(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata)
Theo phương pháp Driscoll-Kraay [21], trong số bảy nhân tố độc lập, có 4 nhân tố có tác động đến ROA bao gồm: quy mơ DN, CTV, số vịng quay tài sản và cấu trúc tài sản. Trong đó, quy mơ DN và số vịng quay tài sản có tác động tích cực đến ROA với mức ý nghĩa lần lượt là 10% và 1%; ngược lại, CTV và cấu trúc tài sản có tác động tiêu cực đến ROA với mức ý nghĩa lần lượt là 10% và 5%. Ba biến cịn lại trong mơ hình là khả năng thanh toán, tốc độ tăng trưởng và thời gian hoạt động mặc dù có tương quan
ngược chiều đến ROA nhưng lại khơng có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích biến phụ thuộc. Đồng thời các biến trong mơ hình giải thích được 15,15% sự thay đổi của biến phụ thuộc thể hiện qua hệ số R2.
Mơ hình hồi quy theo phương pháp Driscoll-Kraay có dạng như sau:
ROA = - 0,7961985 + 0,0786963 * QM – 0,0678915 * CTV + 0,0650472 * VQTS –
0,127376 * CTTS
3.6. Bàn luận kết quả nghiên cứu
Sau khi thực hiện các kiểm định để lựa chọn mơ hình thì mơ hình FEM được xem là mơ hình phù hợp nhất với dữ liệu của bài nghiên cứu. Tuy nhiên mô hình này xảy ra đồng thời hai khuyết tật hay gặp là phương sai sai số thay đổi và tự tương quan. Do đó, tác giả đã khắc phục hai khuyết tật này để tìm ra kết quả ước lượng hồi quy tốt nhất cho mơ hình nghiên cứu, từ đó xác định được các nhân tố ảnh hưởng cũng như mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố đến HQKD của các công ty ngành Y tế trên TTCK Việt Nam. Cụ thể, kết quả hồi quy của các nhân tố trong mơ hình nghiên cứu được trình bày ở bảng 3.11.
Bảng 3.11. Tổng hợp tác động của các nhân tố trong mơ hình
STT Nhân tố Kỳ vọng Kết quả Ý nghĩa
thống kê
1 Quy mơ DN Tích cực Tích cực Có
2 CTV Tiêu cực Tiêu cực Có
3 Khả năng thanh tốn Tiêu cực Tiêu cực Không
4 Tốc độ tăng trưởng Tích cực Tiêu cực Không
5 Số vịng quay tài sản Tích cực Tích cực Có
6 Thời gian hoạt động Tích cực Tiêu cực Không
7 Cấu trúc tài sản Tiêu cực Tiêu cực Có
(Nguồn: Tác giả tự tổng hợp)
Nhân tố quy mô DN
Quy mô DN được tác giả kỳ vọng là sẽ có tác động tích cực đến HQKD của DN. Đúng như kỳ vọng của tác giả, biến QM có hệ số β là 0,0786963 và giá trị p-value = 0,065 cho thấy nhân tố quy mô DN thực sự có tác động tích cực đến HQKD và có ý
nghĩa thống kê trong việc giải thích biến phụ thuộc với độ tin cậy 90%. Cụ thể nếu quy mơ DN (tính bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản) tăng 1 đơn vị thì ROA tăng 0,0786963 đơn vị. Như vậy, giả thuyết H1 được chấp nhận.
Đúng như lý thuyết dựa trên nguồn lực và lập luận ban đầu của tác giả, các công ty Y tế trên TTCK Việt Nam có quy mơ lớn thì thường sẽ tận dụng lợi thế về quy mơ nên chi phí sản xuất sẽ rẻ hơn và chi phí phá sản thấp hơn; đồng thời các cơng ty này cũng có được thị trường rộng lớn, việc bán sản phẩm sẽ dễ dàng hơn; ngoài ra các DN này cũng dễ tiếp cận các nguồn lực tài chính hơn các cơng ty nhỏ từ đó chi phí sử dụng vốn thấp hơn. Trên các cơ sở này, các cơng ty có quy mơ lớn sẽ có điều kiện để nâng cao HQKD của mình hơn các cơng ty có quy mơ nhỏ. Kết quả này hồn toàn thống nhất với nhiều nghiên cứu trước đây về tác động của quy mô DN với HQKD như Zeitun và Tian [28], Pouraghajan và cộng sự [25], Võ Thị Tuyết Hằng [5], Huỳnh Thị Tuyết Phượng [9], Alarussi và Alhaderi [18], Trần Tiến Dũng [3],...
Nhân tố cấu trúc vốn
CTV là nhân tố được dự đốn có tác động tiêu cực đến HQKD của các công ty ngành Y tế trên TTCK Việt Nam. Kết quả đúng như dự đoán của tác giả, hệ số β của biến CTV là – 0,0678915 cho thấy CTV có tác động tiêu cực với ROA, đồng thời giá trị p-value = 0,058 cho thấy nhân tố này có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích biến phụ thuộc với độ tin cậy là 90%. Do vậy, giả thuyết H2 cũng được chấp nhận. Khi CTV hay nói cụ thể hơn là hệ số NPT trên tổng nguồn vốn tăng lên 1 đơn vị thì ROA sẽ giảm đi 0,0678915 đơn vị.
Như vậy rõ ràng, đúng theo lập luận của tác giả, các công ty trong ngành Y tế nếu vay nợ càng nhiều thì chi phí lãi vay càng lớn, cho nên sẽ làm giảm lợi nhuận trước thuế và sau thuế của DN từ đó làm giảm HQKD. Ngồi ra, việc vay nợ nhiều sẽ khiến tính tự chủ tài chính của DN thấp, do vậy DN sẽ ít có sự chủ động và mạnh dạn trong việc thực hiện các dự án đầu tư, đồng thời rủi ro và uy tín của DN cũng bị ảnh hưởng. Kết quả nghiên cứu này là hoàn toàn thống nhất với rất nhiều nghiên cứu từ trước đến nay được thực hiện ở cả Việt Nam và trên thế giới như: Zeitun và Tian [28], Pouraghajan và cộng sự [25], Nguyễn Lê Thanh Tuyền [16], Võ Thị Tuyết Hằng [5], Hoàng Tùng [15],
Huỳnh Thị Tuyết Phượng [9], Nguyễn Văn Linh và Đặng Ngọc Hùng [6], Alarussi và Alhaderi [18], Shahnia và cộng sự [27], Nghiêm Thị Thà và Phạm Duy Khánh [11],...
Nhân tố khả năng thanh toán
Tương tự hai nhân tố trên, mối tương quan giữa khả năng thanh toán và ROA cũng đúng với dự đoán ban đầu của tác giả. Cụ thể, hệ số β của biến KNTT là - 0,0009681 chứng tỏ mối quan hệ giữa khả năng thanh toán và ROA là ngược chiều. Tuy nhiên giá trị p-value của nhân tố này là 0,720 cho thấy nhân tố này khơng có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích biến phụ thuộc. Như vậy là giả thuyết H3 bị bác bỏ. Kết quả nghiên cứu này không đúng với kỳ vọng ban đầu của tác giả cũng như không giống với các nghiên cứu trước như Shahnia và cộng sự [27] hay Trần Tiến Dũng [3] khi các nghiên cứu này chứng minh được rằng khả năng thanh tốn có ảnh hưởng đến HQKD. Tuy nhiên, việc khả năng thanh tốn khơng có mối quan hệ với HQKD cũng đã từng được tìm thấy trong nghiên cứu của Pratheepan [26] hay Alarussi và Alhaderi [18].
Nhân tố tốc độ tăng trưởng
Ban đầu, tốc độ tăng trưởng được dự đốn là sẽ có tác động cùng chiều với ROA, thế nhưng theo kết quả nghiên cứu thu được thì hệ số β = -0,0013484 cho thấy tốc độ tăng trưởng lại có tương quan ngược chiều với biến phụ thuộc. Tuy nhiên cũng như khả năng thanh toán, nhân tố tốc độ tăng trưởng cũng khơng có ý nghĩa thống kê với ROA do giá trị p-value khá lớn (0,711). Như vậy là giả thuyết H4 cũng bị bác bỏ. Điều này là không đúng với kỳ vọng của tác giả cũng như khác với kết quả của một số nghiên cứu trước như Zeitun và Tian [28], Pouraghajan và cộng sự [25], Võ Thị Tuyết Hằng [5]. Tuy nhiên, kết quả này cũng không phải là chưa từng xảy ra trong các nghiên cứu thực nghiệm. Cụ thể, Quan Minh Nhựt và Lý Thị Phương Thảo [8] đã tìm thấy tốc độ tăng trưởng tài sản khơng có tác động đến cả ROA và ROE trong các DN bất động sản đang niêm yết trên TTCK Việt Nam hay Hoàng Tùng [15] cũng kết luận rằng tốc độ tăng trưởng tài sản khơng có mối quan hệ với HQKD đại diện bởi ROA trong các DN Dầu khí ở Việt Nam.
Nhân tố số vòng quay tài sản
Nhân tố này có hệ số β = 0,0650472 và giá trị p-value = 0,002 cho thấy số vịng quay tài sản có tác động tích cực đến HQKD của các cơng ty ngành Y tế trên TTCK Việt
Nam với độ tin cậy 99%. Điều này là đúng với giả thuyết ban đầu của tác giả cho nên giả thuyết H5 được chấp nhận. Khi số vòng quay tài sản tăng 1 đơn vị thì ROA tăng 0,0650472 đơn vị.
Rõ ràng số vòng quay tài sản là điều kiện rất cần thiết để cải thiện khả năng sinh lợi của tài sản nói riêng hay HQKD của DN nói chung. Nếu tài sản quay vòng nhanh đồng nghĩa tài sản tạo ra được nhiều doanh thu, mà doanh thu là nhân tố vô cùng quan trọng quyết định đến lợi nhuận, từ đó tác động đến HQKD của DN. Kết quả này là có sự tương đồng với nghiên cứu của Pouraghajan và cộng sự [25] cũng như Alarussi và Alhaderi [18].
Nhân tố thời gian hoạt động
Trái với giả thuyết ban đầu của tác giả, rằng các công ty ngành Y tế hoạt động càng lâu năm thì HQKD càng tốt, kết quả ở đây chỉ ra mối tương quan ngược chiều giữa thời gian hoạt động và HQKD (β = -0,0016278). Tuy nhiên giá trị p-value = 0,386 cho thấy nhân tố này khơng có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích ROA trong trường hợp của các công ty ngành Y tế trên TTCK Việt Nam. Đồng nghĩa với việc giả thuyết H6 bị bác bỏ. Như vậy là kết quả của nghiên cứu này không giống với kỳ vọng của tác giả cũng như các nghiên cứu trước đây như Bhayani [20], Quan Minh Nhựt và Lý Thị Phương Thảo [8], Trần Tiến Dũng [3]. Tuy nhiên, kết quả này lại có sự tương đồng với một số nghiên cứu khác như Pouraghajan và cộng sự [25] hay Nguyễn Lê Thanh Tuyền [16] khi các nghiên cứu này cũng tìm thấy thời gian hoạt động hay nói một cách khác là tuổi của cơng ty khơng có tác động đến HQKD của DN.
Nhân tố cấu trúc tài sản
Cấu trúc tài sản là nhân tố cuối cùng trong mơ hình được tìm thấy là ý nghĩa thống kê với ROA với độ tin cậy 95% (p-value = 0,026). Hệ số β = – 0,127376 cho thấy nhân tố này có tác động tiêu cực đến HQKD của các cơng ty ngành Y tế trên TTCK Việt Nam giai đoạn 2016-2020. Điều này là hoàn tồn đúng với dự đốn ban đầu của tác giả cho nên giả thuyết H7 được chấp nhận. Khi cấu trúc tài sản hay nói cụ thể là tỷ trọng của TSCĐ trong tổng tài sản tăng lên 1 đơn vị thì ROA sẽ giảm 0,127376 đơn vị.
Từ kết quả này, tác giả có cơ sở để giữ nguyên lập luận ban đầu rằng các cơng ty Y tế có tỷ trọng TSCĐ cao nhưng sử dụng TSCĐ khơng hiệu quả như có nhiều TSCĐ
cũ, lỗi thời, ít đầu tư TSCĐ mới, hoặc sử dụng TSCĐ khơng hết cơng suất thì sẽ dẫn đến giá trị TSCĐ nói riêng và giá trị tổng tài sản nói chung thì lớn nhưng ít tạo ra được doanh thu và lợi nhuận. Từ đó làm giảm HQKD của DN. Đây cũng là kết luận từ nhiều nghiên cứu trong và ngoài nước như Zeitun và Tian [28], Quan Minh Nhựt và Lý Thị Phương Thảo [8], Nguyễn Văn Linh và Đặng Ngọc Hùng [6], Nguyễn Lê Thanh Tuyền [16], Huỳnh Thị Tuyết Phượng [9], Nghiêm Thị Thà và Phạm Duy Khánh [11],...
Kết luận chương 3
Trong chương 3, tác giả đã trình bày rất cụ thể và chi tiết về kết quả nghiên cứu của đề tài bao gồm kết quả thống kê mơ tả, kết quả phân tích tương quan, kết quả phân tích hồi quy bằng ba mơ hình lần lượt là Pooled OLS, FEM và REM, kết quả các kiểm định để lựa chọn mơ hình hồi quy phù hợp. Trong đó, mơ hình FEM được xem là phù hợp nhất đối với dữ liệu nghiên cứu của đề tài. Tiếp theo, tác giả mô tả kết quả kiểm tra và phương pháp khắc phục các khuyết tật của mơ hình FEM bao gồm hiện tượng phương sai sai số thay đổi, tự tương quan và đa cộng tuyến. Mơ hình nghiên cứu cuối cùng cho thấy trong số các biến độc lập thì quy mơ DN, CTV, số vịng quay tài sản và cấu trúc tài sản là các nhân tố có tác động đến biến phụ thuộc. Trong đó, quy mơ DN và số vịng quay tài sản là có tác động tích cực cịn CTV và cấu trúc tài sản thì có tác động tiêu cực đến ROA. Các biến còn lại như tốc độ tăng trưởng, khả năng thanh tốn hay thời gian hoạt động được tìm thấy khơng có tác động đến HQKD. Phần cuối của chương này, tác giả bàn luận về kết quả nghiên cứu vừa tìm được và so sánh với các nghiên cứu đã được thực hiện từ trước đến nay.
CHƯƠNG 4. KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ
4.1. Kết luận chung về kết quả nghiên cứu
Như đã đề cập ở lời mở đầu, mục tiêu nghiên cứu của đề tài là nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến HQKD của các công ty ngành Y tế trên TTCK Việt Nam. Khi mục tiêu tổng quát đó được cụ thể hóa thành hai mục tiêu cụ thể thì nghiên cứu này cũng đã đạt được tất cả các mục tiêu cụ thể đề ra. Chi tiết như sau:
- Thứ nhất, mục tiêu xác định các nhân tố ảnh hưởng đến HQKD của các công ty ngành Y tế trên TTCK Việt Nam. Thơng qua kết quả phân tích định lượng ở chương 3, nghiên cứu đã chỉ ra được trong số 7 nhân tố độc lập được đưa vào mơ hình thì có 4 nhân tố có ảnh hưởng đến HQKD của các công ty ngành Y tế trên TTCK Việt Nam bao gồm: quy mơ DN, CTV, số vịng quay tài sản và cấu trúc tài sản.
- Thứ hai, mục tiêu đo lường mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố đến HQKD của các công ty ngành Y tế trên TTCK Việt Nam. Cũng từ kết quả nghiên cứu của chương 3, nghiên cứu đã chỉ ra được chiều hướng tác động và mức độ ảnh hưởng cụ thể của từng nhân tố đến HQKD của các DN này. Cụ thể:
+ Quy mơ DN có tác động tích cực đến HQKD, nếu quy mơ DN (tính bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản) tăng 1 đơn vị thì ROA tăng 0,0786963 đơn vị.
+ CTV có tác động tiêu cực đến HQKD, khi CTV hay hệ số NPT trên tổng nguồn vốn tăng lên 1 đơn vị thì ROA sẽ giảm đi 0,0678915 đơn vị.
+ Số vịng quay tài sản có tác động tích cực đến HQKD, khi số vịng quay tài sản tăng 1 đơn vị thì ROA tăng 0,0650472 đơn vị.
+ Cấu trúc tài sản có tác động tiêu cực đến HQKD, khi cấu trúc tài sản hay nói cụ thể là tỷ trọng của TSCĐ trong tổng tài sản tăng lên 1 đơn vị thì ROA sẽ giảm 0,127376 đơn vị.
Bên cạnh việc giải quyết được các mục tiêu nghiên cứu đề ra, đề tài cũng đã kiểm định được các giả thuyết được đặt ra ở chương 2, trong đó có 4 giả thuyết được chấp nhận và có 3 giả thuyết bị bác bỏ. Kết quả kiểm định các giả thiết được trình bày ở bảng 4.1.
Bảng 4.1. Tổng hợp kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Giả
thuyết Nội dung giả thuyết Kết quả
H1 Quy mơ DN có tác động tích cực đến HQKD của các công ty ngành Y tế trên TTCK Việt Nam.
Chấp nhận
H2 CTV có tác động tiêu cực đến HQKD của các công ty
ngành Y tế trên TTCK Việt Nam.
Chấp nhận
H3 Khả năng thanh tốn có tác động tiêu cực đến HQKD
của các công ty ngành Y tế trên TTCK Việt Nam. Bác bỏ
H4 Tốc độ tăng trưởng có tác động tích cực đến HQKD
của các công ty ngành Y tế trên TTCK Việt Nam. Bác bỏ
H5 Số vịng quay tài sản có tác động tích cực đến HQKD
của các cơng ty ngành Y tế trên TTCK Việt Nam.
Chấp nhận H6 Thời gian hoạt động có tác động tích cực đến HQKD
của các công ty ngành Y tế trên TTCK Việt Nam. Bác bỏ
H7 Cấu trúc tài sản có tác động tiêu cực đến HQKD của các công ty ngành Y tế trên TTCK Việt Nam.
Chấp nhận
(Nguồn: Tác giả tự tổng hợp)
4.2. Một số hàm ý quản trị
4.2.1. Đối với nhân tố quy mơ doanh nghiệp
Như đã trình bày ở những nội dung trước, quy mơ DN được tìm thấy có tác động tích cực đến HQKD của các cơng ty ngành Y tế trên TTCK Việt Nam giai đoạn 2016- 2020. Dễ hiểu rằng các DN có quy mơ lớn sẽ có tiềm lực sản xuất lớn, vì vậy sẽ tận dụng được lợi thế về quy mô để sản xuất nhiều hơn với chi phí rẻ hơn. Bên cạnh đó, DN có quy mơ lớn cũng thường có nguồn tài chính vững vàng, chủ động được trong việc tìm kiếm các dự án sinh lời cao hay thị trường mới. Đồng thời, các DN này cũng dễ tạo được