CHƯƠNG 4 PHÂN TÍCH TÌNH HÌNH SỬ DỤNG VỐN
4.5 Phân tích cơ cấu vốn và rủi ro tài chính của công ty
4.5.2 Kết quả nghiên cứu: Mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và rủi ro tài chính . 48
Phương pháp hồi quy tuyến tính bội thường được dùng để kiểm định và giải thích lý thuyết nhân quả. Ngoài ra chức năng mô tả, hồi quy tuyến tính bội cũng được sử dụng như một công cụ kết luận để kiểm định các giả thuyết và dự báo các giá trị của tổng thể nghiên cứu.
4.5.2.1 Mối quan hệ giữa cơ cấu vốn với lợi nhuận dành cho chủ sở hữu(Mô hình 1) Giả thuyết nghiên cứu:[15]
H0: Cơ cấu vốn không có sự ảnh hưởng đến lợi nhuận dành cho chủ sở hữu.
H1: Cơ cấu vốn có sự ảnh hưởng đến lợi nhuận dành cho chủ sở hữu.
Cơ cấu vốn được đo lường với ba yếu tố: Tỷ số nợ ( DEBT), tỷ suất sinh lời trên tài sản ( ROA), chi phí sử dụng nợ bình quân trước thuế ( RDAT).
Phương pháp hồi quy tuyến tính được tiến hành với biến phụ thuộc là Tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu ( ROE) với biến độc lập là ba nhân tố: tỷ số nợ (
DEBT), tỷ suất sinh lời trên tài sản ( ROA), chi phí sử dụng nợ bình quân trước thuế ( RDAT).
Mô hình như sau:
ROE=f(DEBT, ROA, RDAT) Hồi quy lần 1:
Bảng 4.23 Bảng trọng số hồi quy lần 1 mô hình 1
Loại bỏ biến chi phí sử dụng nợ bình quân trước thuế (RDAT) vì hệ số có mức ý nghĩa p= 0,124 lớn hơn 0,05.
Hồi quy lần 2:
Tiến hành hồi quy lần 2 với biến phụ thuộc: Tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu ( ROE) với biến độc lập là ba nhân tố: tỷ số nợ ( DEBT), tỷ suất sinh lời trên tài sản ( ROA). Mô hình được chấp nhận vì các hệ số có mức ý nghĩa nhỏ hơn 0,05.
Bảng 4.24 Bảng trọng số hồi quy lần 2 mô hình 1
Model
Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số nhân chuẩn hóa
t Sig.
Correlations Collinearity Statistics B Độ lệch chuẩn Beta Zero-order Partial Part Tolerance VIF
1 (Constant) -.016 .002 -10.366 .000
ROA 1.440 .023 1.018 61.822 .000 .957 .993 .992 .949 1.054
DEBT .051 .003 .270 16.367 .000 .040 .908 .263 .949 1.054
Biến phụ thuộc: Tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu ROE
Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến: hệ số VIF( variance inflaction factor) < 2 =>
mô hình không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Model Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số nhân
chuẩn hóa t Sig. Tương quan Đa cộng tuyến
B Độ lệch chuẩn Beta Zero-order Partial Part Hệ số Tolerance VIF
Constant -.016 .002 -10.492 .000
ROA 1.446 .023 1.022 62.117 .000 .957 .993 .984 .928 1.078
DEBT .050 .003 .267 16.315 .000 .040 .909 .259 .939 1.065
RDAT .112 .71 .025 1.563 .124 -.116 .204 .025 .959 1.043
Biến phụ thuộc: Tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu ROE
Kiểm định sự phù hợp của mô hình Bảng 4.25 Tóm tắt mô hình 1
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate
1 .993a .985 .985 .0035054
Bảng 4.26 Bảng ANOVA mô hình 1
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression .047 3 .016 1308.529 .000a
Residual .001 56 .000
Total .048 59
a. Dự đoán : (Constant), RDAT, DEBT, ROA
b. Biến phụ thuộc: Tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu ROE
Hệ số xác định R2=0,985 (≠0) và R2adj = 0,985. Kiểm định F( ANOVA) cho thấy mức ý nghĩa p=0,000 <0,05 => Bác bỏ giả thuyết H0: Cơ cấu vốn không ảnh hưởng đến lợi nhuận dành cho chủ sở hữu, chấp nhận giả thuyết H1: Cơ cấu vốn ảnh hưởng đến lợi nhuận dành cho chủ sở hữu, như vậy mô hình hồi quy phù hợp.
Kết quả mô hình nghiên cứu
Ta thấy hai nhân tố : tỷ số nợ ( DEBT), tỷ suất sinh lời trên tài sản ( ROA), có ảnh hưởng rất lớn đến tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu (R2=0,985 cho ta biết hai biến độc lập giải thích 98,5% sự ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu. Hai nhân tố này giải thích sự ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu của các công ty trong ngành thương mại xăng dầu trong mẫu nghiên cứu gồm ( COMECO, SFC, TIMEXCO).
Các nhân tố có hệ số beta xếp theo thứ tự từ cao đến thấp là: (1) Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản( ROA), (2) Tỷ số nợ (DEBT). Mô hình hồi quy bội thể hiện sự ảnh hưởng của các nhân tố về cơ cấu vốn tới tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu dựa trên mẫu nghiên cứu là:
Tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu ( ROE)= 1,018 Tỷ suất sinh lợi trên tài sản(
ROA) + 0,27 Tỷ số nợ ( DEBT).
DEBT có tác động cùng chiều đến ROE, kết quả này phù hợp với lý thuyết chung về đòn bẩy tài chính, góp phần ủng hộ quan điểm truyền thống, lý thuyết đánh đổi. Mối quan hệ giữa ROE và DEBT phù hợp với kết quả nghiên cứu thực nghiệm Anup và Suman (2010). Thêm vào đó, mối quan hệ cùng chiều giữa ROE và DEBT góp phần giải thích lý do khiến đa số doanh nghiệp có xu hướng duy trì cơ cấu vốn nghiêng về nợ.
Hệ số hồi quy của DEBT là 0,27, cho thấy mức độ sử dụng nợ trong cơ cấu vốn có tác động cùng chiều đến tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu; nếu các yếu tố khác thay đổi, tỷ lệ nợ tăng thêm 1% thì ROE sẽ tăng 0,27% và ngược lại.
ROA tác động cùng chiều đến ROE, kết quả này phù hợp với mô hình ROE được thiết lập trên cơ sở lý thuyết M&M có thuế, ủng hộ mô hình Dupont về ROE theo [19], từ đó gợi ý cho nhà quản trị tài chính cần lựa chọn được những quyết định đầu tư phù hợp và có hiệu quả, đảm bảo tài sản có khả năng sinh lời tốt.
Hệ số hồi quy của ROA là 1,018, cho thấy tỷ suất sinh lời trên tài sản ( hiệu quả sử dụng tài sản) có tác động cùng chiều đến tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu; nếu các yếu tố khác thay đổi, tỷ lệ nợ tăng thêm 1% thì ROE sẽ tăng 1,018%
và ngược lại.
4.5.2.2 Mối quan hệ cơ cấu vốn với khả năng thanh toán nợ ngắn hạn ( Mô hình 2) Giả thuyết nghiên cứu:[15]
H0: Cơ cấu vốn không có tác động ngược chiều đến khả năng thanh toán hiện thời.
H1: Cơ cấu vốn có tác động ngược chiều đến khả năng thanh toán hiện thời.
Cơ cấu vốn được đo lường với hai yếu tố: Tỷ số nợ ( DEBT), quy mô tài sản ( LOGCA).
Phương pháp hồi quy tuyến tính được tiến hành với biến phụ thuộc là Khả năng thanh toán hiệ thời (CR) với biến độc lập là ba nhân tố: tỷ số nợ ( DEBT), biến quy mô tài sản ( LOGCA).
Mô hình như sau: CR=f( DEBT, LogCA)
Bảng 4.27 Bảng trọng số hồi quy lần 1 mô hình 2
Model
Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số nhân chuẩn hóa
t Sig.
Correlations Collinearity Statistics
B Độ lệch
chuẩn Beta Zero-order Partial Part Tolerance VIF
1 (Constant) 1.110 2.364 .470 .640
DEBT -4.973 .385 -.868 -12.904 .000 -.860 -.863 -.863 .987 1.013
LOGCA .502 .446 .076 1.125 .265 -.022 .147 .075 .987 1.013
Biến phụ thuộc : Khả năng thanh toán hiện thời (CR)
Loại bỏ biến quy mô tài sản (LogCA) vì hệ số có mức ý nghĩa p= 0,265 lớn hơn 0,05.
Hồi quy lần 2:
Tiến hành hồi quy với biến phụ thuộc là Khả năng thanh toán hiệ thời (CR) với biến độc lập: tỷ số nợ ( DEBT).
Bảng 4.28 Bảng trọng số hồi quy lần 2 mô hình 2
Model
Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số nhân chuẩn hóa
t Sig.
Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) 3.762 .165 22.771 .000
DEBT -4.925 .384 -.860 -12.830 .000 1.000 1.000
Biến phụ thuộc : Khả năng thanh toán hiện thời (CR)
Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến: hệ số VIF( variance inflaction factor) < 2 =>
mô hình không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Kiểm định sự phù hợp của mô hình Bảng 4.29 Tóm tắt mô hình 2
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate
1 .860a .739 .735 .4433595
Dự đoán: (Constant), DEBT
Bảng 4.30 Bảng ANOVA Model
Sum of
Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 32.358 1 32.358 164.613 .000a
Residual 11.401 58 .197
Total 43.758 59
a. Dự đoán: (Constant), DEBT
b. Biến phụ thuộc : Khả năng thanh toán hiện thời (CR)
Hệ số xác định R2=0,739 (≠0) và R2adj = 0,735. Kiểm định F( ANOVA) cho thấy mức ý nghĩa p=0,000 <0,05 => Bác bỏ giả thuyết H0: Cơ cấu vốn có ảnh hưởng ngược chiều đến kahr năng thanh toán hiện thời của công ty, như vậy mô hình hồi quy phù hợp.
Kết quả mô hình nghiên cứu
Ta thấy nhân tố : tỷ số nợ ( DEBT) có ảnh hưởng rất lớn đến tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu (R2=0,739 cho ta biết hai biến độc lập giải thích 73,9% sự ảnh hưởng đến khả năng thanh toán lãi vay. Nhân tố này giải thích sự ảnh hưởng đến khả năng thanh toán hiện thời của các công ty trong ngành thương mại xăng dầu trong mẫu nghiên cứu gồm ( COMECO, SFC, TIMEXCO).
Mô hình hồi quy bội thể hiện sự ảnh hưởng của nhân tố về cơ cấu vốn tới khả năng thanh toán hiện thời dựa trên mẫu nghiên cứu là:
Khả năng thanh toán hiện thời (CR) = -0,86 Tỷ số nợ ( DEBT)
DEBT có ảnh hưởng ngược chiều đến CR, kết quả này phù hợp với lý luận chung về khả năng thanh toán, đồng thời là ủng hộ lý thuyết đánh đổi về cơ cấu vốn; không những thế, môi quan hệ trái chiều giữa CR và DEBT trong nghiên cứu thực nghiệm của luận án thống nhất với kết quả thực nghiệm của Mohammad và các cộng sự(2013); Trịnh Thị Phan Lan (2013). Kết quả nghiên cứu gợi ý mỗi doanh nghiệp có một giới hạn về mức độ sử dụng nợ hướng đến cân bằng lợi nhuận và rủi ro nhằm đa dạng hóa giá trị doanh nghiệp.
Hệ số hồi quy của DEBT là -0,86, cho thấy mức độ sử dụng nợ trong cơ cấu vốn có tác động ngược chiều đến khả năng thanh toán hiện thời; nếu các yếu tố khác thay đổi, tỷ lệ nợ tăng thêm 1% thì CR sẽ giảm 0,86% và ngược lại.