7. Các nghiên cứu trƣớc liên quan đến đề tài nghiên cứu
4.1.2. Phân tích tƣơng quan
Để xác định mối quan hệ giữa các biến trong mô hình, đề tài sử dụng phân tích hệ số tƣơng quan nhằm đo lƣờng mức độ quan hệ giữa các biến độc lập với nhau, giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Tác giả sử dụng phần mềm SPSS để chạy tƣơng quan ra đƣợc kết quả tổng hợp ở bảng sau:
Bảng 4.2: Ma trận tương quan giữa các biến có trong mô hình
ROE ROE 1.000 SIZE .101 GROWTH .356** TANG -.169* D/E -.275** TURN .415** SAE .129
SIZE GROWTH TANG D/E TURN SAE
SIZE 1.000 GROWTH .152* 1.000 TANG -.029 -.181* 1.000 D/E .215** .115 -.018 1.000 TURN -.238** .207** -.402** -.049 1.000 SAE -.109 -.120 .141 -.348** -.267** 1.000 **. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
(Nguồn: Tổng hợp từ SPSS)
Phân tích hệ số tƣơng quan Pearson thực chất là điều kiện cần trƣớc khi phân tích mô hình hồi quy, vì yêu cầu để đƣa vào mô hình hồi quy là giữa biến độc lập và biến phụ thuộc phải có mối quan hệ với nhau. Ngoài ra, hệ số tƣơng quan Pearson sẽ là điều kiện để phát hiện hiện tƣợng đa cộng tuyến. Do
đó, trƣớc khi đi vào phân tích kết quả hồi quy thì tác giả sẽ thực hiện phân tích tƣơng quan sơ bộ mối quan hệ tƣơng quan giữa các biến trong mô hình:
Kết quả phân tích tính toán hệ số tƣơng quan cho thấy tất cả các biến đều có quan hệ tƣơng quan với chỉ tiêu nghiên cứu. Hệ số tƣơng quan giữa tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu (ROE) và các nhân tố ảnh hƣởng đều có giá trị tuyệt đối lớn hơn 0. Cụ thể:
Xét mối tương quan giữa biến phụ thuộc là Tỷ suất sinh lời vốn chủ sở
hữu (ROE) với các biến độc lập:
Nhân tố có mối tƣơng quan cao nhất phản ánh mối quan hệ rõ ràng với tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu (ROE) đó là vòng quay tổng tài sản có rROE, TURN = 0.415. Bên cạnh đó, các nhân tố có mối tƣơng quan ít hơn là tốc độ tăng trƣởng doanh thu có rROE, GROWTH = 0.356; tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu
có rROE, D/E = 0.275; tỷ lệ tài sản cố định có rROE, TANG = 0.169
Quan hệ tƣơng quan thuận chiều với tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu (ROE) đó là tốc độ tăng trƣởng và vòng quay tài sản ở mức ý nghĩa 1 , kết quả này phù hợp với giả thuyết H2, H5.
Quan hệ tƣơng quan nghịch chiều với tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu (ROE) đó là tỷ lệ tài sản cố định ở mức ý nghĩa 5 và tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu ở mức ý nghĩa 1 . Kết quả này trái với giả thuyết H3.
Ngoài ra, quy mô doanh nghiệp có rROE, SIZE = 0.101; Tỷ lệ chi phí bán hàng và quản lý doanh nghiệp có rROE, SAE = 0.129 nhƣng mối quan hệ giữa quy mô doanh nghiệp, tỷ lệ chi phí bán hàng và quản lý doanh nghiệp với tỷ suất ROE không có ý nghĩa thống kê.
Xét mối tương quan giữa các biến độc lập với nhau:
Khi xét tƣơng quan giữa các biến độc lập, ta thấy hệ số tƣơng quan giữa các biến đều nhỏ hơn 0.5. Điều đó có nghĩa là các biến độc lập trong mô hình không có mối tƣơng quan mạnh với nhau, tƣơng quan mạnh nhất giữa 2 biến
TANG và TURN là 0.402, nhỏ hơn 0.8 rất nhiều, cho thấy mô hình mà tác giả lựa chọn không có hiện tƣợng đa cộng tuyến.
4.1.3. Phân tích hồi quy
Kết quả phân tích qua số liệu thống kê đã cung cấp một cái nhìn tổng quát về các nhân tố ảnh hƣởng đến hiệu quả tài chính của các doanh nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng cộng với mô hình lý thuyết đã đƣợc xây dựng, tác giả tiến hành phân tích hồi qui tuyến tính bội để định lƣợng mối quan hệ giữa các biến và hình thành mô hình thực tiễn.
Trên nền tảng đánh giá sự tồn tại mối quan hệ tƣơng quan tuyến tính giữa các biến độc lập, tác giả xác lập mô hình hồi quy bội. Tác giả sử dụng cách tiếp cận mô hình ƣớc lƣợng theo các ảnh hƣởng cố định và mô hình ƣớc lƣợng theo các ảnh hƣởng ngẫu nhiên. Sau đó, tác giả sử dụng kiểm định Hausman để tìm ra đƣợc mô hình hồi quy phù hợp.
a. Kết quả hồi qui theo hai phương pháp FEM và REM
Kết quả hồi qui theo hai phƣơng pháp FEM và REM đƣợc tác giả thống kê chi tiết ở bảng sau:
Bảng 4.3: Kết quả hồi quy giữa tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu (ROE) và các biến độc lập bằng 2 phương pháp hồi quy FEM và REM
ROE FEM REM
Biến độc lập Coefficient Prob. Coefficient Prob.
C -6.579288 0 -1.510291 0.0000 SIZE 0.189752 0.0002 0.036927 0.0001 GROWTH -0.033399 0.4664 0.134112 0.0002 TANG 0.030575 0.8599 -0.021862 0.7442 D/E -0.273095 0.0205 -0.14183 0.0043 TURN 1.396729 0.0000 0.566614 0.0000 SAE 0.620655 0.0202 0.372347 0.002 R2 0.869883 0.354747 Prob(F_statistic) 0.000000 0.000000
Dựa vào thông tin của bảng 4.3, tác giả đƣa ra kết luận, phƣơng pháp FEM là phƣơng pháp phù hợp để ƣớc lƣợng cho mô hình tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu (ROE), vì kiểm định Hausman cho kết quả p-value là 0.0000 <α (0.05). Do đó ta bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1, FEM là phƣơng pháp ƣớc lƣợng phù hợp.
Từ kết quả ƣớc lƣợng theo mô hình các nhân tố ảnh hƣởng cố định ta có đƣợc mô hình hoàn chỉnh:
Mô hình hoàn chỉnh:
ROE = -6.579288 + 0.189752SIZE - 0.273095D/E + 1.396729TURN + 0.620655SAE
Nhƣ vậy, Tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu (ROE) chịu ảnh hƣởng bởi nhân tố: Quy mô doanh nghiệp, Tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu, Vòng quay tổng tài sản, Tỷ lệ chi phí bán hàng và quản lý doanh nghiệp. Các biến này đều có Prob < 0.05 nên các nhân tố tồn tại trong mô hình này đều có ý nghĩa thống kê.
Các biến bị loại bỏ là những biến ít có mối quan hệ với biến phụ thuộc hoặc không có ý nghĩa thống kê do đó số lƣợng biến giảm đi là cần thiết. Điều này làm cho mức độ phù hợp của mô hình cao hơn.
Trƣớc hết, mô hình có chỉ số Adjusted R-squared = 79.63% (phụ lục 2a). Chỉ số này khá cao nhƣng nhỏ hơn 0.9 nên mô hình này có tính phù hợp tƣơng đối cao. Nếu chỉ số này quá lớn (trên 0.9) thì mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc quá rõ ràng, ta không cần phải giải thích nhiều về mối quan hệ đó. Vì thế, chỉ số Adjusted R-squared = 79.63% biểu thị mức độ phù hợp tƣơng đối của mô hình.
Chỉ số Adjusted R-square = 79.63 . Nghĩa là trong 100 sự biến động của biến phụ thuộc thì có 79.63% sự biến động là do các biến độc lập ảnh hƣởng, còn lại là do sai số ngẫu nhiên hoặc các các yếu tố khác ngoài mô hình.
Để đánh giá chỉ số P (F-satistic), ta thấy chỉ số này có giá trị = 0< 0.05. Với giả thiết H0: Các tham số Bj=0. Chỉ số P (F-satistic) = 0 nên ta có thể bác bỏ H0, các tham số Bj đều khác 0. Chỉ số này đánh giá sự phù hợp của mô hình. Nghĩa là mô hình khá phù hợp.
b. Kiểm định các giả thuyết ước lượng của mô hình
Đa cộng tuyến
Để kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến, ta sử dụng thông tin của bảng kết quả mô hình FEM ở phần trƣớc nhƣ sau:
ROE FEM
Biến độc lập Coefficient Prob.
C -6.579288 0 SIZE 0.189752 0.0002 D/E -0.273095 0.0205 TURN 1.396729 0.0000 SAE 0.620655 0.0202 R2 0.869883 Prob(F_statistic) 0000000
Hausman test (p-value) 0.0000
Theo kết quả, các biến độc lập có Prob và hệ số Prob (F_statistic) không mâu thuẫn nhau (đều nhỏ hơn 0.05) do đó, có khả năng mô hình không bị đa cộng tuyến. Mặt khác, khi xem xét mối tƣơng quan giữa các biến độc lập ở phần trên của đề tài, tác giả nhận thấy giữa các biến trong mô hình không tồn tại mối tƣơng quan nào lớn (lớn hơn 0.8). Hầu hết sự tƣơng quan giữa các biến độc lập rất nhỏ hoặc không có ý nghĩa. Do đó, mô hình không xuất hiện dấu hiệu của hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Phân phối chuẩn
Tests of Normality
Kolmogorov-Smirnova Shapiro-Wilk
Statistic df Sig. Statistic df Sig.
ROE .046 192 .200* .989 192 .158
*. This is a lower bound of the true significance. a. Lilliefors Significance Correction
Hình 4.1: Biểu đồ kiểm tra phân phối chuẩn của biến phụ thuộc
Dựa vào hình dáng của biểu đồ nhƣ trên và các giá trị Sig (tức P-value) đều > 0.05 đã cho kết luận: Biến ROE không hoàn toàn phân phối chuẩn, nhƣng cũng tƣơng đối chuẩn, các ƣớc lƣợng mô hình có thể tin cậy đƣợc.
Hình 4.2: Biểu đồ kiểm tra mức độ phù hợp của mô hình
0 4 8 12 16 20 24 -0.15 -0.10 -0.05 0.00 0.05 0.10 0.15 0.20
Series: Standardized Residuals Sample 2012 2014 Observations 192 Mean -8.67e-19 Median 0.001874 Maximum 0.201148 Minimum -0.182720 Std. Dev. 0.050878 Skewness -0.094324 Kurtosis 5.028199 Jarque-Bera 33.19344 Probability 0.000000
Tác giả sử dụng phần mềm Eview để chạy phần dƣ đƣợc biểu đồ cùng số liệu nhƣ trên. Dựa vào hình dáng và số liệu của biểu đồ ta có thể kết luận rằng mô hình khá phù hợp.
c. Phân tích kết quả nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính của các công ty sản xuất hàng tiêu dùng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam
Việc đánh giá kết quả nghiên cứu đƣợc dựa trên hệ số và mức ý nghĩa của các hệ số của mô hình.
- Quy mô doanh nghiệp có quan hệ tỷ lệ thuận với tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu (ROE) ở mức ý nghĩa 1 , nghĩa là những doanh nghiệp có quy mô lớn thì có hiệu quả tài chính cao hơn, cụ thể, khi các nhân tố khác không đổi, quy mô doanh nghiệp (tổng tài sản) tăng 1 đơn vị thì tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu tăng 0.19%. Khi các doanh nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng có quy mô càng lớn thì sẽ có điều kiện để đầu tƣ một dây chuyền sản xuất đồng bộ và hiện đại, giúp khai thác đƣợc lợi thế của việc chuyên môn hóa, nhờ đó năng suất sản xuất và chất lƣợng sản phẩm sẽ tăng lên, tạo thuận lợi về uy tín và thƣơng hiệu của công ty. Từ đó sẽ giúp doanh nghiệp bán đƣợc nhiều sản phẩm hơn, đồng thời khi bán đƣợc một khối lƣợng hàng lớn hơn thì phi phí đàm phán, liên lạc (qua thƣ từ, điện thoại, fax,…) không tăng tƣơng ứng so với trƣờng hợp bán một khối lƣợng hàng nhỏ hơn, điều này giúp tiết kiệm đƣợc nhiều chi phí giao dịch. Không những vậy, các doanh nghiệp có quy mô lớn thì có sức mạnh tài chính lớn nên có khả năng tiếp cận với nguồn vốn tốt hơn nhƣ dễ dàng huy động hơn, mức vay cao hơn, lãi suất vay thấp hơn cũng nhƣ cơ hội hợp tác kinh doanh. Nhƣ vậy kết quả này ủng hộ giả thuyết H1 và phù hợp với kết quả nghiên cứu của Weixu (2005) [31], Onaolapo và Kajola (2010) [26], Sara Kanwal và Muhamad Nadeem (2013) [33].
- Tốc độ tăng trƣởng có mối quan hệ nghịch với tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu (ROE), tuy nhiên mối quan hệ này không có ý nghĩa thống kê, nên ta
không có cơ sở để ủng hộ giả thuyết H2. Mặc dù không có ý nghĩa về mặt thống kê nhƣng kết quả này chỉ ra rằng, các doanh nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng có tốc độ tăng trƣởng doanh thu càng cao thì hiệu quả tài chính càng thấp. Trong khoảng thời gian từ 2012 – 2014, nền kinh tế Việt Nam gặp nhiều khó khăn, thách thức. Hệ quả của các biện pháp giảm tổng cầu đã tác động kiềm hãm sức mua của thị trƣờng và tốc độ tăng trƣờng kinh tế. Để tạo vòng quay nhanh cho hàng sản xuất bán ra và cạnh tranh trên thị trƣờng, các doanh nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng phải áp dụng nhiều chính sách chiết khấu, giảm giá, …hoặc liên tục tổ chức khuyến mãi, trong khi giá nguyên liệu đầu vào không ngừng tăng cao, dẫn tới tình trạng bán ra thì nhiều mà lãi thu về thấp, làm giảm hiệu quả tài chính. Bên cạnh đó có thể việc sử dụng và quản lý chi phí của các doanh nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng chƣa hiệu quả, nếu tốc độ tăng trƣởng chi phí cao hơn tăng trƣởng doanh thu sẽ ảnh hƣởng đến lợi nhuận. Ngoài ra, một số kỹ thuật bút toán cơ bản đƣợc áp dụng để làm doanh số tăng (trên thực tế không có). Ví dụ, doanh nghiệp yêu cầu bạn hàng lấy hàng giúp họ, không thanh toán tiền mà chỉ giao nhận chứng từ thôi. Sau đó doanh nghiệp chọn thời điểm sẽ mua lại với giá đã xuất. Nhƣ vậy trên báo cáo có doanh số hoặc doanh số tăng nhƣng thực chất không có lợi nhuận. Những doanh nghiệp có hàng tồn kho nhiều cũng sử dụng cách này để làm đẹp báo cáo. Tuy nhiên những nhận xét trên chỉ ở khía cạnh chủ quan của tác giả, bởi kết quả thống kê không có ý nghĩa nên không có tác động thực sự.
- Cơ cấu tài sản có mối quan hệ thuận với tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu (ROE), tuy nhiên mối quan hệ này không có ý nghĩa thống kê. Kết quả nghiên cứu cho thấy đối với các doanh nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng, tỷ lệ tài sản cố định càng tăng thì hiệu quả tài chính càng tăng. Trong các doanh nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng, giá trị sản xuất đƣợc hình thành chủ yếu từ năng lực của tài sản cố định ,vì vậy các doanh nghiệp này chú trọng đầu tƣ đến việc đầu tƣ trang bị máy móc, công nghệ sản xuất hiện đại nhằm nâng cao số
lƣợng và chất lƣợng sản phẩm, từ đó đáp ứng nhƣ cầu ngày một phong phú và khắc khe của thị trƣờng, gia tăng khả năng cạnh tranh đối với các công ty đối thủ. Thêm vào đó lợi ích từ lá chắn thuế từ khấu hao tài sản cố định là điều kiện làm tăng hiệu quả tài chính. Nhƣng mối quan hệ thuận chiều giữa tỷ lệ tài sản cố định và tỷ suất ROE không có ý nghĩa thống kê nên ta không có cơ sở để ủng hộ giả thuyết H3.
- Cơ cấu vốn có mối quan hệ nghịch với tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu (ROE) ở mức ý nghĩa 5 . Cụ thể, các nhân tố khác không đổi, khi tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu tăng 1 đơn vị thì tỷ suất ROE sẽ giảm 0.273%. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Onaolapo và Kajola (2010) [26], Sara Kanwal và Muhamad Nadeem (2013) [33] nhƣng không phù hợp với nghiên cứu của Quang Minh Nhựt và Lý Thị Phƣơng Thảo (2014) [10]. Theo bảng thống kê mô tả các biến, tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu trung bình của các doanh nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng trong mẫu nghiên cứu là 1.676. Tỷ suất này lớn hơn 1 và khá cao, điều đó chứng tỏ tài sản của các công ty trong mẫu nghiên cứu đƣợc tài trợ chủ yếu bởi các khoản nợ. Khi doanh nghiệp dùng nợ để tài trợ cho các hoạt động sản xuất kinh doanh nhƣng không đem lại hiệu quả, tức là mức sinh lợi không vƣợt quá chi phí lãi vay bình quân, dẫn đến không đảm bảo khả năng thanh toán, từ đó tác động đến tỷ suất ROE một cách tiêu cực. Bên cạnh đó, những công ty có tỷ suất nợ cao sẽ gặp khó khăn trong việc huy động một số lƣợng vốn lớn, do đó sẽ khó nắm bắt đƣợc những cơ hội đầu tƣ. Kết quả là những doanh nghiệp này đã bỏ qua những cơ hội để tăng giá trị của doanh nghiệp. Mức nợ cao còn dẫn đến những nguy cơ mất nhân viên làm việc và nhà cung cấp. Dữ liệu nghiên cứu của các doanh nghiệp đƣợc tác giả thu thập từ năm 2012 – 2014, nền kinh tế Việt Nam đƣợc đánh giá là ảm đạm và bất ổn trong thị trƣờng bất động sản và thị trƣờng chứng khoán, sự trì trệ của thị trƣờng làm cho dòng tín dụng bị tắt nghẽn, khả năng tiếp cận vốn của doanh nghiệp khó khăn. Do đó trong giai đoạn này nếu