điều này có nghĩa là mô hình hồi quy đã giải thích 22.55% sự thay đổi của tỷ số giá cổ phiếu trên thu nhập và 53.54% sự thay đổi của tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách.
- Biến phụ thuộc ROE và các biến độc lập DA, DE có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa lần lượt là 10% và 1% và phản ánh mối quan hệ nghịch chiều với hệ số beta lần lượt là -0.1667 và -0.0162. Tức là khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ thì sẽ làm tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu giảm 0.1667 đơn vị và khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu thì sẽ làm tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu giảm 0.0162 đơn vị.
- Biến phụ thuộc EPS và biến độc lập DA, LTA, DE có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa lần lượt là 10%, 1% và 1%. Biến tỷ suất nợ (DA) và biến tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu (DE) có mối quan hệ nghịch chiều với lợi nhuận trên mỗi cổ phần (EPS) với hệ số beta lần lượt là -4582.2 và -328.6. Điều này có nghĩa là khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ thì sẽ làm lợi nhuận trên mỗi cổ phần giảm 4582.2 đồng và khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu thì sẽ làm lợi nhuận trên mỗi cổ phần giảm 328.6 đồng. Trong khi đó, biến tỷ suất nợ dài hạn (LTA) có ý nghĩa thống kê với mô hình lợi nhuận trên mỗi cổ phần với hệ số hồi quy là 6767.312, tức là khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ thì sẽ làm lợi nhuận trên mỗi cổ phần tăng 6767.31 đồng.
63
nghĩa là 1%. Biến tỷ suất nợ (DA) có mối quan hệ nghịch chiều với tỷ số giá cổ phiếu trên thu nhập (P/E) với hệ số beta là -303.6, tức là khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ thì sẽ làm tỷ số giá cổ phiếu trên thu nhập giảm 303.6 lần.
- Biến phụ thuộc P/B và các biến độc lập LTA, DE có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa lần lượt là 10% và 1% và phản ánh mối quan hệ nghịch chiều với hệ số beta lần lượt là -6.08 và -0.74. Tức là khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ dài hạn thì sẽ làm tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách giảm 6.08 đơn vị và khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu thì sẽ làm tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách giảm 0.74 đơn vị.
b. Kết quả hồi quy theo mô hình với ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM)
Bảng 3.3 Kết quả mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên – REM
Biến ROE EPS P/E P/B
DA P-value 0.5758 0.4992 0.0011(*) 0.8471 Hệ số beta 0.0282 -1280.160 -232.183 -0.7486 Std. Error 0.05031 1892.571 70.742 3.88022 LTA P-value 0.0024(*) 0.0001(*) 0.1109 0.0226(**) Hệ số beta 0.1899 8037.112 128.122 9.2438 Std. Error 0.0621 2029.482 80.162 4.0360 DE P-value 0.0000(*) 0.0001(*) 0.3631 0.0000(*) Hệ số beta -0.0159 -347.298 3.249 -0.7719 Std. Error 0.0030 87.293 3.567 0.1709 Adjusted R- squared 0.0854 0.0845 0.0247 0.0703 Ghi chú:
(*): hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa α = 1% (**): hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa α = 5% (***): hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa α = 10%
64
Khi hồi quy các biến các biến DA, LTA, DE lần lượt theo các biến ROE, EPS, P/E, P/B theo mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên ta có kết quả như sau:
Mô hình hồi quy theo tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu đã giải thích 8.54% sự thay đổi của tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu. Mô hình hồi quy theo lợi nhuận trên mỗi cổ phần có R-squared là 8.54%, điều này có nghĩa là mô hình hồi quy đã giải thích 8.54% sự biến động của lợi nhuận trên mỗi cổ phần.
Mô hình hồi quy theo tỷ số giá cổ phiếu trên thu nhập (P/E) và mô hình hồi quy theo tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách có R-squared lần lượt là 2.47% và 7.03%, điều này có nghĩa là mô hình hồi quy đã giải thích 2.47% sự thay đổi của tỷ số giá cổ phiếu trên thu nhập và 7.03% sự thay đổi của tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách.
- Biến phụ thuộc ROE và các biến độc lập LTA, DE có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa là 1%. Biến tỷ suất nợ dài hạn (LTA) có mối quan hệ cùng chiều với tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu với hệ số beta là 0.1899. Tức là khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ dài hạn thì sẽ làm tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu tăng 0.1899 đơn vị. Biến tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu (DE) có mối quan hệ nghịch chiều với tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu với hệ số beta là -0.0159. Tức là khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ dài hạn thì sẽ làm tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu giảm 0.0159 đơn vị.
- Biến phụ thuộc EPS và biến độc lập LTA, DE có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa là 1%. Biến tỷ suất nợ dài hạn (LTA) có mối quan hệ cùng chiều với lợi nhuận trên mỗi cổ phần với hệ số beta là 8037.1. Tức là khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ dài hạn thì sẽ làm lợi nhuận trên mỗi cổ phần tăng 8037.1 đơn vị. Biến tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu có mối quan hệ nghịch chiều với lợi nhuận trên mỗi cổ phần với hệ số beta là -347.3. Tức là khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ dài hạn thì sẽ làm tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu giảm 347.3 đơn vị.
65
- Biến phụ thuộc P/E và biến độc lập DA có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa là 1%. Biến tỷ suất nợ (DA) có mối quan hệ nghịch chiều với tỷ số giá cổ phiếu trên thu nhập (P/E) với hệ số beta là -232.2. Như vậy, khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ thì sẽ làm tỷ số giá cổ phiếu trên thu nhập giảm 232.2 lần.
- Biến phụ thuộc P/B và các biến độc lập LTA, DE có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa lần lượt là 5% và 1% với hệ số beta lần lượt là 9.24 và -0.77. Tức là khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ dài hạn thì sẽ làm tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách tăng 9.24 đơn vị và khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu thì sẽ làm tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách giảm 0.77 đơn vị. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
c. Lựa chọn mô hình trên cơ sở kiểm định Hausman
Để lựa chọn mô hình thích hợp, chúng ta sử dụng kiểm định Hausman với giả thiết:
Ho: REM là mô hình thích hợp hơn FEM.
Nếu (Prob. > λ2) < 0,05 bác bỏ Ho, hay REM không hợp lý, FEM sẽ là mô hình thích hợp.
Ho: REM là mô hình thích hợp hơn FEM
Nếu (Prob. > λ2) < 0,05 bác bỏ Ho, hay REM không hợp lý, FEM sẽ là mô hình thích hợp.
Bảng 3.4 Kết quả kiểm định Hausman
ROE EPS P/E P/B
Chi Prob > Chi Chi Prob > Chi Chi Prob > Chi Chi Prob > Chi 11.4353 9 0.0096 5.73077 5 0.1255 1.27203 9 0.7358 4.66302 2 0.1982 Mô hình FEM thích hợp Mô hình REM thích hợp Mô hình REM thích hợp Mô hình REM thích hợp
66
Dựa vào bảng kết quả kiểm định Hausman ta có:
Các mô hình hồi quy theo mô hình ảnh hưởng cố định:
Mô hình tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu: (Prob > λ2) = 0.0096 < 0.05. Bác bỏ H0, mô hình FEM được sử dụng để phân tích sự biến động của tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu dựa trên sự biến động của nhân tố cấu trúc tài chính.
Các mô hình hồi quy theo mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên:
Mô hình lợi nhuận trên mỗi cổ phần, mô hình tỷ số giá cổ phiếu trên thu nhập và mô hình tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách có Prob > 0,05. Không đủ cơ sở để bác bỏ H0, mô hình REM được sử dụng để phân tích các mô hình này.
Các mô hình hồi quy theo mô hình ảnh hưởng cố định: Mô hình tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu.
Các mô hình hồi quy theo mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên: Mô hình lợi nhuận trên mỗi cổ phần, mô hình tỷ số giá cổ phiếu trên thu nhập và mô hình tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách.
3.3.2. Kết quả kiểm định giả thuyết với mô hình Bảng 3.5 Kết quả hồi quy
Biến ROE EPS P/E P/B
DA P-value 0.0693(***) 0.0011(*) Hệ số beta -0.1667 -232.183 Std. Error 0.0915 70.742 LTA P-value 0.0001(*) 0.0226(**) Hệ số beta 8037.112 9.2438 Std. Error 2029.482 4.0360 DE P-value 0.0000(*) 0.0001(*) 0.0000(*) Hệ số beta -0.0162 -347.298 -0.7719 Std. Error 0.0034 87.293 0.1709 Adjusted R-squared 0.1725 0.0845 0.0247 0.0703
67
Dựa vào bảng trên ta có kết quả nghiên cứu nhý sau: Tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ
sở hữu ROE = 0.155 – 0.1667 DA – 0.0162 DE
Lợi nhuận trên mỗi cổ phần EPS = 2609.4 + 8037.1 LTA – 347.3 DE Tỷ số giá trên thu nhập P/E = 114.5 – 232.2 DA
Tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ
sách P/B = 2609.4 + 9.24 LTA – 0.772 DE
3.3.3. Nhận xét kết quả nghiên cứu thực nghiệm
Kết quả phân tích xác định sự ảnh hưởng của cấu trúc tài chính đến hiệu quả tài chính của các doanh nghiệp ngành khai khoáng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam từ năm 2009 – 2013. Từ kết quả nghiên cứu trên ta thấy rằng:
Biến tỷ suất nợ trên tổng tài sản (DA) có quan hệ tỷ lệ nghịch đến tỷ số giá trên thu nhập. Tuy nhiên, mô hình hồi quy tỷ số giá trên thu nhập chỉ giải thích được 2.47% mức độ ảnh hưởng của các biến đến biến P/E (R hiệu chỉnh = 0.0247). Cho nên ta có thể loại bỏ sự ảnh hưởng của biến tỷ suất nợ trên tổng tài sản (DA) đến tỷ số giá trên thu nhập (P/E).
Biến tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu có tác động tỷ lệ nghịch đến tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu, lợi nhuận trên mỗi cổ phần và tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu có tác động tỷ lệ nghịch đến tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu – ROE. Kết quả này phù hợp với những nghiên cứu cho rằng cấu trúc tài chính ảnh hưởng nghịch chiều đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp, như nghiên cứu của Titman và Wessels (1988); Rajan và
68
Zingales (1995) ở các nước phát triển; Wiwattanakantang (1999).
Tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu có tác động tỷ lệ nghịch đến biến EPS. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Ong Tze San and Teh Boon Heng Dr (2010) tại Malaysia. Như vậy, khi các công ty ngành khai khoáng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam càng sử dụng nợ thì lợi nhuận trên mỗi cổ phần sẽ giảm xuống.
Kết quả thực nghiệm chỉ ra rằng tỷ suất nợ dài hạn trên tổng tài sản có mối quan hệ tỷ lệ thuận với lợi nhuận trên mỗi cổ phần và tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách của các doanh nghiệp ngành khai khoáng.
Mô hình cũng cho thấy cấu trúc tài chính không có mối quan hệ với P/E. Điều này có thể là do các nhà đầu tư vẫn còn chú trọng đến các chỉ tiêu phản ánh hiệu quả tài chính bằng giá trị kế toán chứ chưa thật sự chú ý đến giá trị thị trường của doanh nghiệp.
69
KẾT LUẬN CHƯƠNG 3
Mỗi doanh nghiệp hoạt động trong nền kinh tế là một thực thể riêng biệt đều có những đặc điểm riêng biệt có thể ảnh hưởng đến biên độc lập, mô hình FEM phân tích mối tương quan này giữa phần dư của mỗi thực thể với các biến độc lập qua đó kiểm soát và tách ảnh hưởng của các đặc điểm riêng biệt ra khỏi các biến độc lập để có thể ước lượng những ảnh hưởng thuấn của biến độc lập lên biến phụ thuộc. Mô hình ngẫu nhiên dựa vào giả thuyết điểm riêng biệt của các thực thể là ngẫu nhiên. Luận văn đã áp dụng hai mô hình trên làm mô hình nghiên cứu.
Kết quả nghiên cứu ảnh hưởng đến cấu trúc tài chính đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp ngành khai khoáng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam cho thấy tác động tỷ lệ nghịch của tỷ suất nợ và tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu đến tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu. Tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu có mối quan hệ ngược chiều với P/B.
70
CHƯƠNG 4
KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH
4.1 KẾT LUẬN
Đề tài nghiên cứu ảnh hưởng của nhân tố cấu trúc tài chính đến hiệu quả tài chính của các công ty ngành khai khoáng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Trên cơ sở số liệu từ báo cáo tài chính trong 5 năm (2009- 2013) của 18 doanh nghiệp ngành khai khoáng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, nghiên cứu này đã xác định được ảnh hưởng của nhân tố cấu trúc tài chính đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp ngành khai khoáng.
Hiệu quả tài chính của các doanh nghiệp được thể hiện qua ROE khá thấp, chỉ đạt 13.11%, chỉ tiêu này biến động khá lớn giữa các doanh nghiệp trong ngành. Cấu trúc tài chính của các doanh nghiệp được đo lường bởi các chỉ tiêu tỷ suất nợ, tỷ suất nợ dài hạn và tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu, đa số các doanh nghiệp ngành khai khoáng sử dụng nợ ngắn hạn để tài trợ cho tài sản của doanh nghiệp nhiều hơn so với nợ dài hạn.
Kết quả nghiên cứu cho thấy, cấu trúc tài chính có ảnh hưởng ngược chiều đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp. Nghiên cứu cho thấy, nếu các công ty ngành khai khoáng càng gia tăng việc sử dụng nợ thì hiệu quả tài chính càng thấp. Qua đó, cho thấy các công ty ngành khai khoáng đã không