Tên biến Ký hiệu Cách đo lường biến Biến phụ thuộc
Tỷ suất sinh lợi trên
tài sản ROA Biến độc lập Kỳ thu tiền AR Kỳ luân chuyển hàng tồn kho INV Kỳ trả tiền AP
Chu kỳ tiền mặt CCC CCC = AR + INV - AP
Lợi nhuận rịng Tổng tài sản bình qn ROA =
Khoản phải thu bình quân Doanh thu
AR = x 365
Hàng tồn kho bình quân Giá vốn hàng bán
INV = x 365
Khoản phải trả bình quân Giá vốn hàng bán
Tên biến Ký hiệu Cách đo lường biến Biến kiểm sốt
Quy mơ doanh
nghiệp SIZE
SIZE = Logarit tự nhiên của tổng tài sản
Tỷ lệ nợ DEBT
Tốc độ tăng trưởng
doanh thu GROWTH Tỷ số thanh toán
hiện thời CR 𝐶𝑅 = Tài sản ngắn hạnNợ ngắn hạn
(Nguồn: Tổng hợp của tác giả) Tổng nợ bình quân
Tổng tài sản bình quân DEBT =
Doanh thu năm t - Doanh thu năm t-1 Doanh thu năm t-1
CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Mô tả mẫu nghiên cứu
Dữ liệu được thu thập từ 41 công ty ngành năng lượng điện/khí được niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong khoảng thời gian từ năm 2015 đến 2019 với các thông số về thống kê được xử lý bằng phần mềm STATA, thể hiện ở bảng sau:
Bảng 4.1. Thống kê mô tả các biến trong mơ hình Tên biến Số quan
sát Giá trị trung bình Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Độ lệch chuẩn ROA 205 0.07532 -0.22131 0.44174 0.08966 AR 205 150.90020 2.11761 8807.33400 668.96280 INV 205 81.35333 0.00000 3847.80400 357.64660 AP 205 299.03650 0.01187 8684.16000 1037.67000 CCC 205 -66.78303 -8138.87700 2709.13000 849.28090 SIZE 205 13.93615 9.64634 18.08217 1.65123 DEBT 205 0.49112 0.03850 1.13833 0.22719 GROWTH 205 0.14840 -0.94868 20.01630 1.42980 CR 205 2.05440 0.08927 16.01890 2.31497 (Nguồn: Kết quả tính tốn từ phần mềm STATA 13 ( Phụ lục 1)) Số liệu thống kê gồm 205 quan sát cho 41 công ty ngành năng lượng trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong thời gian 05 năm từ năm 2015 đến 2019, bảng số liệu này mô tả tổng quan về giá trị trung bình, giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn nhất và độ lệch chuẩn của các biến trong toàn bộ mẫu khảo sát. Cụ thể:
4.1.1. Tỷ suất lợi nhuận trên tài sản
Tỷ suất lợi nhuận trên tài sản của doanh nghiệp trung bình trong tồn bộ mẫu khảo sát là 7,53%. ROA có giá trị nhỏ nhất -22.13% có nghĩa rằng một số cơng ty có lợi nhuận âm (bị lỗ), giá trị lớn nhất của ROA các công ty ngành năng lượng cao nhất là 44.17%, với độ lệch chuẩn là 8.97%. Giá trị của độ lệch chuẩn 8.97% có nghĩa là giá trị ROA có thể sai lệch từ trung bình đến cả hai bên là 8.97%. Tỷ suất lợi nhuận trên tài sản của Công ty Cổ phần Thủy Điện - Điện lực 3 cao nhất đạt 44.17% vào năm 2017, thấp nhất là Công ty Cổ phần Tư Vấn Điện Lực Dầu Khí Việt Nam lỗ –22.13% năm 2017.
Qua thống kê mô tả cho thấy rằng tỷ suất lợi nhuận trên tài sản của các công ty ngành năng lượng trên thị trường chứng khốn Việt Nam có biến động khá cao giữa các cơng ty và giữa các năm (từ 2015 dến 2019).
4.1.2. Kỳ thu tiền
Kỳ thu tiền có giá trị trung bình 150.9 ngày có nghĩa rằng các cơng ty trung bình phải mất gần 151 ngày để thu hồi được khoản phải thu khách hàng, độ lệch chuẩn 668.96 ngày, biến thiên từ 2.12 ngày đến 8807.33 ngày. Số ngày thu tiền dài nhất hơn 8807 ngày của. Công Ty Cổ Phần Tư Vấn Điện Lực Dầu Khí Việt Nam năm 2017.
Theo các nghiên cứu trước, giá trị trung bình của kỳ thu tiền như nghiên cứu của của tác giả Dong và Su (2010) tại Việt Nam là 51.91 ngày, của tác giả Từ Thị Kim Thoa và Nguyễn Thị Uyên Uyên (2014) tại Việt Nam là 64.56 ngày, của tác giả Dương Thị Hồng Vân và Trần Phương Nga (2018) đối với các doanh nghiệp sản xuất vật liệu xây dựng là 88.62 ngày, tác giả Pais và Gama (2015) tại Bồ Đào Nha tìm ra giá trị trung bình của kỳ thu tiền là 68.27 ngày; Từ đó cho thấy kỳ thu tiền của các công ty ngành năng lượng tương đối dài, bị chiếm dụng vốn khá lâu và dẫn đến khả năng tăng tỷ lệ nợ xấu, khó thu tiền khách hàng.
4.1.3. Kỳ luân chuyển hàng tồn kho
Kỳ ln chuyển hàng tồn kho bình qn của các cơng ty trong mẫu nghiên cứu có giá trị trung bình 81.35 ngày với độ lệch chuẩn 357.65 ngày. Thời gian tối đa để chuyển đổi hàng tồn kho thành doanh thu là 3847.8 ngày thuộc về Công Ty Cổ phần Dịch Vụ Kỹ Thuật Điện Lực Dầu Khí Việt Nam năm 2018, trong khi kỳ luân chuyển hàng tồn kho ngắn nhất là 0 ngày tại Công ty Cổ phần Thủy Điện Điện lực Đắk Lắk năm 2015 và Công ty Cổ phần Thủy Điện Sử Pán 2 (các năm 2017, 2018, 2019). Mức độ biến thiên rộng cho thấy năng lực quản trị hàng tồn kho của các doanh nghiệp có sự chênh lệch.
4.1.4. Kỳ trả tiền
Thời gian trung bình để thanh tốn cho nhà cung cấp của các cơng ty trong mẫu nghiên cứu là 299.04 ngày, độ lệch chuẩn 1037.67 ngày, số ngày kỳ trả tiền lớn nhất là 8684.16 ngày, nhỏ nhất là 0.01 ngày, trong đó Cơng ty Cổ phần EVN Quốc Tế trì hỗn hơn 8684 ngày mới thanh tốn tiền hàng cho nhà cung cấp, cịn Cơng ty Cổ phần Thủy điện Sê San 4A gần như không nợ tiền mua hàng năm 2018. Điều này cho tháy một số công ty ngành năng lượng kéo dài thời hạn thanh toán cho nhà cung cấp nhằm cải thiện lợi nhuận từ việc chiếm dụng vốn, tuy nhiên cũng có những cơng ty thực hiện việc thanh tốn đúng hạn cho nhà cung cấp.
4.1.5. Chu kỳ tiền mặt
Giá trị trung bình chu kỳ tiền mặt là -66.78 ngày có nghĩa rằng trung bình các cơng ty ngành năng lượng có số ngày phải trả cho nhà cung cấp dài trong khi số ngày thu tiền và số ngày luân chuyển hàng tồn kho ít hơn. Độ lệch chuẩn trong mẫu nghiên cứu là 849.28 ngày. Công ty Cổ phần EVN Quốc Tế có chu kỳ tiền mặt nhỏ nhất là -8138.88 ngày năm 2016, ngược lại Công ty Cổ phần Tư Vấn Điện lực Dầu Khí Việt Nam có chu kỳ tiền mặt lớn nhất là 2709.13 ngày năm 2016.
4.1.6. Quy mô doanh nghiệp
Logarit tự nhiên của tổng tài sản đo lường quy mô công ty, được sử dụng như một biến kiểm sốt. Giá trị trung bình của logarit tự nhiên của tổng tài sản các công ty trong mẫu nghiên cứu là 13.94 và độ lệch chuẩn 1.65. Giá trị lớn nhất là 18.08 thuộc về Tổng Cơng ty Điện lực Dầu Khí VN năm 2015, giá trị nhỏ nhất là 9.64 thuộc Công ty Cổ phần Tư Vấn Điện lực Dầu Khí Việt Nam năm 2019. Qua đó, ta thấy rằng ít có sự khác biệt lớn về quy mô, thị phần và ưu thế giữa các công ty.
4.1.7. Tỷ lệ nợ
Tỷ lệ nợ (DEBT) được sử dụng để kiểm tra mối quan hệ giữa tài trợ và lợi nhuận, DEBT cũng được sử dụng như một biến kiểm soát. Kết quả thống kê mơ tả chỉ ra rằng tỷ lệ nợ trung bình của các công ty trong mẫu nghiên cứu là 49.11% , độ lệch chuẩn 22.72%. Tỷ lệ nợ tối đa là 113.83% được sử dụng bởi Công ty Cổ phần Thủy Điện Sử Pán 2 trong năm 2019, trong khi tỷ lệ nợ tối thiểu 3.85% thuộc về Công ty Cổ phần Thủy điện Thác Bà năm 2017.
4.1.8. Tốc độ tăng trưởng doanh thu
Tốc độ tăng trưởng doanh thu trung bình từ năm 2015 đến 2019 của các công ty trong mẫu nghiên cứu là 14.84%, độ lệch chuẩn 142.98%. Trong đó thấp nhất là - 9.48% thuộc về Công ty Cổ phần Tư Vấn Điện lực Dầu Khí Việt Nam vào năm 2018, nhưng vào năm 2018 công ty này lại có tốc độ tăng trưởng cao nhất đạt 200.16%.
4.1.9. Tỷ số thanh toán hiện thời
Tỷ lệ thanh toán hiện thời thường được dùng để đo lường tính thanh khoản của bất kỳ một công ty nào. Nghiên cứu cũng sử dụng biến tỷ số thanh toán hiện thời (CR) để đo lường khả năng thanh khoản của các công ty được chọn mẫu. Tỷ số thanh toán hiện thời trong giai đoạn 2015 – 2019 dao động trong khoảng từ 0.09 đến 16.02, trung bình ở mức 2.05%. Năm 2017 Cơng ty Cổ phần Thủy Điện Thác Bà có tỷ số thanh toán hiện thời cao nhất là 16.07, và thấp nhất là 0.09 thuộc về
Công ty Cổ phần Thủy Điện Hương Sơn trong năm 2016. Tỷ số thanh toán hiện thời cao giúp công ty hạn chế về rủi ro thanh khoản, đồng thời đem lại niềm tin cho cổ đơng.
Bảng 4.2. Số liệu trung bình năm của 41 công ty
NĂM ROA AR INV AP CCC SIZE DEBT GROWTH CR
2019 0.07 135.88 100.64 243.10 -6.58 13.88 0.46 0.04 1.81 2018 0.09 97.75 120.45 277.67 -59.47 13.92 0.47 0.48 1.85 2017 0.09 282.96 51.28 316.72 17.52 13.95 0.48 0.24 2.36 2016 0.06 160.96 72.42 347.50 -114.12 13.94 0.51 -0.05 2.39 2015 0.06 76.96 61.97 310.18 -171.25 13.99 0.54 0.02 1.86 (Nguồn: Tính tốn từ phần mềm Microsoft Exel)
4.2. Phân tích tương quan
Dựa vào kết quả ma trận tương quan, tác giả sẽ phân tích mối tương quan giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập trong mơ hình và mối tương quan các biến độc lập với nhau. Hệ số tương quan có giá trị từ -1 đến 1. Hệ số tương quan càng gần -1 hoặc 1 thể hiện mối tương quan càng cao. Lập bảng ma trận tương quan trong phần mềm STATA, tác giả thu được kết quả như sau:
Bảng 4.3. Ma trận tương quan giữa các biến
ROA AR INV AP CCC SIZE DEBT GROW TH CR ROA 1.0000 AR -0.3164 1.0000 INV -0.1234 0.0539 1.0000 AP -0.2826 0.4671 0.4152 1.0000 CCC 0.0441 0.2396 -0.0437 -0.6790 1.0000 SIZE -0.1418 -0.2715 0.0436 -0.1775 0.0214 1.0000 DEBT -0.5257 -0.0706 0.2151 -0.0956 0.1518 0.3414 1.0000
ROA AR INV AP CCC SIZE DEBT GROW TH CR
GROWTH 0.0290 -0.0324 -0.0546 -0.0128 -0.0328 -0.1570 -0.0425 1.0000
CR 0.3937 0.0569 -0.0292 0.0046 0.0269 -0.2030 -0.5954 0.0068 1.0000 (Nguồn: Kết quả tính tốn từ phần mềm STATA 13 (Phụ lục 2)) Dựa vào bảng 4.3 thể hiện sự tương quan giữa cấc biến trong bài nghiên cứu, ta thấy các biến độc lập trong mơ hình đều có mối tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập, các biến độc lập cũng có mối tương quan với nhau dẫn đến có khả năng đa cộng tuyến. Tuy nhiên, hệ số tương quan của mơ hình nghiên cứu có giá trị lớn nhất là 0.4671 nhỏ hơn 0.5 nên có thể kết luận chưa xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Bảng 4.3 thể hiện rằng tỷ suất sinh lợi trên tài sản (ROA) có mối tương quan nghịch với kỳ thu tiền (AR), chu kỳ luân chuyển hàng tồn kho (INV), kỳ trả tiền (AP), trong khi ROA có mối quan hệ cùng chiều với chu kỳ tiền mặt (CCC). Các biến kiểm sốt cũng có tác động đến ROA, SIZE và DEBT tác động ngược chiều với ROA; biến GROWTH và CR tương quan thuận với ROA
4.3. Phân tích hồi quy
4.3.1. Ước lượng mơ hình hồi quy tuyến tính bằng phương pháp OLS
Tác giả sử dụng ước lượng mơ hình hồi quy tuyến tính nhằm xác định mối quan hệ giữa các biến độc lập cũng như các biến kiểm soát đối với các biến phụ thuộc bằng phương pháp OLS. kết quả thu được như sau:
Bảng 4.4. Kết quả hồi quy tuyến tính bằng phương pháp OLS
Biến Kết quả Mơ hình 1 Mơ hình 2 Mơ hình 3 Mơ hình 4
ROA ROA ROA ROA
AR Coef. -0.00005***
(P value) 0.00000
INV Coef. -0.00001**
(P value) 0.72000
Biến Kết quả Mơ hình 1 Mơ hình 2 Mơ hình 3 Mơ hình 4
ROA ROA ROA ROA
(P value) 0.00000 CCC Coef. 0.00001* (P value) 0.05700 SIZE Coef. -0.00348 0.00240 -0.00063 0.00270 (P value) 0.29100 0.49300 0.84600 0.43700 DEBT Coef. -0.17811*** -0.18102*** -0.19534*** -0.19627*** (P value) 0.00000 0.00000 0.00000 0.00000 GROWTH Coef. -0.00083 0.00090 0.00007 0.00117 (P value) 0.80900 0.81400 0.98400 0.75500 CR Coef. 0.00517** 0.00499* 0.00380 0.00405 (P value) 0.04900 0.08700 0.15500 0.16300 R2 0.41670 0.28870 0.39450 0.30120
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm STATA 13.0 (phụ lục 3)) Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%
4.3.2. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Để kiểm định hiện tượng đa công tuyển, tác giả sử dụng hệ số phóng đại phương sai VIF chạy trên phần mềm Stata 13.0 với các mơ hình, kết quả thu được như sau:
Bảng 4.5. Kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Biến Mơ hình 1 Mơ hình 2 Mơ hình 3 Mơ hình 4 VIF 1/VIF VIF 1/VIF VIF 1/VIF VIF 1/VIF
AR 1.09 0.91964
INV 1.07 0.93529
AP 1.04 0.96110
Biến Mơ hình 1 Mơ hình 2 Mơ hình 3 Mơ hình 4 VIF 1/VIF VIF 1/VIF VIF 1/VIF VIF 1/VIF
SIZE 1.25 0.79896 1.16 0.86171 1.19 0.84104 1.16 0.86189 DEBT 1.68 0.59415 1.79 0.55888 1.69 0.59189 1.76 0.56857 GROWTH 1.03 0.96863 1.03 0.97229 1.03 0.97288 1.03 0.97387 CR 1.55 0.64492 1.57 0.63503 1.56 0.64221 1.58 0.63116
Mean VIF 1.32 1.32 1.3 1.32
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm STATA 13.0 (phụ lục 4)) Từ kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến cho thấy hệ số VIF trong 4 mơ hình đều lớn hơn 1 và nhỏ hơn 4, nên ta có thể kết luận tất cả bốn mơ hình trên đều khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
4.3.3. Kiểm định phương sai thay đổi:
Tác giả tiến hành kiểm định giả thiết phương sai của sai số không đổi bằng kiểm định White, với giả thiết H0: Khơng có hiện tượng phương sai thay đổi, tác giả dùng lệnh imtest, white.
Bảng 4.6. Kết quả kiểm định phương sai thay đổi
Mơ hình Kết quả kiểm định Mơ hình 1: Biến phụ thuộc ROA, biến độc lập AR, biến
kiểm soát SIZE, DEBT, GROWTH, CR
chi2(20) = 82.12
Prob>chi2 = 0.0000 Mơ hình 2: Biến phụ thuộc ROA, biến độc lập AR, biến
kiểm soát SIZE, DEBT, GROWTH, CR
chi2(20) = 110.32
Prob>chi2 = 0.0000 Mơ hình 3: Biến phụ thuộc ROA, biến độc lập AR, biến
kiểm soát SIZE, DEBT, GROWTH, CR
chi2(20) = 81.27
Prob>chi2 = 0.0000 Mơ hình 4: Biến phụ thuộc ROA, biến độc lập AR, biến
kiểm soát SIZE, DEBT, GROWTH, CR
chi2(20) = 132.32
Prob>chi2 = 0.0000
Từ kết quả kiểm định White, với mức ý nghĩa alpha = 5%, ta thấy các mơ hình có Prob <5% bao gồm cả 4 mơ hình: Mơ hình 1: Biến phụ thuộc ROA, biến độc lập AR, biến kiểm soát SIZE, DEBT, GROWTH, CR; Mơ hình 2: Biến phụ thuộc ROA, biến độc lập AR, biến kiểm soát SIZE, DEBT, GROWTH, CR; Mơ hình 3: Biến phụ thuộc ROA, biến độc lập AR, biến kiểm soát SIZE, DEBT, GROWTH, CR; Mơ hình 4: Biến phụ thuộc ROA, biến độc lập AR, biến kiểm soát SIZE, DEBT, GROWTH, CR.
Do Prob<5% nên bác bỏ giả thiết H0, nghĩa là cả bốn mơ hình này đều có hiện tượng phương sai thay đổi.
Tác giả thực hiện khắc phục phương sai thay đổi ở bảy mơ hình 1, 2, 3 và 4 bằng cách dùng ma trận ước lượng vững của hiệp phương sai sai số do White (1980) đề xuất để tính tốn lại các giá trị kiểm định, ta có bảng tổng hợp kết quả như sau:
Bảng 4.7. Kết quả hồi quy khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi
Biến Kết quả Mơ hình 1 Mơ hình 2 Mơ hình 3 Mơ hình 4
ROA ROA ROA ROA
AR Coef. -0.00005*** (P value) 0.00000 INV Coef. -0.00001 (P value) 0.50900 AP Coef. -0.00003*** (P value) 0.00000 CCC Coef. 0.00001 (P value) 0.21600 SIZE Coef. -0.00348 0.00240 -0.00063 0.00270 (P value) 0.19300 0.60000 0.86200 0.56600 DEBT Coef. -0.17811*** -0.18102*** -0.19534*** -0.19627*** (P value) 0.00000 0.00000 0.00000 0.00000 GROWTH Coef. -0.00083 0.00090 0.00007 0.00117
Biến Kết quả Mơ hình 1 Mơ hình 2 Mơ hình 3 Mơ hình 4
ROA ROA ROA ROA
(P value) 0.61000 0.77800 0.97700 0.72700
CR Coef. 0.00517* 0.00499 0.00380 0.00405
(P value) 0.08600 0.11600 0.19800 0.18600
R2 0.41670 0.28870 0.39450 0.30120
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm STATA 13.0 (phụ lục 6)) Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%
Sau khi khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi trên phần mềm STATA, kết quả cho thấy có ý nghĩa thống kê cao hơn, thông qua giá trị p value thấp hơn. Dấu của các biến trong mơ hình hồi quy tuyến tính sau khi khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi cũng tương tự so với kết quả mơ hình hồi quy OLS.
Do vậy tác giả sử dụng kết quả hồi quy tuyến tính sau khi đã khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi trên phần mềm STATA để phân tích:
Kết quả trên cho thấy mơ hình 1, 2, 3, 4 có R bình phương (R-squared) bằng lần lượt là 41.67%, 28.87%, 39.45%, 30.12%. Điều này có nghĩa các biến độc lập giải thích được 28.87% trở lên sự thay đổi của biến phụ thuộc ROA.
Các biến AR, INV, AP có mối quan hệ ngược chiều với ROA trong khi các biến CCC, CR có mối quan hệ cùng chiều với ROA. Ngồi ra mơ hình nghiên cứu khơng chỉ ra các biến INV, CCC có ảnh hưởng ROA. Bên cạnh đó, biến SIZE,