R-sq 0.2225
Prob > F = 0.0000
coef Robust Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
TD -0.1603 0.0168 -9.5600 0.0000 -0.1932 -0.1273 SIZE -0.0013 0.0029 -0.4500 0.6510 -0.0070 0.0044 AG 0.0405 0.0049 8.2900 0.0000 0.0309 0.0502 SG 0.0040 0.0012 3.1900 0.0020 0.0015 0.0064 EFF 0.0271 0.0061 4.4600 0.0000 0.0151 0.0390 Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Sau khi khắc phục mơ hình, tác giả tiến hành kiểm định hồi quy mơ hình như thơng thường để đi đến những kết luận về giả thuyết nghiên cứu.
Bảng 10: Kết quả kiểm định hồi quy ở Mơ hình 2 – TD tác động lên ROA
Number of obs = 3,430 Adj R-sq 0.2493
R-sq 0.2503 Prob > F = 0.0000
coef Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
SIZE 0.0058 0.0009 6.6300 0.0000 0.0041 0.0076 AG 0.0490 0.0039 12.5900 0.0000 0.0413 0.0566 SG 0.0023 0.0013 1.7300 0.0840 -0.0003 0.0050 EFF 0.0187 0.0013 14.4800 0.0000 0.0162 0.0212 Cons -0.0374 0.0234 -1.6000 0.1090 -0.0832 0.0084 Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Kết quả mơ hình hồi quy cuối cùng này sẽ được sử dụng để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu. Kết quả phân tích cho thấy giá trị thống kê P (F-Statistic) của mơ
hình là 0,000 có nghĩa là hệ số hồi quy R2 của mơ hình đều khác 0, mơ hình trong bài
nghiên cứu phù hợp. Hệ số R2 hiệu chỉnh của mơ hình 1 có giá trị 24,93% - có nghĩa là
sự biến thiên của các biến độc lập trong mơ hình giải thích được 24,93% sự biến thiên của biến phụ thuộc ROA.
Kết quả nghiên cứu cho thấy hệ số beta chuẩn hố của biến TD mơ hình 2 có giá trị âm, kết luận TD có mối quan hệ ngược chiều với ROA. Kết quả nghiên cứu này khẳng định giả thuyết H3a khi giả thuyết H3a dự đốn rằng TD có mối quan hệ ngược chiều với ROA. Hệ số tác động đạt giá trị -0,1696 có ý nghĩa khi các yếu tố khác khơng thay đổi thì khi tăng 1 đơn vị trên Tỷ lệ nợ trên tổng tài sản sẽ kéo theo giảm 0,1696 đơn vị Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA). Kết quả này giống với những nghiên cứu trước như Muritala (2012), Ahmad và cộng sự (2012), Bùi và Nguyễn (2016), Đỗ và Đàm (2019). Trong khi ROA thể thiện mức độ hiệu quả trong việc sử dụng tài sản, bao gồm cả vốn và nợ vay để sinh lời cho doanh nghiệp, thì mối quan hệ ngược chiều giữa hai chỉ số cho thấy việc sử dụng nợ vay của các doanh nghiệp trong nghiên cứu này đang không hiệu quả.
Sau khi chắc chắn rằng mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến, tác giả lựa chọn mơ hình tác động cố định (FEM) hay ngẫu nhiên (REM) bằng kiểm định Hausman. Nếu mơ hình có P-value < 0,05 thì chọn mơ hình FEM, nếu P-value > 0,05 thì lựa chọn mơ hình REM.
Bảng 11. Kết quả kiểm định Hausman đối với mô hình STD, LTD lên ROE
(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B))
fem rem Difference S.E.
TD -0.1109 -0.1020 -0.0089 0.0170 SIZE -0.1159 -0.1146 -0.0013 0.0179 AG -0.0164 0.0050 -0.0214 0.0041 SG 0.0113 0.0121 -0.0008 0.0005 EFF 0.1056 0.1068 -0.0012 0.0014 chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 65.50 Prob>chi2 = 0.0000 Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Tương tự như hai mơ hình trên, kiểm định Hausman cho kết quả p-value = 0.000 < 0,05 nên tác giả lựa chọn mơ hình tác động cố định (FEM) để tiếp tục nghiên cứu.
Tiếp theo đó, tác giả kiểm tra hiện tượng phương sai sai số thay đổi bằng kiểm định Wald, với tiêu chuẩn P-value <0,05 thì có xảy ra hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Kết quả kiểm định Wald cho thấy, mơ hình có P-value bé hơn 0,05, kết luận có hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Do đó, tác giả khắc phục mơ hình bằng mơ hình sai số chuẩn mạnh (Robust Standard errors).
Kết quả khắc phục mơ hình bằng phương trình mơ hình sai số chuẩn mạnh (Robust Standard errors) ở Mơ hình 3 - STD và LTD lên ROE:
Bảng 12: Kết quả khắc phục Mơ hình 3 - STD và LTD lên ROE
R-sq 0.1268
Prob > F = 0.0000
coef Robust Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
STD -0.1109 0.0401 -2.7600 0.0060 -0.1898 -0.0320 LTD -0.1159 0.0481 -2.4100 0.0170 -0.2105 -0.0212 SIZE -0.0164 0.0069 -2.3700 0.0180 -0.0300 -0.0028 AG 0.1056 0.0121 8.7400 0.0000 0.0818 0.1293 SG 0.0113 0.0033 3.4600 0.0010 0.0049 0.0177 EFF 0.0582 0.0130 4.4800 0.0000 0.0326 0.0837 Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Sau khi đã khắc phục mơ hình khỏi phương sai sai số thay đổi, tác giả tiếp tục phân tích Mơ hình hồi quy để xem xét mối quan hệ giữa biến độc lập và biến phụ thuộc.
Bảng 13: Kết quả phân tích hồi quy ở Mơ hình 3 - STD và LTD lên ROE
Number of obs = 3,430 Adj R-sq 0.1394
R-sq 0.1409 Prob > F = 0.0000
coef Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
STD -0.0910 0.0123 -7.4000 0.0000 -0.1151 -0.0669
LTD -0.1140 0.0183 -6.2200 0.0000 -0.1500 -0.0781
SIZE 0.0119 0.0018 6.6700 0.0000 0.0084 0.0154
SG 0.0096 0.0027 3.5500 0.0000 0.0043 0.0149
EFF 0.0404 0.0027 15.0800 0.0000 0.0352 0.0457
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Kết quả mơ hình hồi quy cuối cùng này sẽ được sử dụng để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu. Kết quả phân tích cho thấy giá trị thống kê P (F-Statistic) của mơ
hình là 0,000 có nghĩa là hệ số hồi quy R2 của mơ hình đều khác 0, mơ hình trong bài
nghiên cứu phù hợp. Hệ số R2 hiệu chỉnh của mơ hình 1 có giá trị 13,94% - có nghĩa là
sự biến thiên của các biến độc lập trong mơ hình giải thích được 13,94% sự biến thiên của biến phụ thuộc ROE.
Đối với Tỷ lệ STD, hệ số beta chuẩn hố có giá trị âm, cho thấy STD có mối
quan hệ ngược chiều với ROE. Kết quả nghiên cứu này bác bỏ giả thiết H1b khi giả thuyết H1b dự đốn rằng có mối quan hệ cùng chiều giữa STD và ROE. Hệ số tác động là -0,0910 có nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác khơng thay đổi thì khi Tỷ lệ STD tăng 1 đơn vị thì ROE của doanh nghiệp sẽ giảm 0,091 đơn vị.
Đối với Tỷ lệ LTD, kết quả cho thấy hệ số beta chuẩn hố của LTD có giá trị âm, nghĩa là sự biến thiên của LTD có mối quan hệ ngược chiều với sự biến thiên của ROE. Kết quả nghiên cứu này khẳng định giả thuyết H2b khi giả thuyết H2b dự đốn rằng có mối quan hệ ngược chiều giữa LTD và ROE. Với hệ số beta chuẩn hố đạt - 0,1140%, mơ hình có ý nghĩa rằng trong điều kiện mọi các yếu tố khác không đổi, khi Tỷ lệ nợ trên Tổng tài sản tăng 1 đơn vị thì ROA bị giảm đi 0,1140 đơn vị.
Tương tự như kết quả ở Mơ hình 1 và 2, CTV có vay nợ dài hạn và ngắn hạn tác động tiêu cực lên ROE. Kết quả này phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng và các nghiên cứu của Zeitun & Tian (2007), Onaolapo & Kajola (2010), Nguyễn Tấn Vinh (2011), Salim (2012) và Hasan & cộng sự (2014). Hiện tại, nguồn vốn nợ của các công ty trong nghiên cứu này chiếm tỷ trọng khá cao trong tổng nguồn vốn (gần 50%) và kết
quả nghiên cứu cho thấy, mức độ sử dụng nợ tác động nghịch chiều đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.
4.3.4. Mơ hình 4 - TD tác động lên ROE
Ở Mơ hình 4 - Mơ hình cuối cùng, tác giả tiến hành kiểm định Hausman để lựa chọn mơ hình tác động cố định (FEM) hay mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM) để phân tích.
Bảng 14. Kết quả kiểm định Hausman đối với mơ hình TD lên ROE
(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B))
fem rem Difference S.E.
TD -0.11242 -0.10520 -0.00722 0.01592 SIZE -0.01644 0.00483 -0.02127 0.00411 SG 0.01130 0.01206 -0.00076 0.00051 AG 0.10551 0.10667 -0.00116 0.00137 EFF 0.05833 0.05078 0.00755 0.00387 chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 65.63 Prob>chi2 = 0 Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Ở Mơ hình 4, kiểm định Hausman cho kết quả p-value = 0.000 < 0,05 nên tác giả lựa chọn mơ hình tác động cố định (FEM) để tiếp tục nghiên cứu.
Tiếp theo đó, tác giả kiểm tra hiện tượng phương sai sai số thay đổi bằng kiểm định Wald, với tiêu chuẩn P-value <0,05 thì có xảy ra hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Kết quả kiểm định Wald cho thấy, mơ hình có P-value bé hơn 0,05, kết luận
có hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Do đó, tác giả khắc phục mơ hình bằng mơ hình sai số chuẩn mạnh (Robust Standard errors).
Kết quả khắc phục mơ hình với phương trình mơ hình sai số chuẩn mạnh (Robust Standard errors) ở Mơ hình 4 - TD lên ROE:
Bảng 15: Kết quả khắc phục Mơ hình 4 - TD lên ROE
R-sq 0,1268
Prob > F = 0.0000
coef Robust Std.Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
TD -0.1124 0.0391 -2.8800 0.0040 -0.1892 -0.0356 SIZE -0.0164 0.0068 -2.4000 0.0170 -0.0299 -0.0030 AG 0.1055 0.0121 8.7600 0.0000 0.0818 0.1292 SG 0.0113 0.0033 3.4700 0.0010 0.0049 0.0177 EFF 0.0583 0.0128 4.5400 0.0000 0.0331 0.0836 Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Từ kết quả khắc phục đó, tác giả tiến hành kiểm định mơ hình hồi quy đối với Mơ hình 4 – TD tác động lên ROE và có được kết quả hồi quy như sau:
Bảng 16: Kết quả hồi quy Mơ hình 4 - TD tác động lên ROE
Number of obs = 3,430 Adj R-sq 0.1392
R-sq 0.1405 Prob > F = 0.0000
coef Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
TD -0.0960 0.0117 -8.2300 0.0000 -0.1189 -0.0731
SIZE 0.0115 0.0018 6.5500 0.0000 0.0081 0.0150
SG 0.0095 0.0027 3.5200 0.0000 0.0042 0.0148
EFF 0.0413 0.0026 15.9800 0.0000 0.0362 0.0464
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Kết quả mơ hình hồi quy cuối cùng này sẽ được sử dụng để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu. Kết quả phân tích cho thấy giá trị thống kê P (F-Statistic) của mơ
hình là 0,000 có nghĩa là hệ số hồi quy R2 của mơ hình đều khác 0, mơ hình trong bài
nghiên cứu phù hợp. Hệ số R2 hiệu chỉnh của mơ hình 1 có giá trị 13,92% - có nghĩa là
sự biến thiên của các biến độc lập trong mơ hình giải thích được 13,92% sự biến thiên của biến phụ thuộc ROE.
Kết quả nghiên cứu cho thấy hệ số beta chuẩn hoá của biến TD mơ hình 4 có giá trị âm, kết luận TD có mối quan hệ ngược chiều với ROE. Kết quả nghiên cứu này khẳng định giả thuyết H4b khi giả thuyết H4b dự đốn rằng TD có mối quan hệ ngược chiều với ROE. Hệ số tác động đạt giá trị -0,096 có ý nghĩa khi các yếu tố khác khơng thay đổi thì khi tăng 1 đơn vị trên Tỷ lệ nợ trên tổng tài sản sẽ kéo theo giảm 0,096 đơn vị Tỷ suất sinh lời trên VCSH (ROE). Kết quả này giống với những nghiên cứu trước như Muritala (2012), Ahmad và cộng sự (2012), Bùi và Nguyễn (2016), Đỗ và Đàm (2019). Từ kết quả này có thể nhận thấy các doanh nghiệp càng vay nợ nhiều thì ROE sẽ giảm. Như đã phân tích ở những phần trên, hầu hết các doanh nghiệp trong bài nghiên cứu đều có tỷ lệ nợ vay khá cao (trên 50% vốn sở hữu), dẫn đến chi phí kiệt quệ tài chính đã vượt mức lợi ích từ lá chắn thuế khiến lợi nhuận suy giảm.
4.4. Tổng hợp kết quả hồi quy của mơ hình và kết luận giả thuyết nghiên cứu
Như vậy, kết quả nghiên cứu cho thấy rằng, tất cả các chỉ số CTV bao gồm: Tỷ lệ STD, Tỷ lệ LTD và Tỷ lệ TD có mối quan hệ ngược chiều với ROA và ROE. Điều này có nghĩa là khi tăng tỷ lệ vay nợ thì HQHĐ kém đi. Điều này cũng cho thấy rằng nợ ngắn hạn thì ít tốn kém chi phí hơn nhưng các doanh nghiệp chưa sử dụng hiệu quả các
khoản nợ ngắn hạn và do đó tăng nợ ngắn hạn sẽ dẫn đến mức ROA thấp. Đối với nợ dài hạn thì tốn kém chi phí hơn và do đó tác động ngược chiều đến HQHĐ của Công ty đo lường qua chỉ số ROA và ROE. Các doanh nghiệp vay ngắn hạn để tài trợ vốn lưu động trong khi tài sản cố định được đầu tư từ các nguồn vay dài hạn. Tuy nhiên, việc chuyển đổi tài sản tăng thêm đó thành lợi nhuận tương đương lại chưa được thực hiện. Mối quan hệ ngược chiều này cũng cho thấy rằng doanh nghiệp ngày càng sử dụng nhiều vốn vay hơn trong khi lợi nhuận lại chưa tăng trưởng ở mức tương xứng.
Nguyên nhân sâu xa có thể xuất phát từ chi phí sử dụng vốn vay (lãi suất vay ngắn hạn và dài hạn) hiện cao hơn mức sinh lời từ hoạt động sản xuất kinh doanh mang lại. Một nguyên nhân nữa có thể đến từ tỷ lệ vốn vay quá cao trong vốn chủ sở hữu khiến cho phần lợi ích lá chắn thuế khơng đủ bù đắp cho chi phí lãi vay khiến kiệt quệ tài chính, suất sinh lợi ROA và ROE giảm sút. Hoặc có thể do doanh nghiệp sử dụng nguồn vốn vay để tài trợ cho hoạt động sản xuất, kinh doanh không đúng nguồn, lấy các nguồn vay lãi cao để trả cho các tài sản ngắn hạn khiến càng về lâu về dài gánh chịu chi phí quá lớn.
Mối quan hệ giữa các biến kiểm soát và tỷ suất sinh lợi ROA
Kết quả nghiên cứu cho thấy trong cả bốn mơ hình hồi quy, các biến kiểm sốt bao gồm: SIZE, AG, SG, EFF đều có hệ số tương quan dương và có ý nghĩa thống kê, kết luận các biến kiểm sốt có mối tương quan thuận chiều với HQHĐ của công ty (đo lường thông qua ROA và ROE).
Đối với Quy mô, kết quả hồi quy cho thấy SIZE có tác động cùng chiều tới ROA.
H4 được chấp nhận, củng cố mối liên hệ cùng chiều giữa SIZE và HQHĐ của công ty: Một sự gia tăng trong quy mô kéo theo sự tăng trưởng về tỷ suất ROA. Kết quả nghiên cứu này tương tự với các nghiên cứu trước của Muritala (2012), Ahmad & cộng sự (2012), Le & Phung (2013), Bùi & Nguyễn (2016), Trần & cộng sự (2017), Đỗ & Đàm (2019), Trần & Nguyễn (2020). Vì vậy, lợi thế quy mơ là một yếu tố quan trọng, quyết định tích cực lên HQHĐ. Các doanh nghiệp có quy mơ lớn sẽ có hoạt động sản xuất
kinh doanh hiệu quả hơn, việc gia tăng SIZE giúp công ty tận dụng được nguồn lực, tiềm năng, tạo nên uy tín lớn mạnh và góp phần tạo lợi thế trong việc tạo áp lực với nhà cung cấp và nhà phân phối.
Đối với Tăng trưởng doanh thu, Tăng trưởng tài sản thì mối quan hệ giữa AG,
SG cùng chiều với HQHĐ của công ty (đo lường bằng ROA và ROE). Kết quả nghiên cứu này chấp nhận giả thuyết H5, H6 và tương tự như kết quả của Muritala (2012), Đoàn (2014), Bùi & Nguyễn (2016), Trần & cộng sự (2017). Theo Zeitun & Tian (2007) và Abor (2005). Như vậy, AG và SG là yếu tố tích cực quyết định đối với HQHĐ của công ty trong mẫu nghiên cứu. Điều này có nghĩa là AG và SG thúc đẩy sự gia tăng ROA và ROE. Việc mở rộng tài sản và doanh thu của mình giúp doanh nghiệp có thêm nguồn thu để trang trải chi phí, thu hút thêm nhiều khách hàng, tạo uy tín trên thị trường và cơ sở để có áp lực thanh tốn đối với nhà cung cấp cũng như kênh phân phối, góp phần nâng cao HQHĐ kinh doanh.
Đối với yếu tố Tỷ lệ Doanh thu trên tổng tài sản, mối quan hệ giữa EFF và
HQHĐ của cơng ty (ROA và ROE) là cùng chiều, có ý nghĩa sự gia tăng Tỷ lệ EFF sẽ kéo theo tăng trưởng ROA, ROE. Giả thuyết H7 được chấp nhận, tương tự như kết quả của Muritala (2012), Onaolapo & Kajola (2010), Trần & cộng sự (2017), Đỗ & Đàm (2019). Điều này dễ dàng nhận thấy tương tự như những phân tích ở các yếu tố ở trên, doanh thu lớn hơn tài sản và tỉ lệ này càng tăng sẽ càng có lợi cho HQHĐ công ty.
Như vậy, nghiên cứu này cho thấy Quy mô, Tốc độ tăng trưởng tài sản, Tốc độ tăng trưởng doanh thu, Tỷ lệ doanh thu trên tổng tài sản là những yếu tố quyết định quan trọng, tác động tích cực lên HQHĐ của cơng ty. Các doanh nghiệp lớn có thể tận hưởng được lợi thế từ quy mô, kinh nghiệm và khả năng của họ để tiếp cận thông tin, công nghệ. Điều này phù hợp với lý thuyết đánh đổi trong cấu trúc vốn (Trade-off Theory) của DeAngelo và Masulis (1980), tức là những doanh nghiệp có quy mơ càng