CHƯƠNG II CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC
CHƯƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Chương này trình bày kết quả nghiên cứu thu được từ quá trình phân tích số liệu của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2011 – 2014 thông qua phần mềm xử lý thống kê Stata. Kết quả được trình bày dưới dạng thống kê mô tả, kiểm định tương quan và hồi quy tuyến tính các biến trong mô hình nghiên cứu. Sau đó tác giả nhận xét và phân tích kết quả thu thập được.
Với dữ những liệu được thu thập gồm có 80 công ty trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Dữ liệu được nghiên cứu trong thời gian từ 2011 đến năm 2014 gồm có 80x4=320 mẫu quan sát được tác giả tập hợp lại theo dạng dữ liệu chéo gộp chung.
4.1 Phân tích thống kê mô tả giữa các biến trong mô hình
Dữ liệu được trình bày dưới dạng bảng thống kê mô tả, biến độc lập và biến phụ thuộc sẽ được mô tả các nội dung sau: tên biến, ý nghĩa biến, số mẫu quan sát, giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn nhất, trung bình cộng, độ lệch chuẩn.
Bảng 4.1. Bảng thống kê mô tả giữ các biến trong mô hình Tên biến Mẫu quan
sát Trung bình Độ lệch chuẩn
Giá trị nhỏ nhất
Giá trị lớn nhất
ROA 320 7.1065 7.313863 -11.88 35.14144
DE 320 1.54292 1.312427 0.06966 8.013637
SIZE 320 14.43278 1.008376 12.31 16.95
TANG 320 3.083135 4.028313 -0.84383 31.72425
GROWT 320 0.378121 1.999437 -0.6844 35.69601
RISK 320 11.0865 1.075886 9.659753 14.99011
AGE 320 1.517819 0.558402 0 2.6391
Nguồn: Kết quả phân tích Stata từ số liệu thu thập Thông qua kết quả trình bày ở Bảng 4.1, cho thấy hiệu quả kinh doanh (ROA) được tính bằng lợi nhuận trên tổng tài sản từ các công niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2011– 2014 có giá trị trung bình là 7,1560% . Nghiên cứu trong nước gần đây cũng cho thấy hiệu quả kinh doanh ở mỗi công ty, lĩnh vực không giống nhau như: trong bài nghiên cứu của Lê Nguyễn Thanh Tuyền(
2013), có tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản là 8.799%, nhưng trong nghiên cứu của Đỗ Dương Thanh Ngọc (2011) có tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản là 4.850%.
Tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu được tính bằng tổng nợ chia vốn chủ sở hữu.
Tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu của các công ty được niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Việt Nam có giá trị trung bình là 1,5429, chứng tỏ các công ty đã sử dụng nợ nhiều hơn vốn chủ sở hữu trong quá trình hoạt động.
Quy mô của công ty được tính bằng cách lấy logarit của tổng tài sản, quy mô công ty có giá trị trung bình nằm ở khoảng 14,4 công ty có quy mô thấp nhất là 12,3 và công ty có giá trị quy mô cao nhất là 16,95.
Đầu tư tài sản cố định của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu có giá trị thấp nhất là -0,84383, có giá trị trung bình là 3.083135. Và cao nhất là 31.72425 . Điều này cho thấy có một số công ty có nguồn đầu tư vào tài sản cố định cao.
Tốc độ tăng trưởng của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2011-2014 có giá trị trung bình là 0.378121, tốc độ tăng trưởng cao nhất là 35.69601, thấp nhất là -0.6844. Ta thấy được có một số công ty có tốc độ tăng trưởng cao.
Rủi ro kinh doanh của doanh nghiệp được đo bằng cách lấy logarit độ lệch chuẩn của dòng tiền. Qua bảng thống kê mô tả, ta thấy được doanh nghiệp có mức rủi ro trung bình là 11.0865, cao nhất là 14.99011 và thấp nhất là 11.0865.
Thời gian hoạt động của công ty được tính bằng cách lấy logarit số năm từ khi công ty bắt đầu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, độ tuổi nhỏ nhất là 0, trung bình là 1.517819 và lớn nhất là 2.6391.
4.2. Phân tích tương quan Pearson giữa các biến.
Phân tích tương quan là một phép phân tích được dùng để lượng hóa mức độ chặt chẽ mối liên hệ giữa các biến định lượng trong mô hình nghiên cứu. Hệ số tương quan giải thích mối quan hệ giữa hai biến. Nó cho thấy sự thay đổi của biến này là do sự thay đổi của biến khác (Kohler, 1994). Hệ số tương quan có giá trị từ - 1 đến 1. Trị tuyệt đối của hệ số càng gần 1 thể hiện mối tương quan càng cao. Giá trị âm thể hiện mối tương quan ngược chiều (Nguyễn Trọng Hoài và ctg, 2009).
Bảng 4.2 cho thấy ma trận phân tích hệ số tương quan Pearson. Phân tích này giúp xác định các mối quan hệ tồn tại giữa các biến độc lập hoặc giải thích.
Bảng 4.2: Hệ số tương quan Pearson
ROA DE SIZE TANG GROWTH RISK AGE
ROA 1
DE -0.5428 1
SIZE 0.0675 0.2425 1
TANG 0.1016 -0.1238 -0.0642 1
GROWTH 0.0457 -0.0257 0.0048 -0.0375 1 RISK 0.0849 -0.0273 -0.0143 0.0234 -0.002 1 AGE -0.0263 -0.006 -0.1171 0.0285 0.0357 0.0555 1 Nguồn: Kết quả phân tích Stata từ số liệu thu thập
Dựa vào hệ số tương quan Pearson trong bảng 4.2, tác giả tiến hành phân tích mối tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình xem có tương quan mạnh hay yếu để từ đó xem có dấu hiệu đa cộng tuyến hay không.
Biến DE có mối tương quan âm với biến ROA có nghĩa là các công ty sử dụng nợ càng nhiều thì hiệu quả hoạt động kinh doanh càng giảm.
Biến SIZE có mối tương quan dương ROA có nghĩa là qui mô công ty càng lớn thì hiệu quả kinh doanh càng cao.
Biến TANG có mối tương quan dương ROA có nghĩa là đầu tư vào tài sản cố định càng nhiều thì hiệu quả hoạt động kinh doanh càng cao.
Biến RISK có mối tương quan dương ROA có nghĩa là rủi ro kinh doanh càng cao thì hiệu quả hoạt động kinh doanh càng cao.
Biến GROWTH có mối tương quan dương ROA có nghĩa là tốc độ tăng trưởng công ty càng lớn thì hiệu quả hoạt động kinh doanh càng cao.
Biến AGE có mối tương quan âm ROA có nghĩa là thời gian hoạt động của công ty càng lâu thì hiệu quả hoạt động kinh doanh cũng không cao.
Bên cạnh đó ta thấy có mối tương quan giữa các biến độc lập, ta thấy hệ số tương quan giữa các biến độc lập thấp, nên khó có thể xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Tuy nhiên để xem có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các
biến độc lập hay không thì cần phải kiểm định.Vấn đề này sẽ được kiểm định trong phần tiếp theo.
4.3. Phân tích hồi qui
Tác giả tiến hành thực hiện hồi quy Pooled OLS và Fixed effect, sau đó thực hiện kiểm định F về sự bằng nhau hệ số chặn giữa các công ty.
Bảng 4.3 Kết quả chạy mô hình hồi quy Pooled OLS :
ROA Coef. Std. Err. t P>t
DE -3.26685 0.264813 -12.34 0.000
SIZE 1.536837 0.344776 4.46 0.000
TANG 0.077098 0.083888 0.92 0.359
GROWTH 0.116301 0.167711 0.69 0.489
RISK 0.486875 0.311715 1.56 0.119
AGE -0.14824 0.605163 -0.24 0.807
_cons -15.4883 6.147255 -2.52 0.012
Nguồn: Kết quả từ phần mềm STATA Bảng 4.4 Kết quả chạy mô hình fixed effect:
ROA Coef. Std. Err. t P>t
DE -2.10173 0.284196 -7.4 0.000
SIZE -0.35084 0.883799 -0.4 0.692
TANG 0.422603 0.116182 3.64 0.000
GROWTH -0.03288 0.07739 -0.42 0.671
RISK -1.38473 0.657307 -2.11 0.036
AGE 4.176822 0.533055 7.84 0.000
_cons 23.13462 14.36061 1.61 0.109
Kiểm định F cho mô hình fixed và Pooled
OLS 0.000
Nguồn: Kết quả từ phần mềm STATA
Kết quả cho thấy mô hình Pooled OLS không phù hợp đối với dữ liệu nghiên cứu của tác giả. Tác giả tiếp tục sử dụng mô hình Random effect và sử dụng kiểm định Hausman để tìm ra mô hình phù hợp nhất:
Bảng 4.5 Mô hình Random effect:
ROA Coef. Std. Err. z P>z
DE -2.52249 0.258956 -9.74 0.000
SIZE 0.697569 0.539568 1.29 0.196
TANG 0.308841 0.098741 3.13 0.002
GROWTH -0.01148 0.081023 -0.14 0.887
RISK -0.45086 0.453546 -0.99 0.320
AGE 3.927045 0.4721 8.32 0.000
_cons -0.97932 9.329482 -0.1 0.916
Nguồn: Kết quả từ phần mềm STATA Kết quả kiểm định Hausman:
(V_b-V_B is not positive definite) Prob>chi2 = 0.0000 = 165.30
chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) Test: Ho: difference in coefficients not systematic
Nguồn: Kết quả từ phần mềm STATA
Với p-value bằng 0.000 nhỏ hơn 0.05 cho thấy mô hình Fixed effect phù hợp cho việc phân tích của tác giả.
Kiểm định tự tương quan của mô hình
Prob > F = 0.1612 F( 1, 79) = 2.000 H0: no first-order autocorrelation
Wooldridge test for autocorrelation in panel data
Nguồn: Kết quả từ phần mềm STATA
Kết quả kiểm định với p-value bằng 0.1612 lớn hơn 0.05 cho thấy mô hình không tồn tại tự tương quan.
Kiểm định phương sai thay đổi
Prob>chi2 = 0.0000 chi2 (80) = 1.2e+09
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
Nguồn: Kết quả từ phần mềm STATA
Kết quả kiểm định với p-value bằng 0.000 nhỏ hơn 0.05 cho thấy mô hình tồn tại phương sai thay đổi. Để khắc phục các khuyết tật tác giả tiến hành chạy mô hình hiệu chỉnh sai số robustness:
Bảng 4.7 Kết quả mô hình hiệu chỉnh sai số:
ROA Coef. Robust Std. Err. t P>t
DE -2.10173 0.253225 -8.3 0.000
SIZE -0.35084 0.944175 -0.37 0.711
TANG 0.422603 0.152036 2.78 0.007
GROWTH -0.03288 0.046937 -0.7 0.486
RISK -1.38473 0.585267 -2.37 0.020
AGE 4.176822 0.49726 8.4 0.000
_cons 23.13462 13.55621 1.71 0.092
R2 0.5014
VIF VIF<10
Nguồn: Kết quả từ phần mềm STATA
Kết quả cho thấy các biến DE, TANG, RISK và AGE có tác động lên ROA.
Trong đó DE và RISK có tác động ngược chiều lên ROA (một trong 2 yếu tố này tăng sẽ làm cho ROA giảm và ngược lại. TANG và AGE có tác động cùng chiều lên ROA (một trong 2 biến này tăng sẽ làm cho ROA tăng theo và ngược lại) ; Hai biến SIZE và GROWTH đều không có tác động lên ROA (giá trị p-value đều lớn hơn 0.05)
Với R-square bằng 0.5015 cho thấy mô hình giải thích được 50.14% sự thay đổi của ROA thông qua các biến nghiên cứu.
Hệ số xác định R2 hiệu chỉnh (Adjusted R Square) = 0.5015, kết quả này giải thích được 50.14% sự thay đổi của ROA thông qua các biến nghiên cứu.
Việc dùng thêm hệ số Hệ số xác định R2 hiệu chỉnh để xem mô hình hồi quy có bị thổi phồng lên qua Hệ số xác định R2 không. Vì Hệ số xác định R2 sẽ tăng khi đưa thêm biến độc lập vào mô hình nên dùng Hệ số xác định hiệu chỉnh sẽ an toàn hơn khi đánh giá độ phù hợp của mô hình.
4.4. Phân tích các biến có ý nghĩa
Dựa vào kết quả hồi quy ở bảng 4.7 cho thấy có 4 trong 6 yếu tố tác động đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, trong đó có 1 yếu tố được sử dụng là yếu tố tài chính tác động mạnh đến hiệu quả kinh doanh là Tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu, còn lại 3 yếu tố cũng góp phần tác động đến hiệu quả kinh doanh, bao gồm: Đầu tư tài sản cố định (TANG),rủi ro kinh doanh (RISK) và thời gian hoạt động của công ty (AGE).
Như vậy, mô hình chuẩn hóa được viết lại như sau:
ROA = -2.10173 DE + 0.422603 TANG -1.38473 RISK + 4.176822 AGE 4.4.1 Tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu
Giả thuyết 4: Tỷ lệ nợ có tác động âm đến hiệu quả hoạt động kinh doanh.
Kết quả hồi quy bảng 4.7 cho thấy Hệ số chặn β1 = -2.10173, cho biết trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi Tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu tăng 1 đơn vị thì dòng hiệu quả kinh doanh của công ty giảm xuống 2.10173 đơn vị và ngược lại.
Giá trị p -value = 0.000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%. Chứng tỏ giả thuyết đưa ra phù hợp với kết quả nghiên cứu.
Như vậy nghĩa là Tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu có mối tương quan âm với HQHĐ KD của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2011 – 2014. Tỷ số này thấp hơn 1 nghĩa là doanh nghiệp sử dụng nợ ít hơn vốn chủ sở hữu để tài trợ cho tài sản. Điều này có mặt tích cực là khả năng tự chủ tài chính và khả năng còn được vay nợ của doanh nghiệp cao. Ngược lại, tỷ số này lớn hơn 1 có nghĩa là doanh nghiệp sử dụng nhiều nợ hơn là sử dụng vốn chủ sở hữu để tài trợ cho tài sản. Điều này khiến cho thấy doanh nghiệp quá phụ thuộc vào nợ vay, khả năng tự chủ tài chính cũng như khả năng còn được vay nợ của doanh nghiệp thấp. Điều này ảnh hưởng rất lớn tới HQHĐ KD.
Điều này giống với kết quả nghiên cứu của Zeitun và Tian (2007), Onaolapo và Kajola (2010), Fozia Memon (2012), Nghiên cứu của Fozia Memon, Niaz Ahmed Bhutto and Ghulam Abbas (2012), tỷ lệ nợ có tác động ngược chiều với hiệu quả kinh doanh.
Nhưng theo nghiên cứu của Dimitris Maria Psillaki (2007) tỷ lệ nợ có tác động dương đến HQKD ở mức có tỷ lệ nợ trung bình.
4.4.2. Đầu tư vào tài sản cố định
Giả thuyết 3 : Đầu tư tài sản cố định tác động âm đến hiệu quả hoạt động kinh doanh.
Theo kết quả hồi quy ở bảng 4.7 cho thấy Hệ số chặn β4 = 0.422603, cho biết trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi đầu tư tài sản cố định tăng 1 đơn vị thì hiệu quả hoạt động kinh doanh của công ty tăng lên 0.422603 đơn vị và ngược lại.
Giá trị p -value = 0.007 nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%. Giả thuyết đưa ra không phù hợp với kết quả nghiên cứu.
Theo kết quả này thì đầu tư tài sản cố định của công ty có mối tương quan dương HQHĐ KD của các công ty của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2011 – 2014. Các công ty đầu tư vào tài sản cố định càng nhiều thì HQHĐ KD càng cao. Điều này trái với nghiên cứu của Nghiên cứu của Fozia Memon, Niaz Ahmed Bhutto and Ghulam Abbas (2012) và Onaolapo và Kajola (2010).
4.4.3. Rủi ro kinh doanh
Giả thuyết 5 : Rủi ro kinh doanh tác động âm đến hiệu quả hoạt động kinh doanh Theo kết quả hồi quy ở bảng 4. cho thấy Hệ số chặn β6 = -1.38473, cho biết trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi rủi ro kinh doanh giảm 1 đơn vị thì hiệu quả hoạt động kinh doanh của công ty tăng lên 1.38473đơn vị và ngược lại.
Giá trị p -value = 0.020 nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%. Giả thuyết đưa ra không phù hợp với kết quả nghiên cứu.
Theo kết quả này thì rủi ro kinh doanh của công ty có mối tương quan âm HQHĐ KD của các công ty của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán
Việt Nam trong giai đoạn 2011 – 2014. Các nhà quản lý công ty giảm thiểu được rủi ro kinh doanh thì HQHĐ KD càng cao. Điều này phù hợp với nghiên cứu của Nghiên cứu của Fozia Memon, Niaz Ahmed Bhutto and Ghulam Abbas (2012) và Onaolapo và Kajola (2010).
4.4.4. Thời gian hoạt động kinh doanh
Giả thuyết 6: Thời gian hoạt động của doanh nghiệp tác động dương đến hiệu quả hoạt động kinh doanh.
Theo kết quả hồi quy ở bảng 4.7 cho thấy Hệ số chặn β5 = -1.38473, cho biết trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi rủi ro kinh doanh giảm 1 đơn vị thì hiệu quả hoạt động kinh doanh của công ty tăng lên 1.38473 đơn vị và ngược lại.
Giá trị p -value = 0.000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%. Giả thuyết đưa ra không phù hợp với kết quả nghiên cứu.
Theo kết quả này thì thời gian hoạt động của doanh nghiệp càng lâu thì hiệu quả hoạt động kinh doanh càng hiệu quả. Nghiên cứu này phù hợp với nghiên cứu Onaolapo và Kajola (2010).
4.5. Phân tích các biến không có ý nghĩa 4.5.1. Tốc độ tăng trưởng (GROWTH)
Giả thuyết 2: Tốc độ tăng trưởng doanh nghiệp tác động dương đến hiệu quả hoạt động kinh doanh
Qua kết quả hồi quy cho thấy Hệ số chặn β2=-0.03288, cho biết trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tốc độ tăng trưởng của công ty tăng 1 đơn vị thì HQHĐ kinh doanh của công ty giảm 0.03288 đơn vị và ngược lại. Giá trị p - value =0.486 lớn hơn mức ý nghĩa 5%. Bác bỏ giả thuyết nghiên cứu đưa ra.
Điều này cho thấy tốc độ tăng trưởng của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn này không có mối tương quan với hiệu quả hoạt động kinh doanh, Kết quả này khác với các nghiên cứu trước đây của các nước trên thế giới, Việt Nam. Trong bài nghiên cứu của Zeitun và Tian (2007), cho rằng tốc độ tăng trưởng của công ty có tác động tích cực đến HQHĐ KD của công ty. Vì vậy, các công ty có tốc độ tăng trưởng cao hay thấp thì không ảnh hưởng đến HQHĐ KD.
4.5.2. Qui mô công ty (SIZE)
Giả thuyết 1: Qui mô doanh nghiệp có tác động dương đến hiệu quả hoạt động kinh doanh
Theo kết quả hồi quy ở bảng 4.7 cho thấy Giá trị p - value = 0.711 lớn hơn mức ý nghĩa 5% nên bác bỏ giả thuyết nghiên cứu đưa ra.
Điều này cho thấy rằng Qui mô của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt nam trong giai đoạn 2011 – 2014 không có tác động đến HQHĐ KD.
Kết quả này giống với nghiên cứu ở Việt Nam của Nguyễn văn Duy, Đào Trung Kiên, Nguyễn Thị Hằng, Đào thị Hương (2013), Nguyễn Quốc Nghi và Mai Văn Nam, Lê Nguyễn Thanh Tuyền (2011), Đỗ Dương Thanh Ngọc (2013). Nhưng khác với các nghiên cứu trước đây của các nước trên thế giới của Zeitun và Tian (2007), Onaolapo và Kajola (2010) là qui mô công ty có quan hệ cùng chiều với HQHĐ KD.
Kết luận chương 4
Thông qua các bước kiểm định mô hình và kết quả hồi quy cho thấy rằng mô hình nghiên cứu đề xuất phù hợp với dữ liệu mà tác giả đã thu thập trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2011 – 2014. Kết quả các biến trong mô hình nghiên cứu cũng đã giải thích được 50.14% sự biến thiên của hiệu quả hoạt động kinh doanh của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán TPHCM.
Trong đó biến:
Tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu (DE), rủi ro kinh doanh (RISK) có tác động tiêu cực đến hiệu quả hoạt động kinh doanh.
Đầu tư tài sản cố định(TANG) và thời gian hoạt động của công ty(AGE) có tác động tích cực tới hiệu quả hoạt động kinh doanh.
Riêng Quy mô công ty (SIZE), Tốc độ tăng trưởng(GROWTH) không có tác động đến hiệu quả hoạt động kinh doanh.
Kết quả hồi quy cũng chứng minh được một vài điểm mới mà các nghiên cứu trước đây ở Việt Nam chưa được xem xét là:
Nói chung, Nợ ( bao gồm nợ dài hạn và nợ nắn hạn) trong các công ty càng cao thì hiệu quả kinh doanh càng thấp, rủi ro kinh doanh càng cao thì thấy được hiệu quả kinh doanh càng giảm. Công ty có thời gian hoạt động lâu năm và đầu tư tài sản cố định cao thì có hiệu quả kinh doanh tốt.