Mô hình nghiên cứu ảnh hưởng của mức độ công bố TT TNXH đến khả năng sinh lợi của các DN thực phẩm - đồ uống được biểu hiện qua phương trình sau: 54 ROAit = β0+β1CSRD + β2QMO + β3GRW + β4DBTC + β5KNTT + ‰TSCD + εit Trong đó: β0: Hệ số chặn β1,β2,...β6: Các hệ số ε: Sai số mô hình i: Doanh nghiệp t: Năm 2.5.2. Mô tả dữ liệu
Nguồn: phần mềm Stata 15
Dựa vào bảng thống kê mô tả các biến trong mô hình, ta có thể nhận xét tổng quan về tỷ suất sinh lời và các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận doanh nghiệp của các công ty trong mẫu. Bảng 2.3 cho thấy ROA biến thiên trong khoảng từ -20,79% đến 78,37% với giá trị trung bình là 6,99%. Điều này cho thấy cách biệt giữ tỷ suất
ROA CSRD DBTC GRW QMO TSCD KNTT
ROA 1.0000
sinh lời trên tổng tài sản của các doanh nghiệp là khá lớn. Lý do cho sự cách biệt này là một số doanh nghiệp vừa và nhỏ chưa sử dụng thật sự hiệu quả tài sản. Bên cạnh đó, một số doanh nghiệp có kết quả hoạt động kinh doanh chưa thật sự tốt dẫn đến chỉ số lợi nhuận sau thuế âm, khiến cho tỷ số ROA giảm và chỉ số trung bình của ngành thấp. Đối với biến mức độ công bố TT TNXH, ta có thể thấy giá trị trung bình là 27.76 và biến thiên trong khoảng từ 5 đến 62 điểm. Với mức điểm công bố TT TNXH tối đa các DN có thể đạt được theo từng năm là 70 điểm, tác giả nhận định các doanh nghiệp vẫn chưa thật sự quan tâm đến việc công bố TT TNXH. Tại Việt Nam, từ năm 2015 trở về trước, các thông tin về trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp vẫn chưa được chú trọng và cũng chưa có văn bản hướng dẫn cụ thể về việc thêm thông tin TNXH vào trong bản báo cáo thường niên của DN, vì vậy một số doanh nghiệp trong mẫu có chỉ số mức độ công bố TT TNXH khá thấp khi tác giả phân tích để thu thập dữ liệu. Chỉ khi có thông tư 155/2016/TT-BTC được ban hành, các DN mới tuân thủ đúng và đầy đủ về nghĩa vụ công bố TT TNXH trên TTCK Việt Nam với xu hướng tăng đều qua các năm. Quy mô doanh nghiệp biến thiên trong khoảng từ 24.36 đến 32.21. Điều này cho thấy Quy mô doanh nghiệp thực phẩm đồ uống khá đồng đều, không có sự khác biệt lớn. Đối với biến tốc độ tăng trưởng, các doanh nghiệp thực phẩm đồ uống có tốc độ tăng trưởng với giá trị nhỏ nhất là -38,14% và lớn nhất là 189,39%. Điều này cho thấy, một số doanh nghiệp có tỷ lệ tăng trưởng thấp, thậm chí là âm có thể vì khả năng cạnh tranh giữa các doanh nghiệp ngày càng cao, nhu cầu về chất lượng sản phẩm và yêu cẩu về an toàn thực phẩm đạt chuẩn chất lượng quốc tế của khách hàng ngày một nâng cao, điều đó khiến cho một số doanh nghiệp chưa thể bắt kịp xu hướng và thích nghi khiến cho tốc độ tăng trưởng âm. Chỉ số đòn bẩy tài chính có giá trị biến thiên từ 4.21% đến 96.69% và giá trị trung bình là 48.2%. Có thể thấy giá trị trung bình của các DN thực phẩm đồ uống khá cao, điều này thể hiện các doanh nghiệp thực phẩm đồ uống đang sử dụng chủ yếu nợ để duy trì hoạt động. Biến khả năng thanh toán có giá trị biến thiên từ 0.55 đến 26.04 và giá trị trung bình là 2.325584, độ lệch chuẩn là 3.151541. Độ lệch chuẩn chênh lệnh khá lớn giữa các doanh nghiệp thực phẩm đồ uống. Điều đó cho thấy tài sản ngắn hạn của một số doanh nghiệp thực phẩm đồ
56
uống khá thấp dẫn đến việc khó chi trả đầy đủ các khoản nợ ngắn hạn. Cuối cùng, biến TSCĐ có giá trị biến thiên từ 4.6% đến 90.48% và giá trị trung bình là 25.23%.
2.6. Kết quả nghiên cứu.
2.6.1. Kiểm định tự tương quan:
CSRD 0.3393 1.0000 DBTC -0.4309 -0.1104 1.0000 GRW -0.02 0.2436 0.0583 1.0000 QMO 0.2816 0.4931 -0.0106 0.1999 1.0000 TSCD -0.0983 0.2222 0.0610 -0.1468 0.0457 1.0000 KNTT 0.0983 -0.1256 -0.5665 -0.1019 -0.2048 -1.1646 1.0000
Hệ số tương quan với phương
pháp hồi quy FEM Hệ số tương quan với phương pháp
hồi quy REM
CSRD 0.0022488 0.0020286 DBTC -0.2310716 -0.1951646 GRW 0.0004407 -0.0218677 QMO 0.0010908 0.0073992 TSCD -0.1342644 -0.1156415 KNTT 0.0016874 -.0017099 Hausman Prob>F 0.0001 Nguồn: Phần mềm Stata 15
Bài khóa luận đã kiểm định sự tương quan giữa các biến trong mô hình bằng phương pháp Correlation trong phần mềm Stata 15. Trong kiểm định tự tương quan, nếu sự tương quan của các biến trong mô hình thấp hơn 80%(0.8) và lớn hơn hoặc bằng 0% thì mô hình đó sẽ có ý nghĩa trong nghiên cứu. Theo bảng 2.4, ta có thể thấy các biến có hệ số tương quan với ROA là khác nhau nhưng vẫn thỏa mãn điều kiện trên, vì vậy mô hình vẫn phù hợp để tiếp tục thực hiện. Các biến có mối quan hệ cùng chiều với ROA là biến CSRD- mức độ công bố TT TNXH, QMO- quy mô doanh nghiệp, KNTT - khả năng thanh toán. Các biến có mối quan hệ ngược chiều với ROA là biến DBTC - đòn bẩy tài chính, TSCD - tài sản cố định, GRW - tốc độ tăng trưởng.
57
Như đã đề cập ở trên, do thời gian nghiên cứu thực tế có hạn và DN trong mẫu có những đặc thù riêng bởi vậy mô hình OLS không có ý nghĩa nhiều vì có thể làm sai lệch mối quan hệ giữa biến độc lập và biến phụ thuộc của các quan sát trong mẫu, nên tác giả chỉ sử dụng REM và FEM để thực hiện nghiên cứu. Sau đó dùng kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình phù hợp.
Vì vậy, đối với biến phụ thuộc ROA sẽ có 2 cặp giả thuyết:
H0: Không có sự tương quan giữa sai số mô hình và biến độc lập -> chọn REM
H1: Có sự tương quan giữa sai số mô hình và biến độc lập -> chọn FEM
2.6.2. Kết quả hồi quy tuyến tính
2.6.2.1. Kiểm định Hausman
R-sq = 0.2761 Số lượng mẫu 22 Prob>F = 0.0001 ROA Hệ số tương quan Sai số chuẩn t P>|t| CSRD 0.0022488 0.0007396 3.04 0.003 DBTC -0.2310716 0.0671889 -3.44 0.001 GRW 0.0004407 0.0251088 0.02 0.986 QMO 0.0010908 0.0121685 0.09 0.929 TSCD -0.1342644 0.0821904 -1.63 0.105 KNTT 0.0016874 0.0031928 0.53 0.53
Nguồn: Số liệu từ phần mềm Stata 15
58
Mô hình có P-value = 0.0001 (<5%) nên có đủ cơ sở để bác bỏ H0 và chấp nhận H1, vì vậy mô hình FEM được sử dụng để phân tích tác động của các nhân tố đến khả năng sinh lợi trên tổng tài sản.
2.6.2.2. Mô hình nhân tố ảnh hưởng cố định FEM
hình này không có ý nghĩa vì P-value>5%. Biến QMO và KNTT cũng có tác động tích cực đến ROA nhưng không có ý nghĩa trong mô hình vì P-value lần lượt là 0.929 và 0.53 đều lớn hơn 5%. Cuối cùng biến TSCD có tác động tiêu cực đến ROA nhưng cũng không có ý nghĩa thống kê vì giá trị P-value > 5%.
1.6.1.1. Kiểm định các khuyết tật mô hình FEM
Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Giả thuyết
H0: Mô hình không có hiện tượng PSSS thay đổi H1: Mô hình có hiện tượng PSSS thay đổi.
Bảng 2.7: Kết quả kiểm định PSSS thay đổi
xttest3
chi2 (22) = 8707.99
Prob>chi2 = 0.0000
Nguồn: Số liệu từ phần mềm Stata 15
Khi kiểm định PSSS thay đổi, tác giả sử dụng câu lệnh “Xttest3”. Theo kết quả từ Bảng 2.7, P-value=0.0000 <5%. Do đó, ta có thể bác bỏ giả thuyết H0 là mô hình không có hiện tượng PSSS thay đổi và chấp nhận giải thuyết H1 mô hình có hiện tượng PSSS thay đổi.
Kiểm định tự tương quan:
Bảng 2.8: Kết quả kiểm định tự tương quan Mô hình FEM Xtserial ROA CSRD DBTC GRW QMO TSCD KNTT
F( 1, 21) = 5.669
Prob > F = 0.0268
Nguồn: Số liệu từ phần mềm Stata 15
Để kiểm định tự tương quan giữa các biến trong mô hình FEM, tác giả đã sử
dụng câu lệnh “xtserial”. Theo kết quả trong Bảng 2.8, Prob>F= 0.0268( >5%), ta
Nguồn: Số liệu từ phần mềm Stata 15
Dựa vào Bảng 2.6, kết quả hồi quy FEM với biến phụ thuộc ROA cho thấy các biến độc lập giải thích được 27,61% sự thay đổi của biến phụ thuộc khả năng sinh lợi của doanh nghiệp. Bên cạnh đó, thống kê F có Prob(F-statistic) = <5%, cho ta thấy kết quả mô hình phù hợp với dữ liệu mẫu.
Kết quả mô hình cho thấy, biến mức độ công bố TT TNXH (CSRD) có tác động tích cực đến khả năng sinh lợi trên tổng tài sản với giá trị P-value là 0.003<5% và biến đòn bẩy tài chính (DBTC) có tác động tiêu cực đến đến khả năng sinh lời trên tổng tài sản (ROA) với giá trị P-value là 0.001<5% . Đối với các biến kiểm soát, biến GRW có tác động cùng chiều với ROA tuy nhiên biến GRW trong mô
Prob > chi2 = 0.0000
ROA Hệ số tương quan Sai số chuẩn z
P>|z| CSRD 0.0012381 0.000369 3.36 0.001 DBTC -0.1588748 0.0275504 -5.77 0.000 GRW 6.02e-06 0.0121987 0.00 1.000 QMO 0.002093 0.0029641 0.71 0.480 TSCD -0.0683009 0.0298677 -2.29 0.022 KNTT -0.0012931 0.0021637 -0.60 0.550 60
có thể bác bỏ giả thuyết H0: Mô hình không có hiện tượng tự tương quan và chấp
nhận giả thuyết H1: Mô hình có sự tự tương quan.
Khắc phục các khuyết tật FEM
Sau khi kiểm định PSSS thay đổi và tự tương quan, tác giả nhận thấy mô hình xảy ra cả 2 khuyết tật. Chính vì vậy, tác giả khắc phục hiện tượng PSSS thay đổi và hiện tượng tự tương quan bằng kỹ thuật bình phương tối thiểu tổng quát (GLS) để mô hình trở nên đáng tin cậy và có ý nghĩa hơn.
Nguồn: Số liệu từ phần mềm Stata 15
Nhìn vào kêt quả trong Bảng 2.9 ta có thể thấy các biến độc lập và biến kiểm soát tác động lên biết phụ thuộc đã thay đổi. Sau khi sử dụng kỹ thuật bình phương tối thiểu tổng quát (GLS), biến tỷ lệ tài sản cố định (TSCD) có tác động ngược chiều đến ROA giống như biến đòn bẩy tài chính (DBTC) với mức ý nghĩa thống kê P-value là 0.022<5%. Dựa theo bảng 2.9, ta có thể thấy, biến DBTC có hệ số tương quan là -0.1588748 nhưng có tác động ngược chiều với ROA. Điều này mang ý nghĩa là khi DBTC tăng 1% thì ROA sẽ giảm 15.89%. Do đó, nếu doanh nghiệp có tỷ lệ nợ quá cao, sự tăng trưởng của lợi nhuận không bắt kịp sự tăng trưởng của chi
phí, điều đó sẽ khiến cho doanh nghiệp giảm khả năng sinh lợi. Mối quan hệ ngược chiều giữa 2 biến cũng thể hiện việc sử dụng tỷ số nợ chưa hiệu quả của các DN trong ngành, điều đó có thể gây ra nhiều rủi ro đến DN như giảm lợi nhuận hay nguy cơ phá sản trong trường hợp DN không đủ khả năng thanh toán nợ. Kết quả này tương đồng với lý thuyết trật tự phân hạng (Gordon Donaldson (1961); Stewart C.Myers và Nicolas Majluf (1984)) và kết quả nghiên cứu của Afza và Hussain (2011). Vậy giả thuyết H2 được chấp nhận.
Trong các biến có ý nghĩa, chỉ có duy nhất biến CSRD có tác động thuận chiều với ROA với ý nghĩa thống kê p-value=0.001. Như vậy, giả thuyết H0 được chấp nhận và loại bỏ giả thuyết H1. Kết quả trên phù hợp với kết quả của nghiên cứu của Hồ Thị Vân Anh(2018) khi nghiên cứu tất cả các DN trên TTCK. Qua đó, ta thấy rằng công bố thông tin Trách nhiệm xã hội có thể mang lại những lợi ích tích cực đến khả năng sinh lợi của doanh nghiệp bằng cách quảng bá doanh nghiệp thông qua những hoạt động cộng đồng hay thu hút người tiêu dùng bằng các thông tin sản phẩm an toàn chất lượng. Bên cạnh đó, việc công bố thông tin TNXH có khả năng thu hút nhà đầu tư và giúp cho doanh nghiệp sử dụng đòn bẩy tài chính một cách linh hoạt. Tuy nhiên, hệ số tương quan của CSRD và ROA khá thấp chỉ là 0.12381%. Giải thích cho điều này, CSRD có thể chỉ là một nhân tố rất nhỏ ảnh hưởng đến ROA, các DN thực phẩm đồ uống, các NĐT hay người lao động chưa có nhận thức cao và coi trọng đến thông tin TNXH. Các NĐT trước khi ra quyết định đầu tư tài chính chưa thực sự chú ý đến các báo cáo phi tài chính hay người lao động chưa thực sự quan tâm đến các phúc lợi họ được nhận khi làm việc trong DN như chăm sóc sức khỏe, an toàn lao động,.. mà người lao động mới chỉ chú ý đến mức lương DN trả. Tiếp theo, biến TSCD có tác động tiêu cực đến ROA với mức ý nghĩa thống kê p-value = 0.22 và hệ số tương quan là 6.83%. Kết quả này ngược lại với nghiên cứu của Dương Thị Hồng Vân, Trần Phương Nga (2018) khi tỷ lệ tài sản cố định có tác động tích cực đến ROA. Theo Jensen và Meckling (1976), việc DN cầm cố tài sản có thể làm giảm đi quyền sở hữu bởi vì trong trường hợp DN phá sản, người cho vay sẽ nắm quyền sở hữu TSCD. Vì vậy, để tránh việc giảm đi quyền sở hữu TSCD, DN sẽ có xu hướng công bố thông tin ít đi. Bên cạnh đó, theo phân tích ở trên, các doanh nghiệp trong ngành đang sử dụng đòn bẩy tài chính chưa
ROA Mức độ công bố thông tin TNXH
(CSRD)
Tác động thuận chiều
Đòn bẩy tài chính (DBTC) Tác động ngược chiều
Tăng trưởng tài sản(GRW) Không có tác động
Quy mô doanh nghiệp (QMO) Không có tác động
Khả năng thanh toán (KNTT) Không có tác động
Tỷ lệ tài sản cố định(TSCD) Tác động ngược chiều
hiệu quả, tỷ lệ vay nợ cao, vì vậy tỷ lệ TSCD tăng sẽ khiến cho DN giảm đi quyền sở hữu tài sản, từ đó gây ra việc ROA giảm.
Tốc độ tăng trưởng tổng tài sản theo kết quả trong bảng không có tác động tới ROA với hệ số tương quan quá thấp (6.02e-06). Điều này trùng khớp với kết quả nghiên cứu của Quan Minh Nhựt và Lý Thị Phương Thảo trong Tạp chí khoa học Trường đại học Cần thơ (2014) tuy nhiên kết quả đó ngược lại với nghiên cứu của Zeitun & Titan (2007). Biến QMO có tác động cùng chiều với ROA tuy nhiên quy mô doanh nghiệp không có ý nghĩa thống kê trong mô hình. Điều này giống với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Xuân Hưng và Trịnh Hiệp Thiện (2016); HoàngTùng (2016) khi quy mô doanh nghiệp cũng không có tác động đến ROA trong mô hình nghiên cứu ảnh hưởng của công bố thông tin TNXH đến KNSL và. Cuối cùng, biến KNTT không có ý nghĩa thống kê trong mô hình, không ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi trên tổng tài sản của DN (ROA). Kết quả phù hợp với kết quả nghiên cứu của Chu Thị Thu Thủy và cộng sự (Kinh tế và phát triển, 2015).
Kết luận, sau khi sử dụng mô hình hồi quy FEM, do có các khuyết tật trong mô hình là tự tương quan giữa các biến và phương sai sai số thay đổi, mô hình hồi quy bình phương tối thiểu tổng quát(GLS) đã được sử dụng thay thế để khắc phục các khuyết tật.
63
CHƯƠNG 3: THẢO LUẬN KẾT QUẢ VÀ ĐỀ XUẤT KHUYÊN NGHỊ
3.1. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Theo kết quả thu thập được từ các phương pháp định lượng, mức độ công bố thông tin TNXH (CSRD) có tác động cùng chiều với ROA và đòn bẩy tài chính (DBTC), tỷ lệ tài sản cố định (TSCD) có tác động ngược chiều với khả năng sinh lợi trên tài sản ROA.
Nguồn: Số liệu từ phần mềm Stata 15
Sau khi sử dụng mô hình hồi quy GLS để khắc phục các hiện tượng khuyết tật trong FEM, kết quả của nghiên cứu cho thấy mối quan hệ giữa mức độ công bố thông tin TNXH và KNSL trên tổng tài sản là mối quan hệ cùng chiều với mức ý nghĩa thống kê là 0.0012 và P-value của kiểm định F là 0.000<5% . Điều đó thể