6. Tổng quan tài liệu nghiên cứu
3.2. PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TÍNH THANH
KHOẢN CỦA DOANH NGHIỆP
Với phương pháp nghiên cứu như trên, tính thanh khoản của các doanh nghiệp thông qua chỉ tiêu tỷ số thanh toán hiện hành (xem Phụ lục 9).
Sau đó, dựa vào báo cáo tài chính của 35 doanh nghiệp kinh doanh khoáng sản niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam trong năm 2012, 2013, 2014 và các công thức đo lường các nhân tố quy mô, nợ ngắn hạn, thời gian tồn kho, ROA, tài sản ngắn hạn để tính toán các biến độc lập. Đo lường các biến độc lập của 35 doanh nghiệp.
3.2.1. Lựa chọn mô hình phân tích
Trong mô hình hồi quy dữ liệu bảng (panel data), ba phương pháp được sử dụng phổ biến là: (1) Mô hình ước lượng bình phương nhỏ nhất (Pooled OLS); (2) Mô hình ảnh hưởng cố định (Fixed Effect Model –FEM); (3) Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (Random Effect Model – REM).
Xem xét các nhân tố ảnh hưởng đến tính thanh khoản của các doanh nghiệp kinh doanh khoáng sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam được xây dựng trong nghiên cứu này, mô hình OLS được minh họa như sau:
Yi,t = β0 + β1X1i,t + β2X2i,t + β3X3i,t + β4X4i,t + β5X5i,t + ei,t
Trong đó:
Yi,t: tính thanh khoản (hệ số thanh toán hiện hành) của doanh nghiệp i vào năm t
X1i,t: Quy mô của doanh nghiệp i vào năm t
X2i,t: Nợ ngắn hạn/tổng tài sản của doanh nghiệp i vào năm t X3i,t: Thời gian tồn kho của doanh nghiệp i vào năm t
X4i,t: ROA của doanh nghiệp i vào năm t
X5i,t: Tài sản ngắn hạn của doanh nghiệp i vào năm t
Mô hình hồi quy OLS xem xét các doanh nghiệp là đồng nhất, điều này thường không phản ánh đúng thực tế vì mỗi doanh nghiệp là một thực thể riêng biệt, có những đặc điểm riêng hoàn toàn khác nhau có thể ảnh hưởng đến tính thanh khoản (danh tiếng công ty, chiến lược kinh doanh, khả năng quản trị…). Như vậy, mô hình OLS có thể dẫn đến các ước lượng bị sai lệch khi không kiểm soát được các tác động riêng biệt này (Minh và Dũng, 2015) [7].
Với mô hình ảnh hưởng cố định FEM hoặc ảnh hưởng ngẫu nhiên REM, chúng ta có thể kiểm soát được các tác động riêng biệt này, cụ thể như sau:
Yi,t = β0 + β1X1i,t + β2X2i,t + β3X3i,t + β4X4i,t + β5X5i,t + ωi,t
Trong đó:
Chỉ số i đại diện cho từng doanh nghiệp, chỉ số t đại diện cho năm quan sát Yi,t: tính thanh khoản (hệ số thanh toán hiện hành) của doanh nghiệp i vào năm t
X1i,t: Quy mô của doanh nghiệp i vào năm t
X2i,t: Nợ ngắn hạn/tổng tài sản của doanh nghiệp i vào năm t : Thời gian tồn kho của doanh nghiệp i vào năm t
X4i,t: ROA của doanh nghiệp i vào năm t
X5i,t: Tài sản ngắn hạn của doanh nghiệp i vào năm t
ωi,t = vi + ei,t, với vi đại diện cho các tác động riêng biệt không đổi theo thời
gian và không quan sát được của mỗi thực thể doanh nghiệp i. Như vậy, điểm khác biệt giữa OLS và hai mô hình FEM & REM là sự tồn tại của vi. Đồng thời, sự khác nhau giữa FEM và REM cũng nằm ở chỉ số vi, cả hai đều thừa nhận sự tồn tại hợp lý của vi, nhưng nếu các tác động riêng biệt này có tương quan với các biến độc lập thì phương pháp phù hợp nhất là FEM, ngược lại nếu vi không có tương quan với biến độc lập thì mô hình REM phù hợp hơn.
Nghiên cứu lần lượt sử dụng các phương pháp OLS, FEM, REM để lựa chọn mô hình phân tích. Việc lựa chọn giữa OLS và FEM sẽ căn cứ vào kiểm định F (Cross – section F) - kiểm định sự bằng nhau của các tác động cố định (Nguyễn Khánh Duy, 2009) [2]. Và việc lựa chọn giữa REM và FEM sẽ căn cứ vào kiểm định Hausman (Minh và Dũng, 2015) [7].
Kiểm định F (kiểm định sự bằng nhau của các tác động cố định) được sử dụng để xem xét sự phù hợp của mô hình Pooled, với cặp giả thuyết:
H0: Không có sự khác nhau của các tác động cố định (nên sử dụng mô hình Pooled)
H1: Có sự khác nhau của các tác động cố định (không nên sử dụng mô hình Pooled)
Kiểm định Hausman có cặp giả thuyết như sau:
H0: Ước lượng của FEM và REM không khác nhau (chọn REM) H1: Ước lượng của FEM và REM khác nhau (chọn FEM)
3.2.2. Kiểm định vi phạm các giả thiết của mô hình
Kiểm định đa cộng tuyến được thực hiện thông qua việc xem xét ma trận tương quan và kiểm tra hệ số phóng đại phương sai (VIF) của các biến độc lập (Hà và Hiền, 2014) [4].
-Phương sai sai số thay đổi:
Kiểm định phương sai sai số thay đổi qua các thực thể trong FEM được thực hiện thông qua kiểm định Wald test với cặp giả thuyết:
H0: Phương sai của sai số không thay đổi trong mô hình FEM H1: Phương sai thay đổi trong mô hình FEM
Kiểm định phương sai sai số thay đổi qua các thực thể trong REM được thực hiện thông qua kiểm định nhân tử Lagrange (kiểm định LM) với cặp giả thuyết:
H0: Phương sai của các sai số không thay đổi trong mô hình REM H1: Phương sai của sai số thay đổi trong mô hình REM
-Tự tương quan:
Kiểm định hiện tượng tự tương quan trong mô hình FEM và REM được thực hiện thông qua kiểm định Wooldridge với cặp giả thuyết:
H0: Không có hiện tượng tương quan chuỗi H1: Có hiện tượng tương quan chuỗi
Nếu mô hình mắc phải các khuyết tật thì biện pháp khắc phục khuyết tật (hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan) được thực hiện bằng phương pháp robust error
3.2.3.Kết quả nghiên cứu
a.Thống kê mô tả
Kết quả thống kê mô tả các biến nghiên cứu được thể hiện ở bảng…
Bảng 3.1. Thống kê mô tả các biến nghiên cứu
Biến Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Tính thanh khoản 105 2,017 1,791 0,429 10,132 Quy mô 105 11,166 0,789 9,536 12,635 Nợ ngắn hạn/Tổng tài sản 105 0,349 0,173 0,034 0,713 ICP (thời gian tồn kho) 105 230,480 332,026 6,014 1622,744 ROA 105 0,017 0,263 -2,453 0,519 Tài sản ngắn hạn 105 11,113 0,466 10,292 12,192
Nguồn: Tính toán của tác giả Tính thanh khoản bình quân của các doanh nghiệp kinh doanh khoáng sản là 2,017; biến thiên từ 0,429 đến 10,132.
Quy mô doanh nghiệp (Logarit tự nhiên của doanh thu) có giá trị trung bình là 11,166; biến thiên từ 9,536 đến 12,635.
Nợ ngắn hạn/Tổng tài sản có giá trị trung bình là 0,349, biến thiên từ 0,034 đến 0,713.
thiên rất rộng từ 6,014 đến 1622,744 ngày. Qua đó, cho thấy thời gian tồn kho bình quân của các doanh nghiệp kinh doanh khoáng sản là rất cao. Điều này phản ánh đúng đặc điểm sản phẩm của ngành khoáng sản - những mặt hàng công nghiệp nặng có tốc độ luân chuyển thấp so với mặt hàng công nghiệp nhẹ, và hàng tiêu dùng. Ngoài ra, khoảng biến thiên về thời gian tồn kho của các doanh nghiệp cũng rất lớn. Biểu hiện này phản ánh khá rõ nét năng lực quản trị hàng tồn kho không đồng đều của các doanh nghiệp kinh doanh khoáng sản (có doanh nghiệp chỉ có thời gian tồn kho 6,014 ngày nhưng có doanh nghiệp có thời gian tồn kho lên đến 1622,744).
Suất sinh lợi của tài sản (ROA) có giá trị trung bình là 0,017, biến thiên từ -2,453 đến 0,519. Khoảng biến thiên cho thấy, trong giai đoạn 2012 – 2014, không phải tất cả các doanh nghiệp kinh doanh khoáng sản đều có lãi. Có khá nhiều doanh nghiệp bị thua lỗ (10 doanh nghiệp), đặc biệt có 03 doanh nghiệp thua lỗ liên tiếp trong 3 năm. Sự bất ổn về tình hình chính trị (căng thẳng với Trung Quốc) cộng với sự ảm đạm của thị trường bất động sản là nguyên nhân chính của thực trạng này.
Tài sản ngắn hạn (Logarit tự nhiên của tài sản ngắn hạn) có giá trị trung bình là 11,113, biến thiên từ 10,292 đến 12,192.
b. Ma trận tương quan giữa các biến
Bảng 3.2. Ma trận tương quan giữa các biến
Tính thanh khoản Quy mô Nợ ngắn hạn/TTS ICP ROA TSNH Tính thanh khoan 1 Quy mô -0,277** 1 Nợ ngắn hạn/TTS - 0,708*** 0,203** 1 ICP 0,004 -0,532*** 0,061 1 ROA 0,147 0,249** -0,132 -0,207** 1 TSNH -0,073 0,744*** 0,181* -0,115 0,241** 1 Ghi chú: Mức ý nghĩa: *** 1%, ** 5%, *10%
Nguồn: Tính toán của tác giả Hệ số tương quan giữa các biến được mô tả ở bảng… Theo Võ Xuân Vinh (2014)[15], hệ số tương quan giữa các biến giải thích nhỏ hơn 0,8 (xét về mặt giá trị tuyệt đối) thì vấn đề đa cộng tuyến không phải là một vấn đề quan ngại trong mô hình hồi quy. Kết quả cho thấy hệ số tương quan giữa các biến giải thích đều nhỏ hơn 0,8 (xét về mặt giá trị tuyệt đối). Hơn nữa, hệ số phóng đại phương sai (VIF) của các biến đều nhỏ hơn 10 nên có cơ sở để kết luận rằng hiện tượng đa cộng tuyến không ảnh hưởng nghiêm trọng đến kết quả ước lượng của mô hình (Vương Đức Hoàng Quân, 2014)[9].
Bảng 3.3. Hệ số VIF
Biến VIF 1/VIF
Quy mô 4,3 0,233 TSNH (Tài sản ngắn hạn) 3,05 0,327 ICP 1,96 0,509 ROA 1,13 0,882 Nợ ngắn hạn/TTS 1,13 0,889 Mean VIF 2,32
Nguồn: Tính toán của tác giả
3.2.4. Kết quả ước lượng của các mô hình
a. Kết quả mô hình Pooled Regression (OLS)
Bảng 3.4. Mô hình Pooled Regression (OLS)
STT Biến
Biến phụ thuộc: Tỷ số thanh toán hiện hành Hệ số Sai số
chuẩn thống kê t p-value 1 Quy mô doanh
nghiêp -1,458*** 0,297 -4,90 0,000
2 Nợ ngắn
hạn/Tổng tài sản -6,640*** 0,692 -9,60 0,000 3 ICP (Thời gian
tổn kho) -0,00125** 0,00047 -2,61 0,010 4 ROA 0,392 0,457 0,86 0,393 5 Tài sản ngắn hạn 1,849*** 0,424 4,36 0,000 6 C 0,3525 2,854 0,12 0,902
b. Kết quả mô hình ảnh hưởng cố định (FEM)
Bảng 3.5. Mô hình ảnh hưởng cố định FEM
STT Biến
Biến phụ thuộc: Tỷ số thanh toán hiện hành Hệ số Sai số
chuẩn thống kê t p-value 1 Quy mô doanh
nghiêp -2.,94*** 0,828 -3,13 0,003
2 Nợ ngắn
hạn/Tổng tài sản -8,992*** 1,163 -7,73 0,000 3 ICP (Thời gian
tổn kho) -0,00099 0,00072 -1,36 0,177 4 ROA 0,193 0,452 0,43 0,671 5 Tài sản ngắn hạn 3,944*** 1,064 3,71 0,000 6 C -9,488 9,318 -1,02 0,312 F 3,54 P-value 0,000 Ghi chú: Mức ý nghĩa: *** 1%, ** 5%, *10% Nguồn: Tính toán của tác giả Kết quả kiểm định cho thấy, p-value = 0,000 < 0,05 (mức ý nghĩa 5%) nên ta chọn mô hình OLS là không phù hợp. Mô hình phù hợp bây giờ có thể là FEM hoặc REM. Để biết được mô hình FEM hay REM là phù hợp, ta thực hiện kiểm định Hausman
Bảng 3.6. Kiểm định Hausman
Kiểm định Hausman
Chi-square 8,75
p-value 0,1194
Lựa chọn REM
Nguồn: Tính toán của tác giả Kết quả kiểm định Hausman có p-value = 0,1194 > 0,05 (mức ý nghĩa 5%) nên chưa đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 (không có sự khác biệt giữa hai mô hình). Vì vậy, trong trường hợp này chúng ta chọn REM vì phương pháp này sẽ không giảm nhiều bậc tự do và hạn chế được hiện tượng đa cộng tuyến (Thi và Khải, 2015)[14].
c. Kết quả mô hình REM
Bảng 3.7. Mô hình REM
STT Biến
Biến phụ thuộc: Tỷ số thanh toán hiện hành Hệ số Sai số
chuẩn thống kê t p-value 1 Quy mô doanh
nghiêp -1,499*** 0,372 -4,03 0,000
2 Nợ ngắn
hạn/Tổng tài sản -7,269*** 0,786 -9,25 0,000 3 ICP (Thời gian
tổn kho) -0,00087* 0,00048 -1,77 0,076
4 ROA 0,267 0,408 0,66 0,512
5 Tài sản ngắn hạn 2,077*** 0,535 3,89 0,000
6 C -1,588 3,780 -0,42 0,674
d. Kiểm định vi phạm các giả thuyết của mô hình REM
Kiểm định phương sai sai số thay đổi (kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian Multiplier - kiểm định LM)
Bảng 3.8. Kiểm định LM
Kiểm định LM
Chi-square 16,32
p-value 0,0001
Nguồn: Tính toán của tác giả Kết quả kiểm định có p-value = 0,0001 < 0,05 (mức ý nghĩa 5%) nên ta bác bỏ giả thuyết H0. Vậy, ở mức ý nghĩa 5%, mô hình có hiện tượng phương sai số thay đổi (vi phạm giả thiết).
e. Kiểm định tự tương quan (kiểm định Woolrigde)
Bảng 3.9. Kiểm định tự tương quan
Kiểm định Woolrigde
Chi-square 0,718
p-value 0,4026
Nguồn: Tính toán của tác giả Kết quả kiểm định có p-value = 0.4026 > 0.05 (mức ý nghĩa 5%) nên chưa đủ cơ sở bác bỏ giả thuyết H0. Vậy, ở mức ý nghĩa 5% mô hình không có hiện tượng tự tương quan (không vi phạm giả thiết)
Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi, phương pháp robust error được sử dụng để ước lượng mô hình REM
f. Kết quả mô hình REM được ước lượng bằng phương pháp robust error
Bảng 3.10. Mô hình REM (phương pháp robust error)
STT Biến
Biến phụ thuộc: Tỷ số thanh toán hiện hành Hệ số Sai số
chuẩn thống kê t p-value 1 Quy mô doanh
nghiêp -1,499*** 0,404 -3,71 0,000
2 Nợ ngắn
hạn/Tổng tài sản -7,269*** 1,204 -6,04 0,000 3 ICP (Thời gian
tổn kho) -0,00087* 0,00044 -1,94 0,053
4 ROA 0,267 0,288 0,93 0,353
5 Tài sản ngắn hạn 2,077*** 0,524 3,97 0,000
6 C -1,588 3,218 -0,49 0,622
Ghi chú: Mức ý nghĩa: *** 1%, ** 5%, *10% Nguồn: Tính toán của tác giả Theo mô hình REM (đã khắc phục vi phạm giả thiết của mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển), ta có kết quả như sau:
Quy mô doanh nghiệp
Quy mô doanh nghiệp tác động ngược chiều (-) đến tính thanh khoản của doanh nghiệp và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Opler và cộng sự (1999) [42], Ferrira và Vilela (2004) [26]. Kết quả này phản ánh đúng thực trạng của doanh nghiệp kinh doanh khoáng
sản, bởi sản phẩm của doanh nghiệp là hàng công nghiệp, có khối lượng và giá trị kinh tế lớn nên các khách hàng thường mua chịu. Do đó, doanh thu của doanh nghiệp càng lớn thì giá trị mua chịu của khách hàng cũng càng lớn, hay nói cách khác doanh thu bán chịu của doanh nghiệp càng lớn (tỷ lệ trung bình doanh thu bán chịu/doanh thu trên 61%). Vì vậy, nó làm giảm tính thanh khoản của doanh nghiệp.
Nợ ngắn hạn/Tổng tài sản
Nợ ngắn hạn/Tổng tài sản có tác động ngược chiều đến tính thanh khoản của doanh nghiệp và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Ferrira và Vilela (2004) [26], Chen và Mahajan (2010) [23]. Kết quả này phù hợp về mặt lý thuyết tài chính. Để xem xét sự phù hợp đó, chúng ta phân tích sự ảnh hưởng của nợ ngắn hạn dưới 2 khía cạnh sau: (1) Nếu tỷ lệ nợ ngắn hạn/tổng tài sản càng lớn, nghĩa là nợ ngắn hạn chiếm tỷ trọng lớn trong cơ cấu nguồn vốn thì nợ ngắn hạn thì khả năng thanh khoản của doanh nghiệp càng giảm bởi lúc đó, sẽ có hiện tượng sử dụng nguồn vốn ngắn hạn (nguồn vốn tạm thời) để đầu tư vào tài sản dài hạn. (2) Xem xét một cách độc lập hơn (không xem xét nợ ngắn hạn trong mối tương quan với tổng tài sản) thì nếu nợ ngắn hạn càng lớn mà không đảm bảo sự gia tăng tương ứng của tài sản ngắn hạn thì vốn lưu động ròng của doanh nghiệp sẽ âm và khi đó nguồn vốn dài hạn sẽ không đủ để đầu tư cho tài sản dài hạn, lượng thiếu hụt nguồn vốn đầu tư cho tài sản dài hạn sẽ được đảm bảo bởi nguồn vốn ngắn hạn (nợ ngắn hạn). Hai khía cạnh phân tích này đều đưa đến kết luận là nếu nợ ngắn hạn càng lớn và chiếm tỷ trọng càng cao trong cơ cấu nguồn vốn thì gây ra sự mất cân bằng tài chính cho doanh nghiệp. Doanh nghiệp sẽ rơi vào “bẫy” thanh khoản (tính thanh khoản thấp).
Mặc dù tính thanh khoản trung bình của các doanh nghiệp kinh doanh khoáng sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam được đảm bảo (2.01743) nhưng kết quả nghiên cứu về ảnh hưởng của nợ ngắn hạn/tổng tài sản đã đưa ra chỉ báo quan trọng cho các doanh nghiệp về vấn đề quản trị nợ ngắn hạn để đảm bảo tính thanh khoản của doanh nghiệp.
Thời gian tồn kho (ICP)
Thời gian tồn kho có tác động ngược chiều đến tính thanh khoản của doanh nghiệp và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%. Kết quả này phù hợp về mặt lý thuyết cũng như đặc điểm sản xuất kinh doanh của các doanh