Tiểu luận: Cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp

Chia sẻ: Dsgvfdcx Dsgvfdcx | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:14

Thêm vào BST

Báo xấu

277
lượt xem 40
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Tiểu luận: Cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp nhằm tìm kiếm câu trả lời cho câu hỏi, “Liệu cấu trúc vốn có ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính từ hoạt động của doanh nghiệp không?” Nghiên cứu sử dụng dữ liệu của 30 Công ty trên thị trường chứng khoán Nigeria (NSE) từ giai đoạn năm 2001 – 2007 được theo dõi hàng năm, đại diện cho 210 doanh nghiệp.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Tiểu luận: Cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp

Tiểu luận CẤU TRÚC VỐN VÀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA DOANH NGHIỆP 1
Tóm tắt Bài báo này sử dụng m ẫu của 30 Công ty phi tài chính trên thị trường Chứng Khoán Nigeria trong khoảng thời gian 7 năm từ 2001- 2007, để kiểm định sự ảnh hưởng của cấu trúc vốn đối với hiệu quả tài chính từ hoạt động của doanh nghiệp. Dữ liệu bảng từ các công ty được lập và phân tích bằng phương pháp ước lượng của m ô hình hồi quy bội (OLS). Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng một cấu trúc vốn của doanh nghiệp (đại diện bởi tỷ số nợ DR) có tác động tiêu cực đáng kể đối với những tham số đo lường hiệu quả tài chính của doanh nghiệp (tỷ lệ sinh lời trên tổng tài sản ROA và tỷ lệ sinh lời trên vốn chủ sở hữu ROE). Kết quả của nghiên cứu này thể hiện sự phù hợp đối với những nghiên cứu thực nghiệm trước đó và là bằng chứng hỗ trợ cho lý thuyết chi phí vấn đề người đại diện. Từ khóa: Cấu trúc vốn, chi phí vấn đề người đại hiện, hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, ROE, ROA. 1. Giới thiệu Cấu trúc vốn, hay còn gọi là cấu trúc tài chính, là cách t hức mà một tổ chức sử dụng nguồn tài chính. Đó là sự kết hợp giữa nợ và vốn chủ sở hữu trong một doanh nghiệp trong m ột khoảng thời gian. Nghiên cứu hiện tại tuân theo lý thuyết về cấu trúc vốn từ những nghiên cứu của Modigliani và Miller (1958). Cấu trúc vốn của m ột tổ chức nên như thế nào là một câu hỏi rất quan trọng đối với cả nhà điều hành doanh nghiệp và những nhà đầu tư cung cấp vốn. Bởi vì nếu một cấu trúc vốn không hợp lý được sử dụng, sẽ ảnh hưởng nghiêm trọng đến hiệu quả hoạt động và sự tồn tại của doanh nghiệp. Nghiên cứu này muốn đóng góp vào những vấn đề còn tranh cãi liên quan đến mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp trong lý thuyết chi phí và vấn đề người đại diện trên cơ sở dữ liệu ở Nigeria. Nghiên cứu này tìm kiếm câu trả lời cho câu hỏi, “Liệu cấu trúc vốn có ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính từ hoạt động của doanh nghiệp không?” Nghiên cứu sử dụng dữ liệu của 30 Công ty trên thị trường chứng khoán Nigeria (NSE) từ giai đoạn năm 2001 – 2007 được theo dõi hàng năm, đại diện cho 210 doanh nghiệp. Phần còn lại của bài báo được cấu trúc như sau: Phần 2 cung cấp một cái nhìn m ang tính lý thuyết về cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Phần 3 thảo luận về việc m ô tả các biến, giả thuyết và phương pháp luận. Những kết quả thực nghiệm và tranh luận được trình bày t rong phần 4. Cuối cùng, phần 5 là kết luận của nghiên cứu. 2. Xem lại các lý thuyết Điểm bắt đầu cho tất cả các nghiên cứu hiện đại về cấu trúc vốn của doanh nghiệp đó là định đề Modigliani và Miller (1958) được đưa ra dựa trên giả định về thị trường vốn hoàn hảo và không có thuế, Cấu trúc vốn của doanh nghiệp sẽ không ảnh hưởng đến chi phí sử dụng vốn của nó. Kết quả, định đề này lập luận là những doanh nghiệp có cùng m ức rủi ro có thể sử dụng chung một lãi suất chiết khấu, sự khác nhau chỉ dựa trên “yếu tố quy m ô” và có thể không bị ảnh hưởng bởi đòn bẩy tài chính. (Weston and Copeland, 1998). Tuy nhiên, Brigham và Gapenski (1996) tranh luận rằng một cấu trúc vốn tối ưu có thể đạt được nếu có tồn tại lá chắn thuế, và m ột sự gia tăng m ức độ nợ đồng nghĩa với việc gia tăng chi phí rủi ro phá sản. Họ đề nghị rằng các nhà điều hành doanh nghiệp phải tìm ra cấu trúc 2
vốn tối ưu và duy trì nó. Tại điểm tối ưu này, chi phí tài chính và chi phí sử dụng vốn (WACC) là nhỏ nhất do đó làm gia tăng giá trị và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp. Lý thuyết vấn đề người đại diện lần đầu tiên được đưa ra bởi Berle và Means (1932) cũng đóng góp vào những quyết định của cấu trúc vốn. Theo lý t huyết này, sự mâu thuẫn lợi ích người đại diện gia tăng từ sự khác nhau có thể có của tiền lãi thu được giữa cổ đông ( người chủ vốn ) và những nhà điều hành doanh nghiệp. Theo (Elliot và Elliot, 2002), trách nhiệm chính của các giám đốc là quản lý doanh nghiệp một cách hiệu quả để gia tăng thu nhập cho các cổ đông, do đó họ phải làm gia tăng chỉ số lợi nhuận và các dòng tiền vào doanh nghiệp Tuy nhiên, Jensen và Meckling (1976) cùng với Jensen và Ruback (1983) lại cho rằng các giám đốc không phải luôn luôn điều hành doanh nghiệp để tối đa hóa thu nhập cho các cổ đông. Bởi vì, những nhà điều hành có thể thộng qua những khoản đầu tư không có lợi nhuận, thậm chí là gây thua lỗ cho cổ đông. Họ có xu hướng sử dụng các dòng tiền mặt nhàn rỗi khả dụng để mang lại lợi ích cho chính bản thân họ thay vì đầu tư vào các dự án có NPV dương để làm lợi cho cổ đông. Jensen (1986) cho rằng vấn đề chi phí người đại diện liên quan đến sự sự gia tăng các dòng tiền mặt nhàn rỗi trong doanh nghiệp. Để giảm bớt vấn đề mâu thuẫn người đại diện, Pinegar và W ilbricht (1989) cho rằng m ột cấu trúc vốn làm gia tăng nợ thì không tạo ra các nguồn gốc gây ra vấn đề chi phí người đại diện. Điều này sẽ buộc các giám đốc phải đầu tư vào các dự án kinh doanh có lợi nhuận và m ang lại lợi ích cho cổ đông bởi vì nếu họ quyết định đầu tư vào các dự án không mang lại lợi nhuận thì họ sẽ không thể trả lãi cho chủ nợ, các chủ nợ có thể buộc doanh nghiệp tuyên bố phá sản và những nhà điều hành sẽ mất quyền điều hành hoặc bị sa thải. Đóng góp của lý t huyết chi phí vấn đề người đại diện đó là những doanh nghiệp sử dụng đòn bẩy tài chính thì tốt hơn cho cổ đông vì nợ có thể được sử dụng để giám sát các nhà điều hành (Boodhoo, 2009). Do đó, Đòn bẩy tài chính càng cao thì càng giảm thấp chi phí vấn đề người đại diện, giảm những yếu tố phi hiệu quả và dẫn đến gia tăng hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (Jensen, 1986, 1988, Kochhar, 1996, Aghion, Dewatripont và Rey, 1999, Akintoye, 2008) Có rất nhiều thực nghiệm củng cố cho mối quan hệ giữa cấu trúc tài chính và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp về vấn đề người đại diện và củng cố về m ối quan quan nghịch biến. Zeitun và Tian (2007), đã sử dụng dữ liệu từ 167 Công ty ở Jordan trong 15 năm (1989- 2003), để chứng minh rằng một cấu trúc vốn của doanh nghiệp có tác động tiêu cực đáng kể đến các chỉ số hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, đối với cả giá trị thị trường và giá trị sổ sách. Majum dar và Chhibber (1997) cùng với Rao, M-Yahyaee và Syed (2007) cũng xác nhận mối quan hệ nghịch biến giữa đòn bẫy tài chính và hiệu quả hoạt động. Kết quả của những nghiên cứu này còn chỉ ra rằng tính thanh khoản, số năm hoạt động và cường độ vốn ảnh hưởng đáng kể đến hiệu quả hoạt động. 3. Phương pháp luận: 3.1. Mô tả các biến và giả thuyết: Các biến sau được sử dụng trong nghiên cứu: Debt Ratio (DR): Tỷ số nợ, lý thuyết chi phí vấn đề người đại diện dự đoán rằng một sự gia tăng đòn bẩy tài chính sẽ làm giảm thấp chi phí vấn đề người đại diện, giảm tính phi hiệu quả và làm gia tăng hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Begger (2002) lại cho rằng sự gia tăng chỉ số đòn bẩy tài chính có thể làm giảm chi phí người đại diện của vốn cổ đông bên ngoài và làm gia tăng hiệu quả hoạt động, với điều kiện tất cả các yếu tố khác không đổi. Từ những lý thuyết trên chúng tôi kỳ vọng có m ột mối quan hệ nghịch biến giữa đòn bẩy tài chính (DR) và hiệu quả hoạt động của Công ty. Giả thuyết sau đây được kiểm định: H1: Cấu trúc vốn của m ột công ty có ảnh hưởng tiêu cực đến hoạt động của nó. Vòng quay tài sản (asset turn over) Hiệu quả của việc điều hành doanh nghiệp có thể đo lường qua cách thức các nhà điều hành sử dụng tài sản của doanh nghiệp để mang lại thu nhập cho doanh nghiệp. Tỷ số vòng quay tài sản là m ột chỉ số tài chính quan trọng có thể được sử dụng để đo lường hiệu quả của điều hành doanh nghiệp, Kể từ phần giới thiệu trên, 3
biến “vòng quay”, đóng vai trò là biến điều khiển trong nghiên cứu này. Với kỳ vọng rằng có một mối quan hệ giữa vòng quay tài sản và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, giả thiết được kiểm định là: H2: Có mối quan hệ đồng biến giữa vòng quay tài sản và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Quy mô (Size): Quy m ô doanh nghiệp được xem như m ột yếu tố quan trọng để xác định khả năng sinh lời của doanh nghiệp. Kể từ phần giới thiệu này, biến kiểm soát Quy mô (Size) đảm nhiệm vai trò của quy mô doanh nghi ệp. Penrose (1959) cho rằng những doanh nghiệp lớn hơn có lợi thế kinh tế theo quy mô và điều này ảnh hưởng rất nhiều đến khả năng sinh lợi của doanh nghiệp. Theo Shepherd (1989) những doanh nghiệp lớn hơn cũng có nhiều lợi thế về quyền lực trên thị trường, điều này cũng ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi. Chúng ta kỳ vọng một m ối quan hệ đồng biến giữa quy mô của doanh nghiệp và khả năng sinh lợi của doanh nghiệp. Giả thuyết sau được kiểm định : H3: Có mối quan hệ đồng biến giữa quy m ô doanh nghiệp và hi ệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Số năm hoạt động (Age): Thời gian hoạt động của m ột doanh nghiệp cũng có thể ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp đó, Kể từ phần giới thiệu này, thời gian hoạt động Age đóng vai trò biến kiểm s oát trong nghi ên cứu. Stinchcombe (1965) cho rằng những doanh nghiệp đã hoạt động lâu hơn có thể đạt được hiệu quả kinh tế dựa trên kinh nghiệm và có thể tránh khỏi những thất bại của sự đổi m ới. Chúng ta kỳ vọng m ột mối quan hệ đồng biến giữa thời gian hoạt động của doanh nghiệp và khả năng sinh lợi của doanh nghiệp. Giả thuyết sau được kiểm định : H4: Có mối quan hệ đồng biến giữa thời gian hoạt động của doanh nghi ệp và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Tài sản hữu hình (Asset Tangibility): Đây được xem như là một trong những yếu tố chính để xác định hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Hầu hết các nghiên cứu định tính đều cho rằng có mối quan hệ đồng biến giữa tài sản hữu hình và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Mackie- Mason (1990) kết luận rằng một doanh nghiệp có tỷ lệ giá trị nhà xưởng và trang thiết bị (tangible assets) cao trong tổng giá trị tài sản có nhiều khả năng vay nợ hơn và có hiệu quả hoạt động tốt hơn. Akintoye (2008) cho rằng một doanh nghiệp đầu tư nhiều vào tài sản hữu hình có chi phí rủi ro tài chính thấp hơn doanh nghiệp khác đầu tư vào tài sản vô hình. Chúng ta kỳ vọng một m ối quan hệ đồng biến giữa tài sản hữu hình của doanh nghiệp và khả năng sinh lợi của doanh nghiệp. Giả thuyết sau được kiểm định : H5: Có m ối quan hệ đồng biến giữa tài sản hữu hình của doanh nghi ệp và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Các cơ hội phát triển (Growth opportunities): Nhiều quan điểm lý t huyết hiện tại cho rằng cơ hội phát triển của m ột doanh nghiệp là một yếu tố quan trọng để xác định hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, Kể từ phần giới thiệu này, Cơ hội phát triển đóng vai trò biến kiểm soát trong nghiên cứu. Zeitun and Tian (2007) cho rằng những doanh nghiệp có nhiều cơ hội phát triển có thể gia tăng lợi nhuận từ đầu tư. Chúng ta kỳ vọng m ột mối quan hệ đồng biến giữa cơ hội phát triển của doanh nghiệp và khả năng sinh lợi của doanh nghiệp. Giả thuyết sau được kiểm định : H6: Có m ối quan hệ đồng biến giữa cơ hội phát triển của doanh nghi ệp và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Ngành (Industrial sector): Marsh (1982), Castanias (1983), Bradley, Jarrel và Kim (1984) cùng với Adebola (2002) đã tranh luận với những quan điểm khác rằng cấu trúc vốn của doanh nghiệp thuộc các ngành khác nhau thì khác nhau. Ngoài ra, còn có nhiều yếu tố khác (như rủi ro của doanh nghiệp và cơ hội phát triển) ảnh hưởng đến khả năng của doanh nghiệp để thu hút các nguồn vốn từ bên ngoài. Từ đây, yếu tố ngành được xem xét có ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Do đó, biến kiểm soát ngành (IND) được đưa vào nghiên cứu này. 15 4
ngành (xem phụ lục 1) được sử dụng trong nghiên cứu này. Giả thuyết được kiểm định ở đây là: H7: Yếu tố ngành có ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Hai số liệu tài chính được thừa nhận và đại diện cho những biến ở trên được tính toán bằng những công thức được liệt kê dưới đây 1- 9: ROA = Lợi nhuận sau thuế / T ổng tài sản ROE = Lợi nhuận sau thuế / Tổng số cổ phần thường phát hành Tỷ số nợ (DR) = Tổng nợ / Tổng tài sản Vòng quay tài sản (Debt turnover) = Doanh thu / Tổng tài sản Quy mô doanh nghiệp (Size) = ln (tổng tài sản) Thời gian hoạt động (Age) = Số năm tính từ khi doanh nghiệp hoạt động cho đến ngày xem xét Tài sản hữu hình (Asset tangibility) = Tài sản cố định ròng / Tổng tài sản Cơ hội phát triển (Growth) = Thay đổi của ln (tổng tài sản) Ngành = biến giả nhận giá trị là 1 nếu doanh nghiệp thuộc ngành đang xét, nếu không thì nhận giá trị 0. 3.2. Chọn m ẫu Dữ liệu được thu thập từ các báo cáo tài chính của 30 Doanh nghiệp trong số 121 doanh nghiệp phi tài chính trên thị trường chứng khoán Nigeria (NES) vào tháng 1 năm 2001. Để khác phục sự gián đoạn và không đồng nhất của dữ liệu, một số doanh nghiệp đã bị loại ra vì những yếu tố sau đây. Các doanh nghiệp dừng hoạt động tại bất cứ thời điểm nào trong khoảng thời gian nghiên cứu sẽ bị loại trừ. Hầu hết các doanh nghiệp bị ảnh hưởng hoạt động trong các ngành nông nghiệp/ liên minh nông nghiệp, Công nghiệp và sản phẩm nội địa, Máy móc/ tiếp thị, Kỹ thuật cơ khí, giày da, dệt may và xây dựng. Ngoài ra, nghiên cứu còn loại trừ các doanh nghiệp có vấn đề liên quan đến báo cáo tài chính với Sở giao dịch chứng khoán Nigeria NSE và Ủy ban chứng khoán (SEC) và các doanh nghiệp đã phải thay đổi báo cáo tài chính cuối năm trong bất cứ thời điểm nào thuộc khoảng thời gian nghiên cứu. Chỉ có 30 doanh nghiệp đủ cơ sở dữ liệu trong khoảng thời gian 2001-2007 được sử dụng để nghiên cứu. 3.3. Phân tích m ô hình Nghiên cứu này xem hai biến ROA và ROE) là các biến phụ thuộc và được sử dụng để đo lường hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Mặc dù trong lý thuyết, chúng không phải là các biến duy nhất để đo lường hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, ROA và ROE được chọn vì chúng quan trọng trên cơ sở kế toán và được chấp nhận rộng rãi như là công cụ đo lường hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. ROA có thể được xem như một công cụ để đo lường hiệu quả quản lý, sử dụng tất cả các tài sản của doanh nghiệp từ các nguồn tài chính. Một số tác giả như Bettis và Hall (1982), Dem setz và Lehn (1985), Habib và Victor (1991), Gorton và Rosen (1995), Mehran (1995), Ang, Cole và Line (2000), Margaritis và Psillaki (2006), Rao et al (2007), Zeitun và Tian (2007) đã sử dụng ROA và ROE để đại diện cho hiệu quả hoạt động trong các nghiên cứu của họ. Chỉ số tình toán hiệu quả hoạt động dựa trên cơ sở thị trường được sử dụng rộng rãi trong nghiên cứu thực nghiệm là Tobin’s Q. Tuy nhiên, giá trị thị trường của nợ, một biến quan trọng sử dụng để xác định chỉ số Tobin’s Q lại không được cung cấp bởi các doanh nghiệp trong mẫu, do vậy chỉ số Tobin’s Q cũng không được sử dụng trong nghiên cứu này. Ngoài ra, nhiều bài báo của Xu và Wang (1997) và Zeitun và Tian, 2007, cho rằng hệ số Tobin’s Q có quá nhiều tín hiệu nhiễu và đó không phải là cách tốt để đo lường hiệu quả hoạt động. Chỉ có m ột biến độc lập (biến giải thích) t rong nghiên cứu này là tỷ số nợ Debt Ratio (DR). Nó đóng vai trò thay thế cho cấu trúc vốn. Tuy nhiên, Nhiều yếu tố có thể ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi (hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp), do đó, cần có các biến kiểm soát tham gia vào mô hình. Những biến kiểm soát này được xem như những biến giải thích khác. Những biến kiểm soát sau đây được sử dụng: 5
Trong m ô hình 1, Vòng quay tài sản (T URN); Quy m ô doanh nghiệp (SIZE); Thời gian hoạt động (AG Tài sản hữu hình E); (TANG); Cơ hội phát triển (GROW ). Mô hình 2 thừa nhận có sự ảnh hưởng của yếu tố ngành mà doanh nghiệp hoạt động, do đó cần có thêm sự tham gia của biến IND vào cùng với các biến khác đã có trong mô hình 1. Vậy, mô hình tổng quát của nghiên cứu này, cũng được tìm thấy ở hầu hết các lý thuyết nghiên cứu hiện tại được trình bày như sau: Y=  0 + 1 Di + 2 Z2i + eit (10) Trong đó, y là biến phụ thuộc Di là biến giải thích Z2 là biến kiểm soát  i và 2 lần lượt là các hệ số của biến giải thích và biến kiểm soát. eit là sai số. Có giá trị trung bình là 0, là biến không đổi và không tương quan Đặc biệt, khi m ô hình trên được thừa nhận ở đây, phương trình (10) có thể được viết lại: Mô hình 1: ROA =  0 + 1 DR +  2 TURN +  3 SIZE +  4 AGE + 5 TANG +  6 GROW + eit (11) ROE =  0 + 1 DR +  2 TURN +  3 SIZE +  4 AGE + 5 TANG +  6 GROW + eit (12) Mô hình 2: (có thêm sự tham gia của biến ngành) ROA =  0 + 1 DR +  2 TURN +  3 SIZE +  4 AGE + 5 TANG +  6 GROW + 7 IND + eit (13) ROE =  0 + 1 DR +  2 TURN +  3 SIZE +  4 AGE + 5 TANG +  6 GROW + 7IND + eit (14) Các hệ số của biến giải thích và biến kiểm soát ( 1………… 7) có thể được ước lượng bằng cách sử dụng kỹ thuật OLS ( ordinary least square – Bình phương tối thiểu thông thường) Phương pháp dữ liệu bảng được áp dụng trong nghiên cứu này. Điều này kết hợp được tính biến động chéo tức thời và theo thời gian của dữ liệu. Vậy, cần phải kiểm t ra tính dừng của dữ liệu. Điều này được thực hiện bằng cách sử dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị Unit Root test. Cũng cần thiết phải kiểm t ra cả những ảnh hưởng cố định và ảnh hưởng bất định. Theo Vicent e- Lorente (2001), mô hình ảnh hưởng cố định được xem như m ột trong những phương pháp nghiên cứu tìm ra kết quả của những ảnh hưởng theo nguyên mẫu. Mô hình ảnh hưởng bất định được xem như một trong những nghiên cứu tìm ra các ảnh hưởng không xác định tương ứng với một số lớn khả năng xảy ra. Kiểm định này đặc biệt cần thiết khi các ước lượng có sự khác biệt nhiều giữa hai m ô hình . Nghiên cứu này sử dụng kiểm định Hausman để so sánh các ảnh hưởng cố định và bất định đối với các ước lượng của các hệ số. 4. Kết quả và thảo luận 4.1. Kiểm định nghiệm đơn vị Unit Root Test Nghiên cứu sử dụng chương trình E- view phiên bản 4.1 để tiến hành 3 kiểm định nghiệm đơn vị khác nhau (Augm ent ed Dickey-Fuller, 1979; Phillips- Perron, 1998 và GLS- detrended Dickey- Fuller) để xác định tính dừng của các biến được sử dụng. Tất cả các biến đều không dừng. Tuy nhiên, sau khi lấy sai phân bậc 1 , và kết quả chỉ ra rằng tất cả các biến có tình dừng, do đó chúng là quá trình ngẫu nhiên I(1). 4.2. Các mô hình ảnh hưởng cố định và ngẫu nhiên Nghiên cứu này sử dụng m ẫu từ các doanh nghiệp phi tài chính ở Nigeria, do đó khuynh hướng các ước lượng của m ô hình ảnh hưởng cố định và ngẫu nhiên là khác nhau đáng kể. Kiểm định chỉ số Chi bình phương Hausm an đã được tiến hành và kết quả chỉ ra rằng kiểm định Hausm an không đạt được mức ý nghĩa 5%. Điều này có nghĩa là hai ước lượng của 2 mô hình ảnh hưởng cố định và ảnh hưởng ngẫu nhi ên không khác nhau nhiều. Bởi vì, có sự ảnh hưởng của yếu tố ngành trong mô hình 2; ước lượng từ ảnh hưởng ngẫu nhiễn được ưa 6
thích ước lượng từ ảnh hưởng cố định. Tuy nhiên, các kết quả của ước lượng ngẫu nhiên (mặc dù không được thông báo ở đây) thì không khác biệt nhiều so với các ước lượng từ m ô hình OLS; do đó chúng ta đưa ra kết luận dựa trên các kết quả từ các ước lượng của mô hình OLS. 4,3.Thống kê mô tả: Bảng 1 dưới đây cho thấy các số liệu thống kê mô tả của tất cả các biến được sử dụng trong nghiên cứu. Bảng 1: Các số liệu thống kê mô tả ROA ROE DR TURN SIZE AGE TANG GROW Mean 0.059 1.457 3.419 1.329 7.150 1.607 0.379 0.070 Std Dev 0.115 2.784 13.949 0.768 1.433 0.139 0.217 0.191 Skewness -0.935 0.682 6.447 1.493 0.506 -1.377 0.829 0.792 Kurtosis 5.633 5.214 44.837 3.504 0.452 3.095 -0.099 19.288 Range 0.950 23.610 121.840 4.780 6.920 0.840 0.950 2.290 Minimum -0.440 -12.900 -4.860 0.030 3.630 1.040 0.010 -0.970 Maximum 0.510 10.710 116.980 4.810 10.550 1.880 0.960 1.320 Sum 12.370 305.950 717.980 279.040 1501.460 337.510 79.530 14.720 N Valid 210 210 210 210 210 210 210 210 Missing 0 0 0 0 0 0 0 0 Source: Generated from analysis using SPSS ROA trung bình của các công ty lấy mẫu là khoảng 6%, trong khi ROE là khoảng 146%. Kết quả cho thấy, khi tính trung bình, mỗi 100 N giá trị tổng tài sản của các công ty, đã thu được chỉ 6 N lợi nhuận sau thuế, trong khi 146 N lợi nhuận sau thuế được thu từ 100 N giá trị cổ phần vốn chủ sở hữu ban hành. Những phân tích trên cho thấy, các công ty được lựa chọn có một hoạt động kế toán kém trong giai đoạn nghiên cứu. Tỷ lệ nợ trung bình là 3,42; vòng quay tài sản là 1,33 và quy mô của công ty là 7,15. Thời gian hoạt động trung bình của công ty là khoảng 41 năm (log 1,61). Điều này cho thấy rằng các công ty không phải là tương đối trẻ. Tài sản hữu hình trung bình là 0,38. Điều này cho thấy rằng tỷ lệ tài sản cố định của công ty so với tổng tài sản là khoảng 38%. Cơ hội tăng trưởng trung bình là khoảng 7%. Bảng 2a và 2b trình bày các mối tương quan giữa các biến. Từ Bảng 2a, ROA được báo cáo khẳng định tương quan nghịch với tỷ lệ nợ và rất có ý nghĩa thống kê ở mức 10% (Sig = 0,066) và cũng có tương quan nghịch với tài sản hữu hình và có ý nghĩa ở mức 1%. Bảng 2a tiếp tục cho thấy một mối tương quan đồng biến giữa ROA 7
và vòng quay tài sản và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. ROA tương quan đồng biến với thời gian hoạt động của doanh nghiệp, quy mô và cơ hội tăng trưởng, nhưng không đáng kể. Table 2a: Correlations (Pearson) ROA as a dependent variable ROA DR TURN SIZE AGE TANG GROW ROA 1 DR -0.127 1 TURN 0.263 0.351 1 SIZE 0.011 0.382 0.250 1 AGE 0.070 -0.021 0.224 -0.155 1 TANG -0.320 -0.064 -0.350 -0.042 -0.176 1 GROW 0.094 0.060 -0.007 0.137 0.021 -0.217 1 Sig (2-tailed) ROA - 0.066 0.000 0.878 0.314 0.000 0.176 DR 0.066 - 0.000 0.000 0.758 0.355 0.386 TURN 0.000 0.000 - 0.000 0.001 0.000 0.922 SIZE 0.878 0.000 0.000 - 0.025 0.547 AGE 0.314 0.758 0.001 0.025 - 0.011 0.758 TANG 0.000 0.355 0.000 0.547 0.011 - 0.002 GROW 0.176 0.386 0.922 0.048 0.758 0.002 - Source: Authors’ compilation, generated using SPSS. Table 2b: Correlations (Pearson) ROE as a dependent variable ROE DR TURN SIZE AGE T ANG GROW ROE 1 DR -0.118 1 TURN 0.365 0.351 1 SIZE 0.271 0.382 0.250 1 8
AGE 0.202 -0.021 0.224 -0.155 1 TANG -0.147 -0.064 -0.350 -0.042 -0.176 1 GROW 0.054 0.060 -0.007 0.137 0.021 -0.217 1 Sig (2-tailed) ROE - 0.087 0.000 0.000 0.758 0.033 0.433 DR 0.087 - 0.000 0.000 0.758 0.355 0.386 TURN 0.000 0.000 - 0.000 0.001 0.000 0.922 Bảng 2b cho t hấy RO E tương quan nghịch với tỷ lệ nợ và có ý nghĩa thống kê ở m ức 10% (sig 0,087). ROE cũng có tương quan nghịch với tài sản hữ u hình và có ý nghĩa thống kê ở mứ c 5%. Bảng tiếp cũng cho thấy có mối tương quan đồng biến và có ý nghĩa ở mức 1% giữ a ROE với vòng quay tài sản, và thời gian hoạt động. ROE cũng có mối tương quan đồng biến với cơ hội tăng trưởng nhưng không đáng kể. SIZ E 0.000 0.000 0.000 - 0.025 0.547 0.048 AG E 0.003 0.758 0.001 0.025 - 0.011 0.758 TANG 0.033 0.355 0.000 0.547 0.011 - 0.002 GROW 0.433 0.386 0.922 0.048 0.758 0.002 - Source: Authors’ compilation, generated using SPSS. 4.4. Kết quả hồi quy và Thảo luận Bảng 3 cung cấp các kết quả hồi quy của hai phương pháp đo lường hiệu quả hoạt động (ROA và ROE). Kết quả cho thấy có mối quan hệ nghịch biến ở mứ c ý nghĩa 1% giữ a ROA và tỷ lệ nợ. Nó cũng cho t hấy mối quan hệ tương tự giữ a ROE với tỷ lệ nợ. Giả t huyết 1 dự đoán rằng cấu trúc vốn của công ty phải có m ột tác động tiêu cực đến hiệu quả hoạt động của nó. Các kết quả trên khẳng định giả thuyết này và cũng cung cấp bằng chứ ng củng cố cho các giả t huyết chi phí vấn đề người đại diện. Bởi vì người đại diện công ty có mâu thuẫn lợi ích với các cổ đông của công ty, các công ty có xu hư ớng sử dụng đòn bẩy quá nhiều và điều này dẫn đến hiệu quả hoạt động tài chính xấu. Kết quả này phù hợp với nhữ ng phát hiện của các nghiên cứu trước đó như Krishnan và Moyer (1997), M ajumdar và Chhibber (1997), Gleason, Mathur và Mathur (2000), Tzelep is và Skuras (2004), Pratomo và Ismail (2006), Margaritis Psillaki (2006), Z eitun và T ian (2007), Rao et al (2007), Akintoye (2008), trong số những người khác. M ối quan hệ giữ a ROA và vòng quay tài s ản là đồng biến và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. ROE cũng cho thấy một m ối quan đồng biến và đáng kể với vòng quay t ài sản ở mức ý nghĩa 1%. Giả thuyết 2 dự đoán có m ối quan hệ đồng biến giữ a vòng quay tài sản và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Kết quả của nghiên cứ u này 9
khẳng định giả thuyết này. Như vậy, vòng quay tài sản là m ột yếu tố quan trọng quyết định hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Mối quan hệ giữa ROA và quy mô của doanh nghiệp là đồng biến, nhưng không đáng kể. Tuy nhiên, mối quan hệ giữa ROE và quy mô của doanh nghiệp là đồng biến và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Giả thuyết 3 dự đoán có mối quan hệ đồng biến giữa quy mô doanh nghiệp và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Kết quả của n ghiên cứu này khẳng định giả thuyết này khi RO E được sử dụng để đại diện cho hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Vì vậy, quy mô của doanh nghiệp là một yếu tố quan trọng quyết định hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứ u của nhữ ng t ác giả trư ớc như Gleason et al (2000) và Zeitun và Tian (2007). Table 3a: Các kết quả hồi quy (M ô hình 1) ROA ROE DR -0.002 -0.076 [-3.435]*** [-5.759]*** {0.001} {0.000} TURN 0.041 1.381 [3.601]*** [5.464]*** {0.000} {0.000} SIZE 0.001 0.670 [0.189] [5.215]*** {0.851} {0.000} AG E -0.030 3.325 [-0.534] [2.656]*** {0.594} {0.009} TANG -0.124 0.169 [-3.304]*** [0.203] {0.001} {0.840} GROW 0.036 0.470 [0.886] [0.529] {0.377} {0.598} R square 0.181 0.310 Adjusted R square 0.157 0.290 F- Statistics 7.453*** 15.126*** Number of observation 210 210 Durbin Watson 1.105 1.101 Mối quan hệ giữ a ROA và t hời gian hoạt động của doanh nghiệp là nghịch biến và không có ý nghĩa. Tuy nhiên, mối quan hệ giữa ROE và thời gian hoạt động của doanh nghiệp là đồng biến và có ý nghĩa ở mứ c 1%. Giả thuyết 4 dự đoán một m ối quan hệ tích cự c giữa thời gian hoạt động của doanh nghiệp và hiệu quả hoạt động của nó. Kết quả của nghiên cứu này khẳng định giả thuyết trên khi ROE được sử dụng để đo lường hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Bác bỏ giả thuyết 5, mối quan hệ giữa ROA và tài sản hữu hình công ty là nghịch biến và có mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy các doanh nghiệp có tỷ lệ tài sản hữu hình cao có chỉ số hiệu quả hoạt động thấp hơn. Tuy nhiên, mối quan hệ giữa ROE và tài s ản hữu hình là đồng biến, như ng mức ý nghĩa không 10
đáng kể. G iả t huyết 5 dự đoán một mối quan hệ t ích cực giữ a t ài sản hữu hình của doanh nghiệp và hiệu quả hoạt động của nó. Do đó, chúng ta bác bỏ giả thiết này. Nó cung cấp bằng chứng nổi bật rằng các công ty lấy m ẫu không thể sử dụng t hành phần tài s ản cố định của chúng trong tổng tài sản một cách k hôn ngoan để ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của chúng. Mối quan hệ giữ a chỉ số đo lường hiệu quả hoạt động (ROA và ROE) và cơ hội phát triển là đồng biến nhưng không đáng kể. Giả thuyết 6 dự đoán một mối quan hệ đồng biến giữ a cơ hội phát triển của doanh nghiệp và hiệu quả hoạt động của nó. M ặc dù các dấu hiệu dự kiến (đồng biến) được xác nhận, giả thuyết này bị bác bỏ vì không có ý nghĩa . Như vậy, cơ hội phát triển không phải là một yếu tố quan trọng quyết định đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp được lấy mẫu. Table 3b: Các kết quả hồi quy (Mô hình 2) ROA ROE DR -0.002 -0.083 [-3.010]*** [-6.966]*** {0.003} {0.000} TURN 0.034 0.906 [2.308]** [2.807]*** {0.022} {0.006} SIZE 0.020 0.542 [2.416]** [2.954]*** {0.017} {0.004} AG E -0.081 0.735 [-1.304] [0.540] {0.194} {0.590} TANG -0.082 0.661 [-1.770]* [0.657] {0.077} {0.512} GROW 0.017 0.039 [0.480] [0.050] {0.632} {0.960} IND DUMMY1 -0.006 -.095 [-0.117] [-0.079] IND DUM MY 2 0.053 1.184 [0.878] [0.896] {0.381} {0.371} IND DUMMY3 0.131 4.130 [2.910]*** [4.204]*** {0.004} {0.000} IND DUMMY4 0.090 1.553 [1.632] [1.285] {0.104} {0.201} IND DUMMY5 0.092 0.724 [1.575] [0.568] {0.117} {0.571} IND DUMMY6 -0.006 0.291 11
[-0.243] [0.510] {0.808} {0.611} IND DUMMY7 0.095 1.407 [2.071]** [1.404] {0.040} {0.162} IND DUMMY8 0.053 1.467 [1.023] [1.283] {0.307} {0.201} IND DUMMY9 0.019 2.572 [0.434] [2.681]*** {0.664} {0.008} IND DUMMY10 0.082 1.606 [1.741]* [1.552] {0.083} {0.122} IND DUMMY11 -0.069 -0.059 [-1.659]* [-0.065] {0.099} {0.948} IND DUMMY12 0.130 4.376 IND DUM MY 13 0.039 1.432 [0.784] [1.379] {0.434} {0.170} IND DUMMY14 -0.042 3.472 [-0.841] [3.177]*** {0.401} {0.002} IND DUM MY 15 -0.023 0.368 [-0.433] [0.319] {0.666} {0.750} R square 0.420 0.523 Adjusted R square 0.355 0.470 F- Statistics 6.484*** 9.819*** Number of observation 210 210 Durbin Watson 1.462 1.485 Predictors (constant) DR, TURN, SIZ E, AG E, TANG , GROW. IND DUMMY 1 to 15. Dependent variables: ROA and ROE. t- statistics are shown in the form [ ], while p - values are in the form { }. *, **, *** indicate significant at 10%, 5% and 1% respectively. Bảng 3b cho thấy các kết quả hồi quy của mô hình 2 (khi đưa vào biến kiểm soát IND nhận giá trị giả từ 1-15, đại diện cho tất cả 15 lĩnh vự c được sử dụng trong nghiên cứu đã giới thiệu). Mối quan hệ giữa ROA và ROE (đại diện cho hiệu quả hoạt động) với biến độc lập duy nhất tỷ lệ nợ (DR ) là nghịch biến và có ý nghĩa thống kê ở m ức 1%. Kết quả này tương tự như kết quả của Mô hình 1, khẳng định giả thuyết 1, và cung cấp bằng chứng củng cố lý thuyết chi phí vấn đề người đại diện. Bảng 3b tiếp tục xem xét vòng quay tài sản của doanh nghiệp, quy mô doanh nghiệp và tài sản hữu hình là các y ếu tố quyết định đến hiệu quả hoạt động của doanh 12
nghiệp. Với sự t ham gia của biến kiểm soát, yếu tố ngành (biến giả IND), Bảng 3b cho thấy một mối quan hệ đồng biến và có ý nghĩa giữa hai chỉ số đại diện hiệu quả hoạt động, ROA và ROE với biến giả IND 3 và 12 (nhà m áy bia, thự c phẩm đồ uống và thuốc lá ). Một mối quan hệ đồng biến và có ý nghĩa cũng đã xảy ra giữ a ROA và biến giả IN D 7 và 10 (Hóa chất, các loại s ơn và In ấn xuất bản) cũng như giữ a ROE và biến giả IND 9 và 14 (Xây dựng và tiếp thị dầu khí). Nghiên cứu này cung cấp bằng chứng rằng có 7 ngành ảnh hư ởng tích cực đến hiệu quả hoạt động, do đó chúng là những khu vực khả thi để đầu tư. M ặt khác, m ối quan hệ giữa ROA và biến giả IND 11 (máy tính và t hiết bị văn phòng) là nghịch biến và có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy rằng lĩnh vực n ày ảnh hư ởng tiêu cực đến hiệu quả hoạt động, và lĩnh vực này không tốt cho mục đích đầu tư. Các lĩnh vực khác như nông ngiệp và liên m inh nông nghiệp (biến giả IND 1), Vật liệu xây dự ng (biến giả IND 6), và Dệt may (biến giả IND 15) cũng cho thấy một mối quan hệ nghịch biến giữ a các chỉ số hiệu quả hoạt động với các lĩnh vực của đó, nhưng không có ý nghĩa. Dựa tr ên dòng thảo luận ở trên, giả thuyết 7 dự đoán rằng y ếu tố ngành của m ột công ty ảnh hư ởng đến hiệu quả hoạt động của nó là được chấp nhận. Bảng 3b ở trên (Mô hình 2) cung cấp kết quả mạnh mẽ hơn Bảng 3a (Model 1). Điều này có thể được nhìn t hấy từ các kết quả của hệ số xác định R2 điều chỉnh và hệ số Durbin-Watson đã gia tăng đáng kể trong Mô hình 2. 5. Kết luận Bài viết này xem xét ảnh hưởng của cấu trúc vốn đối với hiệu quả hoạt động về mặt tài chính của doanh nghiệp sử dụng 30 công ty phi tài chính được n iêm yết ở thị trường chứng khoán Nigeria trong giai đoạn từ năm 2001 và 2007. Bài viết này tìm cách lấp đầy khoảng trống trong nghiên cứu trư ớc đây đã nghiên cứu về lĩnh vực này cũng sử dụng dữ liệu của Nigeria. Một nỗ lực đã đư ợc thự c hiện bởi Akintoye (2008) như ng các nghiên cứ u chỉ sử dụng 10 doanh nghiệp của Nigeria, đó là một k ích thư ớc mẫu chưa đủ đại diện. Nó cũng thiếu phần phân tích thực nghiệm - một yêu cầu phải có trong nghiên cứu này. Những kết luận của nó dự a trên các chỉ số tài chính như các chỉ số về cấu trúc vốn và không tiến hành lập mô hình hồi quy hay không có bất kỳ hình thứ c thống kê kinh tế nào đã được thự c hiện. Do đó, bài viết này cố gắng lấp đầy khoảng trống vốn có trong nghiên cứu trước đó. Nghiên cứ u này cho thấy rằng các kỳ vọng cho β1 được xác định bởi mối quan hệ thực tế thu đư ợc theo nghiên cứu hai chỉ số đo lường hiệu quả hoạt động tài chính là ROA và ROE trong hai mô hình. Như vậy,cấu trúc vốn của công ty là m ột yếu tố quan trọng quy ết định đến hiệu quả hoạt động tài chính của công ty và có mối quan hệ tác động theo hư ớng tiêu cực. Kết quả này cung cấp bằng chứ ng củng cố cho giả thuyết chi phí vấn đề người đại diện. N ghiên cứu cũng cho thấy vòng quay tài sản, là một yếu tố quan trọng quyết định hiệu quả hoạt động. Kỳ vọng của β2 được xác định bởi hai đại hai chỉ số đo lường hiệu quả hoạt động t ài chính. N goài ra, Với ROE là một thước đo về hiệu quả tài chính thì quy mô và thời gian hoạt động cũng được xem là các yếu tố quyết định chính đến hiệu quả hoạt động tài chính trong mô hình 1. Tuy nhiên, thời gian hoạt đông của doanh nghiệp không phải là một yếu tố quyết định chính trong mô hình 2. M ặc dù nghiên cứ u bác bỏ các kỳ vọng giả thuy ết về m ối quan hệ giữa tài sản hữu hình và hiệu quả doanh nghiệp. Nó cung cấp bằng chứ ng về mối quan hệ tiêu cực và có ý nghĩa giữa tài sản hữu hình ROA - một chỉ số đo lường hiệu quả hoạt động 13
trong hai m ô hình. Hàm ý của điều này là các công ty được lấy mẫu không t hể sử dụng hiệu quả các tài sản cố định trong t ổng tài sản của để tác động tích cự c đến hiệu quả hoạt động của công ty. Tuy nhiên, nó cung cấp bằn g chứ ng cho thấy tài sản hữu hình là một yếu tố quan trọng quyết định hoạt động của doanh nghiệp. Mặt khác, nghiên cứu này không thể cung cấp bằng chứ ng cho thấy cơ hội tăng trưởng là một yếu tố quy ết định hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp thông qua hai chỉ số đại diện cho hiệu quả hoạt động doanh nghiệp trong hai mô hình. M ô hình 2 cung cấp bằng chứ ng cho thấy y ếu t ố ngành của một doanh nghiệp có thể ảnh hư ởng tích cự c và đáng kể đến hiệu quả hoạt động trong 6 ngành 3,7,9,10,12 và 14 (nhà máy bia, hóa chất và s ơn, Xây dựng, In ấn và xuất bản / Thực phẩm đồ uống và thuốc lá; Dầu khí / tiếp thị) và ảnh hưởng t iêu cực trong một ngành (khu vực 11 - máy tính và thiết bị văn phòng). Tương lai, nghiên cứ u này có t hể đ ược cải thiện nếu số lư ợng của các doanh nghiệp và các phương pháp đo lường hiệu quả hoạt động được tăng lên. Việc sử dụng các p hư ơng pháp đo lường hiệu quả hoạt động trên cơ sở thị trường ví dụ như chỉ số gốc Tobin’sQ, chỉ số giá trên thu nhập PE, giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu, và các chỉ tiêu khác, sẽ làm cho nghiên cứu mạnh mẽ hơn. Cũng cần chú ý chuyển sang nghiên cứu của các công ty quy mô vừa và nhỏ ở các nước đang phát triển. 14