8. Tổng quan tài liệu
2.1.2.Giới thiệu các doanh nghiệp ngành vật liệu xây dựng niêm yết trên
trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam
Các doanh nghiệp ngành vật liệu xây dựng niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam là những doanh nghiệp tuân thủ theo quy định về chuẩn niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh và thị trƣờng chứng khoán Hà Nội theo Nghị định số 58/2012/NĐ-CP do Thủ tƣớng ký ban hành ngày 20/07/2012 và thông tƣ 73/2013/TT-BTC ngày 29 tháng 05 năm 2013 của Bộ Tài Chính. Các doanh nghiệp này phần lớn đều là những doanh nghiệp làm ăn hiệu quả vì theo hƣớng dẫn của Qui định số 168/QĐ_SGDHCM, nếu doanh nghiệp làm ăn thua lỗ trong 2 năm liên tiếp thì phải tạm dừng giao dịch chứng khoán niêm yết.
Các doanh nghiệp vật liệu xây dựng niêm yết trên sàn chứng Hà Nội và
thành phố Hồ Chí Minh là những doanh nghiệp thuộc nhóm ngành công
nghiệp chế biến, chế tạo: mã ngành cấp 1 là C, mã ngành cấp 2 là 23, 24, 25 theo tiêu chuẩn hệ thống ngành kinh tế Việt Nam tại quyết định số 10/2007/QĐ-TTg ngày 23/01/2007 của Thủ tƣớng chính phủ. Theo đó các doanh nghiệp này là các doanh nghiệp hoạt động trong lĩnh vực sản xuất sản phẩm từ khoáng phi kim loại khác, sản xuất kim loại và sản xuất sản phẩm từ kim loại đúc s n (trừ máy móc, thiết bị).
2 1 3 K á quát ết quả oạt độn n o n ủ á o n n ệp n àn vật l ệu xây ựn n êm yết trên t ị trƣờn ứn oán V ệt N m
Các doanh nghiệp ngành vật liệu xây dựng khá nhạy cảm với chu kỳ kinh doanh của nền kinh tế vĩ mô, đặc biệt sự tăng trƣởng của các doanh nghiệp ngành này gắn bó rất chặt chẽ với ngành xây dựng cũng nhƣ thị trƣờng bất động sản. Khi ngành xây dựng làm ăn phát đạt thì ngành vật liệu xây dựng cũng có cơ hội để tăng trƣởng và ngƣợc lại tình hình sẽ tồi tệ khi nền kinh tế suy thoái, các công trình xây dựng bị trì trệ, ngƣời dân không còn bỏ nhiều
tiền ra để xây dựng nhà cửa, chính phủ không mở rộng đầu tƣ vào các công trình cơ sở hạ tầng…
Để đánh giá kết quả hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp vật liệu xây dựng niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam cần xem xét các chỉ tiêu phản ánh hiệu quả kinh doanh các các doanh nghiệp này qua các năm nhƣ sau:
Bảng 2.1.Chỉ tiêu phản ánh hiệu quả kinh doanh của các DN ngành vật liệu xây dựng niêm yết trên TTCK VN
Năm Chỉ tiêu 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 ROA (%) 8 5 3 2 0 0 3 4 6 ROE (%) 28 17 12 7 1 -1 10 14 17 Nguồn: http://www.cophieu68.vn
Từ số liệu bảng trên, có thể thấy sự tăng trƣởng của nhóm ngành vật liệu xây dựng gắn liền với sự tăng trƣởng và suy thoái của nền kinh tế. Giai đoạn năm 2008 – 2011, mức sinh lời ROA và ROE của các doanh nghiệp ngành vật liệu xây dựng niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam có xu hƣớng giảm dần. Cao điểm của giai đoạn khủng hoảng kinh tế, năm 2012-2013 con
số này bằng 0 và âm chứng tỏ hiệu quả kinh doanh nói chung củacác doanh
nghiệp không tốt. Tuy nhiên, từ năm 2014 đến 2016, với sự ấm dần của thị trƣờng bất động sản và sự hồi phục trong xây dựng dân dụng cũng nhƣ xây dựng công nghiệp đã góp phần cải thiện về sản lƣợng đầu ra của các doanh nghiệp nhóm ngành vật liệu xây dựng. Bên cạnh đó, việc mặt bằng lãi suất thấp trong giai đoạn này cũng là một yếu tố thuận lợi thúc đẩy doanh thu và
lợi nhuận của một số công ty vật liệu xây dựng tăng kéo theo mức sinh lời ROA và ROE trong các năm này tăng lên.
2.2. THIẾT KẾ NGHIÊN CỨU 2 2 1 P ƣơn p áp n ên ứu 2 2 1 P ƣơn p áp n ên ứu
Nghiên cứu sử dụng phƣơng pháp hồi quy dữ liệu bảng (panel data regression) cho mẫu nghiên cứu gồm 35 công ty cổ phần niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) và sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) với dữ liệu thu thập từ năm 2014 đến năm 2016. Từ số liệu thu thập đƣợc thông qua các báo cáo tài chính của doanh nghiệp, đề tài tiến hành phân tích dựa trên phƣơng pháp nghiên cứu định lƣợng giải quyết và trả lời những câu hỏi nghiên cứu đã nêu ở chƣơng 1 và từ đó đạt đƣợc mục tiêu nghiên cứu đã đề ra ban đầu.
Đề tài sử dụng phần mềm phần tích định lƣợng Stata để thực hiện các bƣớc nghiên cứu. Nghiên cứu tiến hành phân tích dữ liệu qua các bƣớc:
- Phân tích thống kê mô tả các biến trong mô hình nhằm có những cái nhìn ban đầu về cơ sở dữ liệu.
- Phân tích mối tƣơng quan giữa các biến trong mô hình và từ đó xem xét vấn đề có đa cộng tuyến hay không.
- Chạy mô hình hồi quy đa biến: Mô hình hồi quy theo phƣơng pháp Pooled OLS, mô hình tác động cố định (FEM) và mô hình tác động ngẫu nhiên (REM).
- Dùng kiểm định Hausman để chọn mô hình tối ƣu giữa FEM và REM. - Sử dụng các kiểm định để tìm ra những khuyết điểm của mô hình. - Khắc phục các khuyết điểm trong mô hình (nếu có) để đƣa ra mô hình phù hợp nhất.
Dữ liệu dạng bảng là mở rộng của dữ liệu chéo theo thời gian nên cung cấp nhiều thông tin của cùng một đối tƣợng hơn, đồng thời giảm hiện tƣợng
tƣơng quan trong các biến của mô hình và sẽ là hiệu quả hơn cho việc xử lý các mô hình. Ngoài ra, theo Gujarati và Porter (2004) việc kết hợp dữ liệu của nhiều đối tƣợng nghiên cứu khác nhau lại sẽ làm cho số quan sát tăng lên đáng kể, và nó sẽ làm giảm sai số ngẫu nhiên có thể xảy ra cho việc phân tích các mô hình.
Phƣơng pháp hồi quy phổ biến nhất cho dữ liệu bảng là mô hình hồi quy tuyến tính thông thƣờng (Pooled OLS), mô hình hồi quy tác động cố định (Fixed Effect Model) và mô hình hồi quy tác động ngẫu nhiên (Ramdom Effect Model).
a. Mô hình hồi quy Pooled – OLS: Hồi quy kết hợp tất cả các quan sát
Mô hình đƣợc viết nhƣ sau:
Yit = α1 + β1X1it +...+ βkXkit + Uit
Trong đó:
Yit: Biến phụ thuộc của quan sát i trong thời kỳ t X1it, … Xkit: Biến độc lập của quan sát i trong thời kỳ t
Với mỗi đơn vị chéo, εi là yếu tố không quan sát đƣợc và không thay đổi (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
theo thời gian, nó đặc trƣng cho mỗi đơn vị chéo. Nếu εi tƣơng quan với bất
kỳ biến Xt nào thì ƣớc lƣợng hồi quy từ hồi quy Y theo Xt sẽ bị ảnh hƣởng
chéo bởi những nhân tố không đồng nhất không quan sát đƣợc. Thậm chí,
nếu εi không tƣơng quan với bất kỳ một biến giải thích nào thì sự có mặt của
nó cũng làm cho cho các ƣớc lƣợng OLS không hiệu quả và sai số tiêu chuẩn không có hiệu lực.
Mô hình này có nhƣợc điểm là ràng buộc quá chặt về các đơn vị chéo, điều này khó xảy ra trong thực tế. Vì vậy, để khắc phục các nhƣợc điểm gặp
phải ở mô hình Pooled OLS, mô hìnhFixed effect model - FEM và Ramdom
b. Mô hình hồi quy tác động cố định (Fixed effect model –FEM)
Theo Gujarati và Porter (2004) mô hình Nhân tố cố định cũng không bỏ qua các ảnh hƣởng theo thời gian và không gian. Tuy nhiên trong mô hình này thì ngoại trừ hệ số độ dốc của từng biến là không đổi nhƣng tung độc gốc của mỗi đơn vị chéo thay đổi đƣợc. Mô hình nhân tố cố định không cần sử dụng biến giả để biểu thị cho những ảnh hƣởng theo không gian và thời gian.
Nhƣ vậy mô hình có thể viết lại nhƣ sau:
YiT = α1i + α 2X2iT + α 3 X3it + ….+ α k XkiT + Uit
Trong đó i là biểu thị cho đơn vị thứ i và t biểu thị cho thời đoạn thứ t. Mô hình ảnh hƣởng cố định không bỏ qua các ảnh hƣởng theo chuỗi thời gian và các đơn vị chéo, nghĩa là tung độ gốc của mỗi đơn vị chéo thay đổi nhƣng vẫn giả định độ dốc cố định cho từng biến. Nhƣ vậy, những đặc điểm cá nhân riêng biệt của từng chủ thể theo không gian là để cho tung độ gốc thay đổi nhƣng vẫn giả định rằng các hệ số độ dốc là hằng số. Những ảnh hƣởng làm thay đổi tung độ gốc có thể là những ảnh hƣởng riêng biệt của từng chủ thể, nhƣ nếu là doanh nghiệp thì đó là cách quản lý hay phong cách quản lý, triết lý quản lý … Tung độ gốc có thể khác nhau giữa các chủ thể nhƣng không thay đổi theo thời gian.
c. Mô hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (Ramdom Effect Model- REM)
Theo Gujarati và Porter (2004), trong mô hình REM thì những yếu tố không quan sát đƣợc thì coi nhƣ là kết quả của những biến ngẫu nhiên. Ý tƣởng của mô hình bắt đầu từ phƣơng trình của mô hình FEM :
YiT = α1i + α 2X2iT + α 3 X3it + ….+ α k XkiT + Uit
Tuy nhiên thay vì coi α1i nhƣ là một hằng số, ta giả định rằng đây là một
biến ngẫu nhiên có giá trị trung bình là α1 (Không có ký hiệu dƣới dòng i ở
nhƣ sau: α1i = α1 + εi với i=1,2,3, …..,N và εi là sai số ngẫu nhiên có giá trị trung bình là 0.
Khác với mô hình FEM, mô hình REM còn thêm giả định là các tác động không quan sát đƣợc không tƣơng quan với tất cả các biến độc lập.
d. Lựa chọn mô hình
Theo Gujarati và Porter (2004) mô hình REM giúp cho nghiên việc nghiên cứu kiểm soát những tác động không quan sát đƣợc mà những đơn vị chéo khác nhau nhƣng không đổi theo thời gian. Những ảnh hƣởng không quan sát đƣợc nhƣ đặc thù doanh nghiệp ch ng hạn nhƣ chính sách, nguồn nhân lực…. Tuy nghiên nếu không giữ giả định tác động cố định không tƣơng quan với các biến giải thích thì mô hình hồi quy tác động cố định lại có thể phù hợp hơn. Giả định này đƣợc kiểm tra bằng kiểm định Hausman. Nếu giả định ảnh hƣởng ngẫu nhiên là đúng, ƣớc lƣợng tác động ngẫu nhiên hiệu quả hơn mô hình ảnh hƣởng cố định. Kiểm định Hausman đƣợc tiến hành để kiểm tra liệu mô hình FEM hay REM là phù hợp hơn, với giả thuyết:
Ho : Các tác động của biến không quan sát không tƣơng quan với các biến độc lập.
H1 : Các tác động của biến không quan sát có tƣơng quan với các biến
độc lập.
Sử dụng giá trị P-value để chấp nhận hay loại bỏ giả thuyết Ho. Theo đó
nếu p-value<0.05 thì bác bỏ giả thuyết Ho: Các tác động của biến không quan
sát không tƣơng quan với các biến độc lập. Và nhƣ vậy thì mô hình FEM là
phù hợp hơn. Nếu p-value>=0.05 thì chấp nhận giả thuyết Ho: Các tác động
của biến không quan sát không tƣơng quan với các biến độc lập, và nhƣ vậy thì mô hình REM là phù hợp hơn để tiến hành nghiên cứu.
2.2.2 Mô ìn n ên ứu (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
việc tìm ra mối quan hệ giữa cấu trúc vốn với hiệu quả tài chính của doanh nghiệp. Hiệu quả tài chính của doanh nghiệp đƣợc thể hiện thông qua nhiều chỉ tiêu: ví dụ các chỉ tiêu thể hiện qua báo cáo tài chính của doanh nghiệp nhƣ Tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE), Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA)… thể hiện qua các nghiên cứu thực nghiệm của Abor, J., 2005, El- Sayed Ebaid, I., 2009, Dawar, V. (2014). Bên cạnh đó, một số các chỉ tiêu giá trị thị trƣờng nhƣ Marris Tobin’s Q đƣợc áp dụng để đánh giá hiệu quả hoạt động trong các nghiên cứu của Zeitun, R., & Tian, G.G (2014).
Sự lựa chọn các tiêu chí để đánh giá hiệu quả tài chính có thể bị ảnh hƣởng bởi mục tiêu của doanh nghiệp là lựa chọn các tiêu chí hiệu quả (thể hiện qua các chỉ tiêu trong báo cáo tài chính hay thể hiện qua các chỉ tiêu giá trị thị trƣờng) cũng nhƣ tính hiệu quả của thị trƣờng cổ phiếu, thị trƣờng vốn.
Tại Việt Nam, thị trƣờng vốn thƣờng lệ thuộc vào chính sách tài chính, tiền tệ quốc gia. Khi kinh tế vĩ mô bất ổn, lạm phát tăng cao, chính sách tài chính – tiền tệ điều hành theo hƣớng thắt chặt để đạt mục tiêu kiềm chế lạm phát, ổn định vĩ mô nên mặt bất lợi của chính sách thắt chặt có thể tác động tiêu cực đến thị trƣờng vốn. Có thể thấy rõ sự biến động thất thƣờng của thị trƣờng chứng khoán cũng nhƣ thị trƣờng vốn tín dụng ngân hàng, những rủi ro tiềm ẩn từ nội tại các chủ thể tham gia thị trƣờng, tình trạng sở hữu chéo trong các tổ chức kinh tế. Thị trƣờng cổ phiếu tuy đã đƣợc chú ý phát triển song song với tiến trình cổ phần hóa doanh nghiệp nhà nƣớc, nhƣng quy mô thị trƣờng cổ phiếu vẫn nhỏ.
Trƣớc thực trạng thị trƣờng vốn còn nhiều yếu tố ảnh hƣởng nhƣ ở Việt Nam, tác giả chọn các chỉ tiêu đánh giá hiệu quả tài chính thể hiện qua báo cáo tài chính của doanh nghiệp là chỉ tiêu hiệu suất sinh lời vốn chủ sỡ hữu - ROE. Bên cạnh đó, hệ thống báo cáo tài chính của các doanh nghiệp niêm yết trên hai Sở Giao dịch Chứng khoán đều đã đƣợc kiểm toán nên độ tin cậy khá
cao, phản ảnh tốt tình hình hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp.
Đại diện cho cấu trúc vốn và tỷ lệ nợ vay gồm có: tỷ lệ nợ ngắn hạn/tổng tài sản (STD), tỷ lệ nợ dài hạn/tổng tài sản (LTD) và tỷ lệ tổng nợ/tổng tài sản (TD). Ngoài ra, theo các nghiên cứu trƣớc thì các biến tính thanh khoản (LIQ), quy mô doanh nghiệp (SIZE), tăng trƣởng doanh thu (GROW), tỷ lệ tài sản cố định hữu hình (TANG), tuổi doanh nghiệp (AGE) cũng tác động đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp.
Từ đó, giả thuyết nghiên cứu đƣợc đề xuất nhƣ sau:
1. Theo M&M và lý thuyết chi phí đại diện, tại một mức nợ vay phù hợp và vừa phải, hiệu quả tài chính của doanh nghiệp có quan hệ cùng chiều với tỷ lệ nợ vay và làm giảm chi phí đại diện. Khi tỷ lệ nợ vay vƣợt quá mức nào đó, hiệu quả tài chính của doanh nghiệp quan hệ nghịch biến với tỷ lệ nợ vay vì lợi ích thu đƣợc từ vay nợ nhỏ hơn mức gia tăng chi phí đại diện. Và khi sử dụng nợ vay cao cũng làm phát sinh chi phí kiệt quệ tài chính làm cho doanh nghiệp có thể phá sản. Zeitun, R., & Tian, G. G. (2014) trong nghiên cứu của mình đã có kết quả chỉ ra rằng tỷ lệ nợ có tác động ngƣợc chiều đáng kể đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp trên các chỉ tiêu của báo cáo tài chính và yếu tố giá trị thị trƣờng đối với các doanh nghiệp ở Jordan.
Giả thuyết 1: Cấu trúc vốn có sử dụng nhiều nợ vay (TD) sẽ tác động ngƣợc chiều đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp.
2. Trong nghiên cứu của Abor, J., 2005 cho thấy tỷ lệ nợ dài hạn có quan hệ nghịch biến với hiệu quả tài chính của doanh nghiệp Ghana. Điều này đƣợc lý giải là vì thực tế nợ dài hạn có chi phí cao hơn so với nợ dài hạn nên làm cho hiệu quả tài chính của doanh nghiệp thấp hơn.
Giả thuyết 2: Tỷ lệ nợ dài hạn (LTD) có mối quan hệ nghịch biến với hiệu quả tài chính của doanh nghiệp.
3. Trong các nghiên cứu của El-Sayed Ebaid, I.,2009; Ahmad, Z., Abdullah, N. M. H., & Roslan, S., 2012; Mahfuzah Salim, Dr.Raj Yadav, 2012; Zeitun, R., & Tian, G. G., 2014; Dawar, V., 2014 cho thấy tỷ lệ nợ ngắn hạn có quan hệ nghịch biến với hiệu quả tài chính của các doanh nghiệp.
Giả thuyết 3: Nợ ngắn hạn (STD) có quan hệ nghịch biến với hiệu quả tài chính của doanh nghiệp.
4. Dawar, V., 2014 trong nghiên cứu về hiệu quả tài chính của các doanh