Mức độ biến động của hiệu quả tài chính của doanh nghiệp

Hiệu quả tài chính thường được phản ánh qua chỉ tiêu tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu (ROE). Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng chỉ tiêu độ lệch chuẩn của ROE làm chỉ tiêu nghiên cứu vì mục đích của nghiên cứu không phải là so sánh mức độ biến động của ROE giữa các DN khác nhau, mà là phân tích sự ảnh hưởng của sự biến động của các chỉ tiêu phản ánh các chính sách quản trị của DN đến hiệu quả tài chính của các DN niêm yết.

Theo đó, nghiên cứu này tập trung xem xét mối liên hệ giữa sự biến động của các chỉ tiêu phản ánh các chính sách quản trị của DN đến sự biến động của ROE – chỉ tiêu phản ánh hiệu quả tài chính của các DN. Cụ thể, các chính sách quản trị của DN tập trung vào các chính sách sau:

- Ảnh hưởng của chính sách về đầu tư tài sản: Chính sách về đầu tư tài sản thể hiện qua các quyết định đầu tư vào tài sản cố định. Theo kết quả nghiên cứu của Kanwal và Nadeem (2013), cơ cấu tài sản (tỷ trọng tài sản cố định) có mối quan hệ thuận chiều với tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu (ROE).

Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu thực nghiệm của Onaolapo và Kajola (2010), Quang Minh Nhựt và Lý Thị Phương Thảo (2014) cho thấy, cơ cấu tài sản tác động tiêu cực đến hiệu quả tài chính nhưng ảnh hưởng không đáng kể. Những nghiên cứu này cho thấy sự biến động của chỉ tiêu cơ cấu tài sản (tỷ lệ tài sản cố định) có thể làm cho hiệu quả tài chính của DN biến động.

- Ảnh hưởng chính sách về cơ cấu nguồn vốn: Chính sách về cơ cấu nguồn vốn thể hiện qua các quyết định về nguồn tài trợ của DN, và hệ quả của các quyết định này thể hiện qua sự hình thành cơ cấu nguồn vốn của DN. Nghiên cứu của Weixu (2005) cho thấy, tác động cùng chiều (+) của cơ cấu vốn đến hiệu quả hoạt động của DN (đo lường bằng ROE). Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu của Mwangi và các cộng sự (2014), Adekunle (2009) lại cho thấy, tác động ngược chiều (-) của cơ cấu vốn đến hiệu quả hoạt động.

- Ảnh hưởng của chính sách thúc đẩy doanh thu: Chính sách thúc đẩy doanh thu có thể được phản ánh qua chỉ tiêu vòng quay tài sản của các DN. Tỷ số này càng cao nghĩa là DN đã nỗ lực khai thác sử dụng tài sản hiện có để tạo ra doanh thu càng cao. Đồng thời, khi tài sản được quay vòng càng nhanh thì hiệu quả sử dụng vốn sẽ càng cao.

Điều này sẽ giúp cho DN có thể tiết kiệm được chi phí vốn và các chi phí khác có liên quan. Theo nghiên cứu của Circiumaru và cộng sự (2008), Onaolapo and Kajola (2010), Trương Đông Lộc và Trần Văn Tâm (2013), vòng quay tài sản có tác động tích cực đến hiệu quả tài chính DN.

- Ảnh hưởng của chính sách về chi phí hoạt động kinh doanh: Chính sách về chi phí hoạt động kinh doanh thể hiện qua các quyết định về chi phí hoạt động như các quyết định liên quan đến đầu vào (nguyên liệu, vật tư, hàng hóa), hoạt động sản xuất và các quyết định liên quan đến đầu ra như tồn kho, bán hàng, và các hoạt động quản lý, điều hành DN. Theo nghiên cứu của nhóm tác giả Quang Minh Nhựt và Lý Thị Phương Thảo (2014), tỷ lệ chi phí bán hàng và quản lý DN trên tổng chi phí hoạt động có ảnh hưởng tích cực đến tỷ suất ROE.

Căn cứ các giả thuyết trên, tác giả xây dựng mô hình nghiên cứu mối quan hệ giữa sự biến động của các chỉ tiêu phản ánh các chính sách quản trị của DN đến sự biến động của ROE của các công ty niêm yết như sau:

SD_ROE =   +  *SD_CCTS +  *SD_CCNV+  *SD_DT +  *SD_CPBQ+  *SD_CPGV+ ε

Trong đó: SD_ROE = Độ lệch chuẩn của khả năng sinh lời vốn chủ sở hữu (Lợi nhuận thuần/Vốn chủ sở hữu bình quân); biến độc lập bao gồm: SD_CCTS = Độ lệch chuẩn của Tỷ trọng tài sản cố định (Tài sản cố định/Tổng tài sản), SD_CCNV = Độ lệch chuẩn của Tỷ lệ nợ phải trả/vốn chủ, SD_DT = Độ lệch chuẩn của vòng quay tài sản (Doanh thu thuần/Tổng tài sản bình quân), SD_CPBQ = Độ lệch chuẩn của tỷ lệ chi phí bán hàng và quản lý DN/Doanh thu thuần và SD_CPGV = Độ lệch chuẩn của tỷ lệ giá vốn hàng bán/Doanh thu thuần. Tất cả các biến được tính cho giai đoạn 2010-2015.

Đồng thời, để so sánh kết quả với các biến gốc (không sử dụng độ lệch chuẩn), nghiên cứu cũng kiểm định các giả thuyết với mô hình tương ứng:

ROE =   +  * CCTS +  * CCNV+  * DT +  * CPBQ+  * CPGV+ ε

Trong đó: ROE = Khả năng sinh lời vốn chủ sở hữu (Lợi nhuận thuần/Vốn chủ sở hữu bình quân); CCTS = Tỷ trọng tài sản cố định (Tài sản cố định/Tổng tài sản), CCNV = Tỷ lệ nợ phải trả/vốn chủ, DT = Vòng quay tài sản (Doanh thu thuần/Tổng tài sản bình quân), CPBQ = Tỷ lệ chi phí bán hàng và quản lý DN/Doanh thu thuần, và CPGV = Tỷ lệ giá vốn hàng bán/Doanh thu thuần. Tất cả các biến được tính bình quân cho giai đoạn 2010-2015.

Chọn mẫu và thu thập dữ liệu

Trong nghiên cứu này, dữ liệu được lựa chọn và thu thập từ Báo cáo tài chính đã được kiểm toán, cụ thể là từ Bảng cân đối kế toán và Báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh của các DN. Số liệu được thu thập từ website của Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội và Sở Giao dịch Chứng khoán TP. Hồ Chí Minh.

Các DN được lựa chọn không bao gồm các công ty tài chính (ngân hàng, chứng khoán, bảo hiểm); Các DN này phải có thông tin đầy đủ trên báo cáo tài chính trong 6 năm, giai đoạn 2010-2015. Tác giả sử dụng phương pháp chọn mẫu ngẫu nhiên để chọn ra 150 công ty vào mẫu nghiên cứu, giai đoạn 2010-2015.

Các kết quả nghiên cứu

Nghiên cứu thực hiện phân tích hồi quy tuyến tính theo phương pháp phân tích hồi quy bội. Để cho việc ước lượng mô hình nghiên cứu đảm bảo độ tin cậy, tác giả áp dụng một số kiểm định như: kiểm định đa cộng tuyến, tự tương quan, phương sai thay đổi với kết quả cho thấy, các tham số ước lượng của mô hình đều bảo đảm độ tin cậy cho phép. Thống kê mô tả các biến trong mô hình được trình bày trong Bảng 1.

Kết quả thống kê mô tả cho thấy, các công ty niêm yết trong mẫu có hiệu quả tài chính ở mức trung bình (ROE = 0.1141), đồng thời mức độ biến động của hiệu quả tài chính (SD_ROE = 0.0801) ở mức khá cao. Tỷ trọng tài sản cố định được đầu tư ở mức vừa phải (CCTS = 0.2827) và khá ổn định (SD_CCTS = 0.0687). Tỷ lệ nợ phải trả/vốn chủ sở hữu cho thấy, các công ty niêm yết trong mẫu sử dụng nợ khá cao, bình quân là 1.5595, như vậy, các công ty dựa vào nợ vẫn là chủ yếu trong hoạt động của mình, đồng thời mức độ biến động của cơ cấu nguồn vốn là khá ổn định (SD_ CCNV = 0.4620).

Hiệu quả sử dụng tài sản để tạo ra doanh thu của các công ty cũng ở mức vừa phải, và biến động không nhiều. Tỷ trọng chi phí bán hàng và quản lý DN/doanh thu thuần ở mức vừa phải, nhưng có mức biến động khá cao (SD_CPBQ = 0.0878). Cuối cùng, giá vốn hàng bán chiếm tỷ trọng khá cao trong doanh thu (CPGV = 0.8212) và có mức biến động khá thấp.

Kết quả chạy mô hình hồi quy cho thấy kết quả ước lượng của 2 mô hình: mô hình với biến phụ thuộc là độ lệch chuẩn của ROE và các biến độc lập cũng sử dụng độ lệch chuẩn của các biến và mô hình với biến phụ thuộc là ROE và các biến độc lập tương ứng (biến với giá trị gốc). Cả 2 mô hình đều có ý nghĩa (ANOVA Sig. F = 0.0000) và có năng lực giải thích nhất định với Adj. R2 lần lượt là 0.16 và 0.27.

Kết quả cho thấy, các chính sách tác động đến giá vốn hàng bán thực sự có ảnh hưởng lớn nhất (SD_CPGV = 0.4536, P-value = 0.0000) đến hiệu quả tài chính của các công ty niêm yết. Giá vốn hàng bán tăng lên sẽ làm giảm ROE (CPGV = -0.3968) lớn nhất, và đồng thời sự biến động của giá vốn hàng bán cũng gây nên sự biến động lớn nhất đối với ROE. Số liệu mô tả thống kê cho thấy chỉ tiêu giá vốn hàng bán của các DN có mức biến động thấp.

Như vậy, mặc dù có mức độ biến động thấp, nhưng sự biến động của giá vốn hàng bán lại tác động rất lớn đến ROE. Điều này cho thấy, các công ty niêm yết cần tập trung vào quản lý giá vốn hàng bán và cần có sự thận trọng trong việc tác động đến giá vốn hàng bán, so với các chính sách quản trị đối với các đối tượng khác.

Việc thực hiện các chính sách thúc đẩy doanh thu sẽ tác động tích cực đến hiệu quả tài chính của DN (DT = 0. 0314, P-value = 0. 0000). Sự biến động của các chính sách thúc đẩy doanh thu cũng có tác động khiêm tốn đến sự biến động của ROE (SD_DT = 0.0518, P-value = 0. 0098). So với giá vốn hàng bán, tác động của việc thúc đẩy doanh thu đối với ROE là thấp hơn hẳn. Điều này hàm ý rằng, một chính sách thúc đẩy doanh thu chưa hẳn đã có tác động tích cực lớn đến ROE, mà yếu tố then chốt là quản lý giá vốn hàng bán.

Đối với yếu tố đòn bẩy tài chính – tỷ lệ nợ phải trả trên vốn chủ sở hữu, mặc dù kết quả cho thấy, yếu tố này không thực sự ảnh hưởng đến ROE (CCNV = 0.0314, P-value = 0.5568), nhưng mức biến động của chỉ tiêu này thực sự có sự tương quan với mức biến động của ROE (SD_CCNV = 0. 0209, P-value = 0. 0476). Điều này cho thấy sự độc lập tương đối giữa giá trị của chỉ tiêu tỷ lệ nợ phải trả trên vốn chủ sở hữu với mức độ biến động của chính chỉ tiêu này.

Ngược lại, đối với chỉ tiêu sự biến động của tỷ lệ chi phí bán hàng và quản lý DN/Doanh thu thuần, mặc dù chỉ tiêu này có ảnh hưởng đến ROE (CPBQ = -0.0458, P-value = 0. 0019), nhưng mức độ biến động của chỉ tiêu này không có sự tương quan với mức biến động của ROE (SD_CPBQ = 0.0033, P-value = 0.6048). Cuối cùng, yếu tố cơ cấu tài sản thực sự không có ảnh hưởng hoặc tương quan với sự biến động của ROE.

Như vậy, bằng việc khai thác góc độ mức độ biến động của các nhân tố, bài viết đã cung cấp thêm bằng chứng về mối quan hệ giữa các chính sách quản trị và hiệu quả tài chính của các DN. Các kết quả nghiên cứu cũng làm rõ hơn tác động của các nhân tố phản ánh các chính sách quản trị liên quan đến hiệu quả tài chính của DN. Kết quả nghiên cứu có ý nghĩa thực tiễn trên khía cạnh, giúp nhà quản trị có thể dự đoán được ảnh hưởng của các chính sách quản trị đến hiệu quả tài chính của DN, từ đó, có thể đề ra được các chính sách hoặc kết hợp các chính sách một cách phù hợp giúp nâng cao hiệu quả tài chính của DN.     

Tài liệu tham khảo:

1. Quang Minh Nhựt và Lý Thị Phương Thảo (2014), “Phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả của các DN bất động sản đang niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam”, Tạp chí Khoa học, Đại học Cần Thơ, Số 33, 65-71.

2. Adekunle, A.O & Sunday, O.K. (2010), “Capital Structure and Firm Performance: Evidencefrom Nigeria.European Journal of Economics”, Finance and Administrative Sciences, 25, 71-80;

3. Kanwal, S. và Nadeem, M. (2013), “The impact of macroeconomic variables on the profitability of listed commercial banks in Pakistan”, European Journal of Business and Social Sciences, Vol. 2, No.9 , pp 186-201, December 2013. P.P. 186 – 201.