Tải bản đầy đủ - 0 (trang)
Các doanh nghiệp vật liệu xây dựng niêm yết trên sàn chứng Hà Nội và thành phố Hồ Chí Minh là những doanh nghiệp thuộc nhóm ngành công nghiệp chế biến, chế tạo: mã ngành cấp 1 là C, mã ngành cấp 2 là 23, 24, 25 theo tiêu chuẩn hệ thống ngành kinh tế Việt

Các doanh nghiệp vật liệu xây dựng niêm yết trên sàn chứng Hà Nội và thành phố Hồ Chí Minh là những doanh nghiệp thuộc nhóm ngành công nghiệp chế biến, chế tạo: mã ngành cấp 1 là C, mã ngành cấp 2 là 23, 24, 25 theo tiêu chuẩn hệ thống ngành kinh tế Việt

Tải bản đầy đủ - 0trang

41



tiền ra để xây dựng nhà cửa, chính phủ khơng mở rộng đầu tư vào các cơng

trình cơ sở hạ tầng…

Để đánh giá kết quả hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp vật liệu

xây dựng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam cần xem xét các chỉ

tiêu phản ánh hiệu quả kinh doanh các các doanh nghiệp này qua các năm như

sau:

Bảng 2.1. Chỉ tiêu phản ánh hiệu quả kinh doanh của các DN ngành vật

liệu xây dựng niêm yết trên TTCK VN



Năm



2008 2009 2010 2011 2012



2013



2014



2015



2016



Chỉ tiêu

ROA (%)



8



5



3



2



0



0



3



4



6



ROE (%)



28



17



12



7



1



-1



10



14



17



Nguồn: http://www.cophieu68.vn

Từ số liệu bảng trên, có thể thấy sự tăng trưởng của nhóm ngành vật liệu

xây dựng gắn liền với sự tăng trưởng và suy thoái của nền kinh tế. Giai đoạn

năm 2008 – 2011, mức sinh lời ROA và ROE của các doanh nghiệp ngành vật

liệu xây dựng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam có xu hướng

giảm dần. Cao điểm của giai đoạn khủng hoảng kinh tế, năm 2012-2013 con

số này bằng 0 và âm chứng tỏ hiệu quả kinh doanh nói chung của các doanh

nghiệp không tốt. Tuy nhiên, từ năm 2014 đến 2016, với sự ấm dần của thị

trường bất động sản và sự hồi phục trong xây dựng dân dụng cũng như xây

dựng cơng nghiệp đã góp phần cải thiện về sản lượng đầu ra của các doanh

nghiệp nhóm ngành vật liệu xây dựng. Bên cạnh đó, việc mặt bằng lãi suất

thấp trong giai đoạn này cũng là một yếu tố thuận lợi thúc đẩy doanh thu và



42



lợi nhuận của một số công ty vật liệu xây dựng tăng kéo theo mức sinh lời

ROA và ROE trong các năm này tăng lên.

2.2. THIẾT KẾ NGHIÊN CỨU

2.2.1. Phương pháp nghiên cứu

Nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng (panel data

regression) cho mẫu nghiên cứu gồm 35 công ty cổ phần niêm yết trên sàn

giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) và sàn giao dịch

chứng khốn Hà Nội (HNX) với dữ liệu thu thập từ năm 2014 đến năm 2016.

Từ số liệu thu thập được thông qua các báo cáo tài chính của doanh nghiệp,

đề tài tiến hành phân tích dựa trên phương pháp nghiên cứu định lượng giải

quyết và trả lời những câu hỏi nghiên cứu đã nêu ở chương 1 và từ đó đạt

được mục tiêu nghiên cứu đã đề ra ban đầu.

Đề tài sử dụng phần mềm phần tích định lượng Stata để thực hiện các

bước nghiên cứu. Nghiên cứu tiến hành phân tích dữ liệu qua các bước:

- Phân tích thống kê mơ tả các biến trong mơ hình nhằm có những cái

nhìn ban đầu về cơ sở dữ liệu.

- Phân tích mối tương quan giữa các biến trong mơ hình và từ đó xem

xét vấn đề có đa cộng tuyến hay khơng.

- Chạy mơ hình hồi quy đa biến: Mơ hình hồi quy theo phương pháp

Pooled OLS, mơ hình tác động cố định (FEM) và mơ hình tác động ngẫu

nhiên (REM).

- Dùng kiểm định Hausman để chọn mơ hình tối ưu giữa FEM và REM.

- Sử dụng các kiểm định để tìm ra những khuyết điểm của mơ hình.

- Khắc phục các khuyết điểm trong mơ hình (nếu có) để đưa ra mơ hình

phù hợp nhất.

Dữ liệu dạng bảng là mở rộng của dữ liệu chéo theo thời gian nên cung

cấp nhiều thông tin của cùng một đối tượng hơn, đồng thời giảm hiện tượng



43



tương quan trong các biến của mô hình và sẽ là hiệu quả hơn cho việc xử lý

các mơ hình. Ngồi ra, theo Gujarati và Porter (2004) việc kết hợp dữ liệu của

nhiều đối tượng nghiên cứu khác nhau lại sẽ làm cho số quan sát tăng lên

đáng kể, và nó sẽ làm giảm sai số ngẫu nhiên có thể xảy ra cho việc phân tích

các mơ hình.

Phương pháp hồi quy phổ biến nhất cho dữ liệu bảng là mơ hình hồi quy

tuyến tính thơng thường (Pooled OLS), mơ hình hồi quy tác động cố định

(Fixed Effect Model) và mơ hình hồi quy tác động ngẫu nhiên (Ramdom

Effect Model).

a. Mơ hình hồi quy Pooled – OLS: Hồi quy kết hợp tất cả các quan sát

Mơ hình được viết như sau:

Yit = α1 + β1X1it +...+ βkXkit + Uit

Trong đó:

Yit: Biến phụ thuộc của quan sát i trong thời kỳ t

X1it, … Xkit: Biến độc lập của quan sát i trong thời kỳ t

Với mỗi đơn vị chéo, εi là yếu tố không quan sát được và không thay đổi

theo thời gian, nó đặc trưng cho mỗi đơn vị chéo. Nếu εi tương quan với bất

kỳ biến Xt nào thì ước lượng hồi quy từ hồi quy Y theo Xt sẽ bị ảnh hưởng

chéo bởi những nhân tố khơng đồng nhất khơng quan sát được. Thậm chí,

nếu εi khơng tương quan với bất kỳ một biến giải thích nào thì sự có mặt của

nó cũng làm cho cho các ước lượng OLS không hiệu quả và sai số tiêu chuẩn

khơng có hiệu lực.

Mơ hình này có nhược điểm là ràng buộc quá chặt về các đơn vị chéo,

điều này khó xảy ra trong thực tế. Vì vậy, để khắc phục các nhược điểm gặp

phải ở mơ hình Pooled OLS, mơ hình Fixed effect model - FEM và Ramdom

Effect Model - REM được sử dụng.



44



b. Mơ hình hồi quy tác động cố định (Fixed effect model –FEM)

Theo Gujarati và Porter (2004) mơ hình Nhân tố cố định cũng khơng bỏ

qua các ảnh hưởng theo thời gian và không gian. Tuy nhiên trong mơ hình này

thì ngoại trừ hệ số độ dốc của từng biến là không đổi nhưng tung độc gốc của

mỗi đơn vị chéo thay đổi được. Mô hình nhân tố cố định khơng cần sử dụng

biến giả để biểu thị cho những ảnh hưởng theo không gian và thời gian.

Như vậy mơ hình có thể viết lại như sau:

YiT = α1i + α 2X2iT + α 3 X3it + ….+ α k XkiT + Uit

Trong đó i là biểu thị cho đơn vị thứ i và t biểu thị cho thời đoạn thứ t.

Mơ hình ảnh hưởng cố định không bỏ qua các ảnh hưởng theo chuỗi thời

gian và các đơn vị chéo, nghĩa là tung độ gốc của mỗi đơn vị chéo thay đổi

nhưng vẫn giả định độ dốc cố định cho từng biến. Như vậy, những đặc điểm

cá nhân riêng biệt của từng chủ thể theo không gian là để cho tung độ gốc

thay đổi nhưng vẫn giả định rằng các hệ số độ dốc là hằng số. Những ảnh

hưởng làm thay đổi tung độ gốc có thể là những ảnh hưởng riêng biệt của

từng chủ thể, như nếu là doanh nghiệp thì đó là cách quản lý hay phong cách

quản lý, triết lý quản lý … Tung độ gốc có thể khác nhau giữa các chủ thể

nhưng không thay đổi theo thời gian.

c. Mô hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (Ramdom Effect ModelREM)

Theo Gujarati và Porter (2004), trong mơ hình REM thì những yếu tố

khơng quan sát được thì coi như là kết quả của những biến ngẫu nhiên. Ý

tưởng của mơ hình bắt đầu từ phương trình của mơ hình FEM :

YiT = α1i + α 2X2iT + α 3 X3it + ….+ α k XkiT + Uit

Tuy nhiên thay vì coi α1i như là một hằng số, ta giả định rằng đây là một

biến ngẫu nhiên có giá trị trung bình là α1 (Khơng có ký hiệu dưới dòng i ở

đây). Và giá trị tung độ gốc đối với một chủ thể đơn lẻ có thể được biểu thị



45



như sau: α1i = α1 + εi với i=1,2,3, …..,N và εi là sai số ngẫu nhiên có giá trị

trung bình là 0.

Khác với mơ hình FEM, mơ hình REM còn thêm giả định là các tác

động không quan sát được không tương quan với tất cả các biến độc lập.

d. Lựa chọn mơ hình

Theo Gujarati và Porter (2004) mơ hình REM giúp cho nghiên việc

nghiên cứu kiểm sốt những tác động khơng quan sát được mà những đơn vị

chéo khác nhau nhưng không đổi theo thời gian. Những ảnh hưởng không

quan sát được như đặc thù doanh nghiệp chẳng hạn như chính sách, nguồn

nhân lực…. Tuy nghiên nếu không giữ giả định tác động cố định không tương

quan với các biến giải thích thì mơ hình hồi quy tác động cố định lại có thể

phù hợp hơn. Giả định này được kiểm tra bằng kiểm định Hausman. Nếu giả

định ảnh hưởng ngẫu nhiên là đúng, ước lượng tác động ngẫu nhiên hiệu quả

hơn mơ hình ảnh hưởng cố định. Kiểm định Hausman được tiến hành để kiểm

tra liệu mơ hình FEM hay REM là phù hợp hơn, với giả thuyết:

Ho : Các tác động của biến không quan sát không tương quan với các

biến độc lập.

H1 : Các tác động của biến khơng quan sát có tương quan với các biến

độc lập.

Sử dụng giá trị P-value để chấp nhận hay loại bỏ giả thuyết H o. Theo đó

nếu p-value<0.05 thì bác bỏ giả thuyết Ho: Các tác động của biến không quan

sát không tương quan với các biến độc lập. Và như vậy thì mơ hình FEM là

phù hợp hơn. Nếu p-value>=0.05 thì chấp nhận giả thuyết H o: Các tác động

của biến không quan sát không tương quan với các biến độc lập, và như vậy

thì mơ hình REM là phù hợp hơn để tiến hành nghiên cứu.

2.2.2. Mơ hình nghiên cứu

Qua tham khảo các lý thuyết và nghiên cứu trước đây, tác giả hướng đến



46



việc tìm ra mối quan hệ giữa cấu trúc vốn với hiệu quả tài chính của doanh

nghiệp. Hiệu quả tài chính của doanh nghiệp được thể hiện thơng qua nhiều

chỉ tiêu: ví dụ các chỉ tiêu thể hiện qua báo cáo tài chính của doanh nghiệp

như Tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE), Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài

sản (ROA)… thể hiện qua các nghiên cứu thực nghiệm của Abor, J., 2005, ElSayed Ebaid, I., 2009, Dawar, V. (2014). Bên cạnh đó, một số các chỉ tiêu giá

trị thị trường như Marris Tobin’s Q được áp dụng để đánh giá hiệu quả hoạt

động trong các nghiên cứu của Zeitun, R., & Tian, G.G (2014).

Sự lựa chọn các tiêu chí để đánh giá hiệu quả tài chính có thể bị ảnh

hưởng bởi mục tiêu của doanh nghiệp là lựa chọn các tiêu chí hiệu quả (thể

hiện qua các chỉ tiêu trong báo cáo tài chính hay thể hiện qua các chỉ tiêu giá

trị thị trường) cũng như tính hiệu quả của thị trường cổ phiếu, thị trường vốn.

Tại Việt Nam, thị trường vốn thường lệ thuộc vào chính sách tài chính,

tiền tệ quốc gia. Khi kinh tế vĩ mô bất ổn, lạm phát tăng cao, chính sách tài

chính – tiền tệ điều hành theo hướng thắt chặt để đạt mục tiêu kiềm chế lạm

phát, ổn định vĩ mô nên mặt bất lợi của chính sách thắt chặt có thể tác động

tiêu cực đến thị trường vốn. Có thể thấy rõ sự biến động thất thường của thị

trường chứng khoán cũng như thị trường vốn tín dụng ngân hàng, những rủi

ro tiềm ẩn từ nội tại các chủ thể tham gia thị trường, tình trạng sở hữu chéo

trong các tổ chức kinh tế. Thị trường cổ phiếu tuy đã được chú ý phát triển

song song với tiến trình cổ phần hóa doanh nghiệp nhà nước, nhưng quy mô

thị trường cổ phiếu vẫn nhỏ.

Trước thực trạng thị trường vốn còn nhiều yếu tố ảnh hưởng như ở Việt

Nam, tác giả chọn các chỉ tiêu đánh giá hiệu quả tài chính thể hiện qua báo

cáo tài chính của doanh nghiệp là chỉ tiêu hiệu suất sinh lời vốn chủ sỡ hữu ROE. Bên cạnh đó, hệ thống báo cáo tài chính của các doanh nghiệp niêm yết

trên hai Sở Giao dịch Chứng khoán đều đã được kiểm toán nên độ tin cậy khá



47



cao, phản ảnh tốt tình hình hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp.

Đại diện cho cấu trúc vốn và tỷ lệ nợ vay gồm có: tỷ lệ nợ ngắn

hạn/tổng tài sản (STD), tỷ lệ nợ dài hạn/tổng tài sản (LTD) và tỷ lệ tổng

nợ/tổng tài sản (TD). Ngoài ra, theo các nghiên cứu trước thì các biến tính

thanh khoản (LIQ), quy mơ doanh nghiệp (SIZE), tăng trưởng doanh thu

(GROW), tỷ lệ tài sản cố định hữu hình (TANG), tuổi doanh nghiệp (AGE)

cũng tác động đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp.

Từ đó, giả thuyết nghiên cứu được đề xuất như sau:

1. Theo M&M và lý thuyết chi phí đại diện, tại một mức nợ vay phù hợp

và vừa phải, hiệu quả tài chính của doanh nghiệp có quan hệ cùng chiều với tỷ

lệ nợ vay và làm giảm chi phí đại diện. Khi tỷ lệ nợ vay vượt quá mức nào đó,

hiệu quả tài chính của doanh nghiệp quan hệ nghịch biến với tỷ lệ nợ vay vì

lợi ích thu được từ vay nợ nhỏ hơn mức gia tăng chi phí đại diện. Và khi sử

dụng nợ vay cao cũng làm phát sinh chi phí kiệt quệ tài chính làm cho doanh

nghiệp có thể phá sản. Zeitun, R., & Tian, G. G. (2014) trong nghiên cứu của

mình đã có kết quả chỉ ra rằng tỷ lệ nợ có tác động ngược chiều đáng kể đến

hiệu quả tài chính của doanh nghiệp trên các chỉ tiêu của báo cáo tài chính và

yếu tố giá trị thị trường đối với các doanh nghiệp ở Jordan.

Giả thuyết 1: Cấu trúc vốn có sử dụng nhiều nợ vay (TD) sẽ tác động

ngược chiều đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp.

2. Trong nghiên cứu của Abor, J., 2005 cho thấy tỷ lệ nợ dài hạn có quan

hệ nghịch biến với hiệu quả tài chính của doanh nghiệp Ghana. Điều này

được lý giải là vì thực tế nợ dài hạn có chi phí cao hơn so với nợ dài hạn nên

làm cho hiệu quả tài chính của doanh nghiệp thấp hơn.

Giả thuyết 2: Tỷ lệ nợ dài hạn (LTD) có mối quan hệ nghịch biến với

hiệu quả tài chính của doanh nghiệp.



48



3. Trong các nghiên cứu của El-Sayed Ebaid, I.,2009; Ahmad, Z.,

Abdullah, N. M. H., & Roslan, S., 2012; Mahfuzah Salim, Dr.Raj Yadav,

2012; Zeitun, R., & Tian, G. G., 2014; Dawar, V., 2014 cho thấy tỷ lệ nợ ngắn

hạn có quan hệ nghịch biến với hiệu quả tài chính của các doanh nghiệp.

Giả thuyết 3: Nợ ngắn hạn (STD) có quan hệ nghịch biến với hiệu quả

tài chính của doanh nghiệp.

4. Dawar, V., 2014 trong nghiên cứu về hiệu quả tài chính của các doanh

nghiệp ở Ấn Độ cho thấy quy mô công ty (được đo lường bằng logarit của

tổng tài sản) có quan hệ cùng chiều với hiệu quả tài chính của doanh nghiệp.

Giả thuyết 4: Quy mô công ty (SIZE - được đo lường bằng logarit của

tổng tài sản) có quan hệ đồng biến với hiệu quả tài chính của doanh nghiệp.

5. Theo lý thuyết chi phí đại diện, một cơng ty có tài sản hữu hình có thể

dùng để thế chấp trong việc vay nợ. Do đó một cơng ty có nhiều tài sản hữu

hình thì có nhiều thuận lợi hơn trong việc vay nợ và tiếp cận các nguồn vốn,

từ đó có nguồn tài trợ cho các dự án của mình để mang lại lợi nhuận cho cơng

ty. Bên cạnh đó, một cơng ty có nhiều tài sản hữu hình cũng đồng nghĩa với

việc đã đầu tư nhiều máy móc, thiết bị để phục vụ sản xuất. Việc sử dụng máy

móc thiết bị sẽ làm tăng năng suất lao động, mang lại hiệu quả tài chính tốt

hơn. Dawar, V. (2014) và Mahfuzah Salim, Dr.Raj Yadav, (2012) trong các

nghiên cứu của mình cũng cho thấy Tài sản cố định hữu hình, Tăng trưởng

tổng tài sản có quan hệ đồng biến với hiệu quả tài chính.

Giả thuyết 5: Tài sản cố định hữu hình (TANG) được xem có tác động

cùng chiều lên hiệu quả tài chính của doanh nghiệp.

6. Abor, J., 2005 trong nghiên cứu của mình cho kết quả Tăng trưởng

doanh thu có quan hệ đồng biến với hiệu quả tài chính khi đo lường với ROE.

Trong nghiên cứu của mình, Ahmad, Z., Abdullah, N. M. H., & Roslan, S.

(2012) và Dawar, V. (2014) cho rằng Tăng trưởng doanh thu khơng có ý nghĩa



49



với ROA và ROE. Theo lý thuyết chi phí đại diện, một cơng ty có quy mơ và

mức tăng trưởng doanh thu tốt thì chi phí phá sản sẽ giảm. Do đó, trong

nghiên cứu này đặt ra giả thuyết là:

Giả thuyết 6: Tăng trưởng doanh thu (GROW) có quan hệ đồng biến

với hiệu quả tài chính của doanh nghiệp.

7. Dawar, V., 2014 trong nghiên cứu của mình đối với các doanh nghiệp

Ấn Độ cho kết quả rằng tính thanh khoản có quan hệ đồng biến với hiệu quả

tài chính của doanh nghiệp. Nguyên nhân được giải thích rằng với nguồn vốn

lưu động sẵn có, doanh nghiệp sẽ tận dụng tốt các cơ hội đầu tư với chi phí

thấp hơn so với vốn vay.

Giả thuyết 7: Tính thanh khoản (LIQ) có tác động cùng chiều đến hiệu

quả tài chính của doanh nghiệp.

8. Dawar, V., 2014 trong kết quả nghiên cứu của mình đã chỉ ra rằng

thâm niên hoạt động (AGE) có quan hệ nghịch biến với hiệu quả tài chính.

Nguyên nhân là do các doanh nghiệp mới thành lập thì linh động hơn trong

việc thay đổi để thích nghi với mơi trường cạnh tranh cũng như trong hoạt

động kinh doanh.

Giả thuyết 8: Thâm niên hoạt động (AGE) có quan hệ nghịch biến với

hiệu quả tài chính.

Để kiểm tra các giả thuyết nghiên cứu trên, mơ hình nghiên cứu đề nghị

như sau:

Yit = β0 + β1TD + β 2STD + β3LTD + β4SIZE + β5LIQ + β6TANG +

β 7GROW + β8AGE + δi,t

Trong đó:

- Biến phụ thuộc đại diện cho hiệu quả tài chính của doanh nghiệp gồm:

ROE.



50



- Các biến độc lập đại diện cho cấu trúc vốn gồm: TD, STD, LTD.

- Để kiểm sốt tác động gây nhiễu, mơ hình sử dụng các biến kiểm sốt

gồm: SIZE, LIQ, TANG, GROW, AGE.

Bảng 2.2. Mơ tả các biến

Mã biến



Tên biến



Cách tính



Ý nghĩa

Cho một đơn vị vốn chủ

sở hữu tạo ra được bao



ROE



Tỷ suất lợi

nhuận trên

vốn chủ sở

hữu



nhiêu đơn vị lợi nhuận

sau thuế. Tỷ số này càng

cao cho thấy mức sinh lợi

Lợi nhuận sau thuế

Vốn chủ sở hữu



TD



Tỷ lệ tổng nợ

so với tổng

tài sản



càng cao của vốn góp cổ

đơng.

Cho biết một đơn vị tài



Tổng nợ

Tổng tài sản



sản được tài trợ bởi bao

nhiêu nợ (nợ ngắn hạn

hay nợ dài hạn). Tỷ số

này càng cao cho thấy



STD



Tỷ lệ nợ

ngắn hạn so

với tổng tài

sản



khả năng vay mượn của

công ty càng tốt. Tuy

Nợ ngắn hạn



nhiên tỷ số này cao cho



Tổng tài sản



thấy công ty chưa tự chủ

về nguồn vốn và cũng sẽ



51



LTD



Tỷ lệ nợ

dài hạn so

với tổng tài

sản



gây áp lực tài chính, có

Nợ dài hạn

Tổng tài sản



thể dẫn đến phá sản.

Ngược lại, tỷ số này nhỏ

thì cho thấy cơng ty chưa

Thể hiện quy mô/độ lớn

của công ty. Những công



SIZE



Quy mô cơng

ty



ty có quy mơ tổng tài sản

Ln (tổng tài sản)



lớn thường có ưu thế

trong việc tiếp cận các

nguồn vốn để tài trợ cho

hoạt động của mình.

Tỷ lệ này càng cao cho

thấy cơng ty có nhiều tài

sản có khả năng chuyển

đổi thành tiền trong ngắn

hạn nên khả năng đáp



LIQ



Tính thanh

khoản



ứng các nghĩa vụ nợ

Tài sản lưu động và vốn

đầu tư ngắn hạn

Nợ ngắn hạn



trong ngắn hạn của công

ty càng tốt. Với nguồn

vốn lưu động sẵn có,

doanh nghiệp sẽ tận dụng

tốt các cơ hội đầu tư với

chi phí thấp.



Tài liệu bạn tìm kiếm đã sẵn sàng tải về

Các doanh nghiệp vật liệu xây dựng niêm yết trên sàn chứng Hà Nội và thành phố Hồ Chí Minh là những doanh nghiệp thuộc nhóm ngành công nghiệp chế biến, chế tạo: mã ngành cấp 1 là C, mã ngành cấp 2 là 23, 24, 25 theo tiêu chuẩn hệ thống ngành kinh tế Việt

Tải bản đầy đủ ngay(0 tr)

×