4.2.1. Thống kê mơ tả
Bảng 4.6. Thống kê mơ tả - Mơ hình tác động dài hạn
Biến Trung bình Độ lệch chuẩn Min Max
ROA .088 .094 -.317 .722 ROE .16 .189 -1.292 1.174 ACCR † .024 .195 -1.859 .739 ACCR ‡ .077 .481 -2.792 1.985 TAGR .408 2.271 -.674 45.179 D (=Nợ/VCSH) 1.434 2.021 .022 29.234 D (=Nợ/Tổng tài sản) .477 .202 .022 .967 NWC † .219 .206 -.325 .95 NWC ‡ .31 .672 -9.321 1.732 lnTA 13.395 1.584 8.854 18.098 DIV .931 7.957 -2.342 173.004
Ký hiệu † hàm ý rằng chỉ tiêu được tính theo cách quy ước trong mơ hình tác động ROA ngắn hạn, ‡ hàm ý chỉ tiêu được tính theo cách quy ước trong mơ hình tác động ROE ngắn hạn
Nguồn: Tính tốn của tác giả trên phần mềm Stata
Kết quả thống kê mơ tả của 503 quan sát cho thấy phần nào về quy mơ, mức biến động và phân phối xác suất của giá trị các biến độc lập thay đổi giữa các đối tượng quan sát và theo từng năm. Hai biến đại diện cho khả năng sinh lời là ROA và ROE lần lượt cĩ giá trị tối thiểu là -0,317 (-31,7%) và -1,292 (-129,2%), giá trị tối đa là 0,722 (72,2%) và 1,174 (117,4%). Những giá trị này cùng với độ lệch chuẩn của chúng cũng phần nào cho thấy biên độ dao động của khả năng sinh lời của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm niêm yết tại Việt Nam trong thời gian là rất rộng, cĩ những doanh nghiệp trong năm kinh doanh khĩ khăn nhất đã bị thua lỗ nặng, ngược lại cĩ những doanh nghiệp rất
thành cơng khi tạo ra lợi nhuận ở mức rất cao trong một năm nào đĩ. Giá trị bình quân của hai chỉ tiêu này lần lượt là 0,088 (8,8%) và 0,16 (16%). Trên cơ sở so sánh giá trị bình quân của ROA và ROE, cĩ thể suy luận ra hệ số nhân vốn chủ sở hữu bình quân của các doanh nghiệp này trong giai đoạn nghiên cứu là khoảng 1,82, hệ số nợ/tổng tài sản bình quân khoảng gần 0,5 – cho thấy cơ cấu vốn của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm nĩi chung cân bằng giữa nợ và vốn chủ sở hữu. Sự biến động về khả năng sinh lời cịn được phản ánh gián tiếp qua các giá trị tối thiểu, tối đa và bình quân của tỷ trọng lợi nhuận dồn tích. Một số doanh nghiệp cĩ tỷ lệ lợi nhuận dồn tích âm là do lợi nhuận kế tốn trong kỳ bị âm, tuy nhiên bên cạnh đĩ trường hợp lợi nhuận dồn tích dương vẫn phổ biến hơn, bằng chứng là giá trị bình quân của tỷ lệ lợi nhuận dồn tích của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm vẫn đạt mức 0,024 và 0.077 tùy theo quy ước cách tính trong mỗi mơ hình.
Các biến cịn lại gồm TAGR, D, NWC, lnTA và DIV cũng cĩ biên độ rộng, thể hiện ở chênh lệch giữa giá trị min và max cùng với độ lệch chuẩn của chúng, cho thấy tuy thuộc cùng một ngành nghề nhưng các doanh nghiệp chế biến thực phẩm vẫn cĩ những khác biệt lớn về thực trạng tài chính và kết quả kinh doanh, đồng thời những yếu tố này ở mỗi doanh nghiệp cũng thay đổi đáng kể qua các năm. Theo đĩ, một số doanh nghiệp rơi vào tình trạng đáng lo ngại khi giá trị TAGR và NWC bị âm, đồng nghĩa với quy mơ doanh nghiệp (thể hiện qua giá trị tổng tài sản) chẳng những khơng được mở rộng mà cịn bị thu hẹp, vốn lưu động rịng bị âm do tài sản ngắn hạn khơng đủ để trang trải các nghĩa vụ thanh tốn trong ngắn hạn, đồng thời vốn dài hạn khơng đủ để tài trợ cho các tài sản dài hạn. Đây là dấu hiệu của khĩ khăn nghiêm trọng trong hoạt động kinh doanh và cơ cấu tài trợ nhiều rủi ro. Tuy nhiên, tình trạng này khơng quá phổ biến bởi giá trị bình quân của hai biến này vẫn là dương trong giai đoạn trên. Bên cạnh đĩ, với một số quan sát biến DIV cĩ giá trị âm cũng là điều bất thường bởi doanh nghiệp trong trường hợp đĩ tuy bị thua lỗ nhưng vẫn chi trả được cổ tức, suy ra doanh nghiệp đã phải lệ thuộc vào những nguồn khác thay vì lợi nhuận rịng để cĩ thể chi trả các khoản cổ tức này – điều này cĩ thể gây ảnh hưởng đến khả năng tích lũy lợi nhuận trong lâu dài của doanh nghiệp.
4.2.2. Ma trận tương quan
Các bảng 4.7 và 4.8 thể hiện ma trận tương quan giữa các biến độc lập của mơ hình tác động ROA và ROE dài hạn.
Bảng 4.7. Ma trận tương quan - Mơ hình tác động ROA dài hạn Biến (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (1) ROA 1,000 (2) ACCR 0,211 1,000 (3) TAGR 0,262 0,240 1,000 (4) D -0,324 -0,049 -0,044 1,000 (5) NWC 0,436 0,182 0,097 -0,541 1,000 (6) lnTA 0,029 -0,048 -0,041 0,004 -0,203 1,000 (7) DIV -0,062 -0,014 -0,015 0,047 -0,095 0,047 1,000
Nguồn: Tính tốn của tác giả trên phần mềm Stata
Bảng 4.8. Ma trận tương quan - Mơ hình tác động ROE dài hạn
Biến (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (1) ROE 1,000 (2) ACCR 0,287 1,000 (3) TAGR 0,225 0,268 1,000 (4) D -0,172 0,002 -0,068 1,000 (5) NWC 0,388 0,307 0,056 -0,426 1,000 (6) lnTA -0,013 -0,056 -0,041 0,071 -0,046 1,000 (7) DIV -0,057 -0,015 -0,015 0,073 -0,080 0,047 1,000
Nguồn: Tính tốn của tác giả trên phần mềm Stata
Hai ma trận tương quan trên cho thấy tương quan giữa các biến độc lập của mơ hình tác động ROA và ROE dài hạn là thấp – đều dưới 0,7, do đĩ hiện tượng đa cộng tuyến trong các mơ hình này là khơng đáng lo ngại. Trước đĩ biến D đại diện cho cơ cấu vốn đã được thử tính theo cơng thức D = Nợ/Tổng tài sản trong mơ hình ROA và Nợ/VCSH trong mơ hình ROE, tuy nhiên lại phát sinh tương quan cao với biến NWC nên được thay thế ngược lại (D = Nợ/VCSH trong mơ hình ROA và Nợ/Tổng tài sản trong mơ hình ROE), về bản chất vẫn thể hiện được cơ cấu vốn của doanh nghiệp.
4.2.3. Kết quả hồi quy
Trước hết, các mơ hình tác động ROA và ROE dài hạn được ước lượng bằng phương pháp FEM và REM. Sau đĩ, kiểm định Hausman được tiến hành cho thấy FEM là mơ hình phù hợp hơn. Tuy nhiên, kết quả kiểm định Wald hiệu chỉnh và kiểm định Wooldridge sau đĩ cho thấy các mơ hình trên mắc phải hiện tượng phương sai sai số thay đổi và hiện tượng tự tương quan, do đĩ cần hiệu chỉnh bằng ước lượng Robust cluster. Kết quả chi tiết ước lượng các mơ hình tác động dài hạn sau hiệu chỉnh được trình bày trong phụ lục 2. Bên cạnh đĩ, hệ số VIF cũng được xác định cho mỗi mơ hình và đều cĩ mức giá trị thấp dưới 5,0, một lần nữa cho thấy vấn đề đa cộng tuyến trong các mơ hình tác động dài hạn là khơng đáng lo ngại (Phụ lục 3). Thêm nữa, mức ý nghĩa thống kê của kiểm định F cho mỗi mơ hình tác động dài hạn đều thấp hơn 5% (phụ lục 2), cho thấy các mơ hình này là phù hợp – các hệ số hồi quy khơng đồng thời bằng 0 về mặt thống kê.
4.2.3.1. Mơ hình tác động ROA
Kết quả kiểm định cho thấy trong các mơ hình ROA với k = 1 → 5, một số biến độc lập được ước lượng cĩ ý nghĩa thống kê. Khi k đạt đến 6, tất cả các biến độc lập đều trở nên khơng cịn ý nghĩa thống kê nữa. Do đĩ, cĩ thể xem k = 6 là mốc mà tại đĩ tác động của các nhân tố nội tại tới ROA tương lai đã chấm dứt, nĩi cách khác các nhân tố này chỉ tác động khả năng sinh lời tới 5 năm sau là cùng và nghiên cứu khơng tiến hành kiểm định xa hơn.
Bảng 4.9. Kết quả kiểm định mơ hình tác động ROA dài hạn
k=1 k=2 k=3 k=4 k=5 k=6
Coef. SE Coef. SE Coef. SE Coef. SE Coef. SE Coef. SE
ROA 0,13074** 0,06378 -0,1217* 0,07075 -0,0058 0,09336 -0,1051* 0,05646 -0,0187 0,08422 0.12906 0.10278 ACCR -0,0552* 0,03078 0,03946* 0,01992 -0,0338*** 0,01194 -0,0513*** 0,01753 0,06078*** 0,01612 -0.00990 0.02618 TAGR -0,0023 0,00141 0,00152* 0,00079 -0,0006 0,00084 0,00155** 0,00064 -0,0002 0,00087 -0.00015 0.00098 D 0,00454*** 0,00117 0,00663** 0,00313 0,00259 0,0035 0,00537** 0,00239 0,00908 0,00849 -0.00191 0.00581 NWC 0,06377** 0,02706 0,03486 0,03606 0,02521 0,03007 0,04537 0,04155 0,06022 0,05142 -0.01222 0.04398 lnTA -0,038*** 0,01267 -0,0068 0,00657 -0,009 0,0071 0,00836 0,00964 0,02107** 0,01014 0.00100 0.00768 DIV -0,0006*** 0,00011 -0,0002* 0,0001 0,00037*** 9,7E-05 0,00046*** 6,8E-05 0,00034*** 0,00012 0.00719 0.00555
*,**,*** lần lượt chỉ mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%
Lợi nhuận quá khứ
Biến ROA cĩ độ tin cậy thống kê cao nhất trong mơ hình tác động ROA của 1 năm sau (p-value < 5%). Độ tin cậy thống kê của biến này giảm trong những năm sau đĩ, cĩ năm trở nên khơng cĩ ý nghĩa về mặt thống kê (k = 3 và 5). Do đĩ cĩ thể nĩi khả năng sinh lời của kỳ hiện tại đo lường bằng ROA gây ra tác động tới khả năng sinh lời của kỳ tương lai ngay sau đĩ nhưng tác động này trở nên yếu đi trong những năm tiếp theo. Dấu hệ số hồi quy của biến này trong mơ hình tác động ROAt+1 là dương cho thấy tác động này là tích cực đối với kỳ tương lai gần nhất, nhưng lại trở thành âm trong các năm sau đĩ (k = 2 → 5) cĩ thể do hiện tượng đảo chiều suất sinh lời về mức bình quân. Các nghiên cứu thực nghiệm trước đây trên thế giới cũng xác nhận tác động của nhân tố này thường là âm với cách lý giải như trên, tuy nhiên tác động ngược chiều đĩ được quan sát thấy một cách rõ nét ngay trong năm kế tiếp (k = 1). Do đĩ, dường như hiện tượng đảo chiều suất sinh lời về mức bình quân của các doanh nghiệp ngành chế biến thực phẩm tại Việt Nam diễn ra chậm hơn so với kinh nghiệm nghiên cứu của quốc tế. Tuy vậy, để cĩ thể đưa ra kết luận chắc chắn hơn về tác động của nhân tố lợi nhuận hiện tại tới khả năng sinh lời tương lai, cần đối chiếu thêm với kết quả kiểm định của mơ hình tác động ROE dài hạn bên dưới.
Cấu trúc lợi nhuận
Biến ACCR cĩ độ tin cậy thống kê cao trong tất cả các mơ hình tác động ROA (k = 1 → 5) là bằng chứng thực nghiệm cho tác động của cấu trúc lợi nhuận đo lường thơng qua tỷ trọng lợi nhuận dồn tích ở hiện tại tới khả năng sinh lời trong các năm tiếp theo. Tuy nhiên, dấu hệ số hồi quy của biến này trong các mơ hình lại khơng thống nhất mà lại cĩ xu hướng đảo chiều. Xét riêng năm đầu tiên (k = 1) thì dấu hệ số này là âm, hàm ý rằng tỷ trọng lợi nhuận dồn tích ở hiện tại càng cao thì càng cĩ xu hướng làm giảm ROA của 1 năm sau. Trong ba mơ hình mà biến này cĩ độ tin cậy thống kê cao nhất (p-value < 1%) thì cĩ tới hai mơ hình cho kết quả kiểm định hệ số hồi quy biến này là âm (k = 3 và 4). Kết quả này cĩ phần khác biệt với những nghiên cứu trước đây của Sloan (1996), Xie (2001), Oei và cộng sự (2006), Richardson và cộng sự (2005), Ball và cộng sự (2016) vốn xác nhận mối quan hệ giữa lợi nhuận dồn tích và khả năng sinh lời tương lai là cùng chiều. Điều này cĩ thể xuất phát từ đặc thù ngành cơng nghiệp chế biến thực phẩm của Việt Nam với các khoản phải thu thường cĩ thời gian đáo hạn ngắn, thu hồi nhanh, chu kỳ hoạt động ngắn, các khoản lợi nhuận dồn tích cũng phải được chuyển hĩa thành thực thu trong thời gian ngắn để đảm bảo doanh nghiệp quay vịng vốn nhanh. Nếu các khoản lợi nhuận dồn tích tồn tại lâu dài từ năm này qua năm khác
thì đĩ là dấu hiệu tiêu cực, cho thấy doanh nghiệp đang gặp khĩ khăn trong việc thu hồi những khoản dồn tích đĩ, khiến kết quả kinh doanh trong tương lai bị ảnh hưởng. Do đĩ, trong mơ hình kiểm định tác động ngắn hạn ở phần trên, nhân tố lợi nhuận dồn tích được xác định là cĩ tác động tích cực trong ngắn hạn tới khả năng sinh lời nhưng trong mơ hình kiểm định tác động dài hạn (ROA) thì ngược lại.
Tăng trưởng tài sản
Tác động của biến TAGR chỉ cĩ ý nghĩa thống kê trong mơ hình tác động ROA của 2 và 4 năm sau. Sở dĩ tác động của biến này khơng thể hiện rõ trong mơ hình tác động ROAt+1 cĩ thể là vì trong những khoản đầu tư bổ sung vào tổng tài sản ở hiện tại cĩ bao gồm cả đầu tư dài hạn mà những lợi ích của chúng chỉ được quan sát thấy trong nhiều năm sau, ví dụ như năm thứ hai và thứ tư kể từ hiện tại như kết quả kiểm định đã chỉ ra. Điều này cũng tương đồng với kết quả kiểm định tác động ngắn hạn của đầu tư tài sản tới khả năng sinh lời ở phần trên, theo đĩ tác động của đầu tư tài sản ở hiện tại khơng được thể hiện rõ ràng ngay trong các quý tiếp theo trong vịng 1 năm. Trong các mơ hình ROAt+2 và ROAt+4, dấu hệ số của TAGR đều là dương, cho thấy gia tăng đầu tư tổng tài sản cĩ xu hướng giúp cải thiện ROA tương lai của những năm sau. Kết quả này tương tự với các nghiên cứu trước đây của Lee (2014), Yoo và Kim (2015) tại Hàn Quốc, Jiang và cộng sự (2006) tại Đài Loan, nhưng lại khác với kết quả của Fairfield và cộng sự (2003), Richardson và cộng sự (2003), Dickinson và Sommers (2011) tại Mỹ, cho thấy chiều tác động của tăng trưởng tài sản tới khả năng sinh lời của các doanh nghiệp tại các nền kinh tế Á Đơng cĩ sự tương đồng với nhau nhưng lại khác biệt với nền kinh tế Âu Mỹ.
Cơ cấu vốn
Biến D cĩ độ tin cậy thống kê cao nhất trong mơ hình tác động ROAt+1. Độ tin cậy của biến này giảm xuống trong mơ hình k = 2 và trở nên khơng cĩ ý nghĩa thống kê với k = 3 trở đi. Như vậy, tính riêng trong 3 năm kể từ kỳ hiện tại thì tác động của nhân tố cấu trúc vốn tới khả năng sinh lời tương lai càng về sau càng trở nên mờ nhạt hơn. Điều này là hồn tồn hợp lý bởi trong cấu trúc vốn của doanh nghiệp thường cĩ cả nợ ngắn hạn và dài hạn, đặc biệt các doanh nghiệp chế biến thực phẩm Việt Nam cịn cĩ đặc thù là tỷ trọng nợ ngắn hạn luơn trội hơn. Các khoản nợ ngắn hạn cĩ thời gian đáo hạn khơng quá 1 năm nên được dự kiến là chỉ tác động tới kết quả kinh doanh trong khoảng thời gian đĩ, cịn các khoản nợ dài hạn cĩ thể tác động lâu dài hơn nhưng lại chiếm tỷ trọng khơng nhiều. Do cấu trúc đáo hạn của nợ bị kéo lệch về phía nợ ngắn hạn nhiều hơn nên kết quả là tác động của tồn bộ hỗn hợp nợ ở hiện tại tới kết quả kinh doanh tương lai chỉ cĩ thể kéo dài trong một hai năm chứ khơng thể lâu hơn, như kết
quả kiểm định cho thấy. Bên cạnh đĩ, dấu hệ số hồi quy của biến D trong tất cả các mơ hình tác động ROA đều là dương, tương tự kết quả nghiên cứu của Zhou (2006), Stierwald (2009), Dickinson và Sommers (2011), nhưng khác với Yoo và Kim (2015) và Ibendahl (2016), cho thấy việc sử dụng nợ vay gĩp phần làm tăng tỷ lệ sinh lời dự kiến trong dài hạn của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm tại Việt Nam. Cũng cĩ thể hiểu là tỷ trọng nợ của hầu hết các doanh nghiệp chế biến thực phẩm trong thời gian qua được duy trì ở mức khơng vướt quá mức tối ưu, do đĩ lợi ích của địn bẩy tài chính trội hơn so với chi phí rủi ro tài chính gia tăng, nhờ vậy cải thiện tỷ lệ sinh lời dự kiến của doanh nghiệp. Nĩi chung, nếu so sánh với kết quả kiểm định mơ hình tác động ROA ngắn hạn ở phần trên thì tác động của nhân tố cấu trúc vốn hiện tại được thể hiện rõ hơn và thống nhất hơn trong mơ hình tác động ROA dài hạn.
Vốn lưu động rịng
Biến NWC chỉ cĩ ý nghĩa thống kê trong mơ hình ROAt+1, cho thấy nhân tố vốn lưu động rịng ở cuối kỳ hiện tại chỉ gây ra tác động tới khả năng sinh lời trong vịng 1 năm sau chứ khơng tác động đáng kể về mặt thống kê tới khả năng sinh lời từ năm thứ