Ảnh hưởng của dòng tiền đến hiệu quả hoạt động của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam bằng mô hình tác động cố định

Bài báo nghiên cứu ảnh hưởng của dòng tiền đến hiệu quả hoạt động của các công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2009 -2018. Kết quả ước lượng hồi quy dữ liệu bảng, với mô hình tác động cố định (Fixed effects) cho thấy, dòng tiền có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả hoạt động của công ty. Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu cũng chỉ ra quy mô công ty và tỷ lệ nợ có ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả hoạt động.

ECONOMICS - SOCIETY P-ISSN 1859-3585 E-ISSN 2615-9619 ẢNH HƯỞNG CỦA DỊNG TIỀN ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC CƠNG TY NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM BẰNG MƠ HÌNH TÁC ĐỘNG CỐ ĐỊNH EFFECTS OF CASH FLOW ON THE PERFORMANCE OF NON-FINANCIAL COMPANIES LISTED ON VIETNAM'S STOCK MARKET USE THE FIXED EFFECTS MODEL Trương Thị Thu Hương TÓM TẮT Bài báo nghiên cứu ảnh hưởng dịng tiền đến hiệu hoạt động cơng ty phi tài niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2009 - 2018 Kết ước lượng hồi quy liệu bảng, với mơ hình tác động cố định (Fixed effects) cho thấy, dòng tiền có ảnh hưởng tích cực đến hiệu hoạt động cơng ty Bên cạnh đó, kết nghiên cứu quy mô công ty tỷ lệ nợ có ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu hoạt động Ngược lại, tốc độ tăng trưởng tài sản hội đầu tư có ảnh hưởng tích cực đến hiệu hoạt động Từ tác giả đưa số khuyến nghị cho doanh nghiệp nhằm nâng cao hiệu hoạt động cơng ty Từ khóa: Dịng tiền; hiệu hoạt động; thị trường chứng khốn, hội đầu tư ABSTRACT The paper study the effects of cash flow on the performance of non-financial companies listed on Vietnam's stock market for the period of 2009-2018 The stuty use the fixed effects model, with panel data The results show that cash flow has a positive effect on the performance of the business In addition, the results also indicate that the size of the business and the debt ratio have a negative impact on the performance of the business In contrast, asset growth and investment opportunities have a positive effect on business performance From which, the author highlighted some recomemdations for manager to improve operational efficiency Keywords: Cash flow; operational efficiency; stock market; investment opportunities Trường Đại học Thủy Lợi Email: truongthuhuong2703@gmail.com Ngày nhận bài: 20/01/2020 Ngày nhận sửa sau phản biện: 25/6/2020 Ngày chấp nhận đăng: 25/4/2021 GIỚI THIỆU Hiệu hoạt động (HQHĐ) cơng ty tiêu tài quan trọng nhà đầu tư nhà quản lý quan tâm Việc nâng cao hiệu hoạt động đóng vai trị quan trọng tồn phát triển công ty, giúp công Website: https://tapchikhcn.haui.edu.vn ty cạnh tranh thị trường Ngoài ra, hiệu hoạt động tiêu chí nhà đầu tư xem xét định mua bán cổ phiếu thị trường chứng khốn Do đó, nhà quản lý ln cố gắng tìm biện pháp nhằm nâng cao hiệu hoạt động Vì vậy, việc nghiên cứu để tìm yếu tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động kinh doanh công ty chủ đề nhiều học giả bàn luận tài doanh nghiệp Một yếu tố dịng tiền Dòng tiền chuyển động ra, vào luồng tiền cơng ty hay đơn vị đó, khoảng thời gian định Đối với công ty, dịng tiền ví máu chảy thể việc quản trị dịng tiền định sống cịn cơng ty Dịng tiền giữ vai trò quan trọng, ảnh hưởng tới định kinh tế doanh nghiệp, mục tiêu doanh nghiệp hay sở kinh doanh tạo dòng tiền dương, tức dòng tiền vào lớn dòng tiền Việc quản lý tốt dịng tiền giúp cơng ty đáp ứng nhu cầu tài để mở rộng, phát triển kinh doanh, tận dụng tối đa hội kinh doanh, đồng thời giảm thiểu chi phí, nâng cao hiệu hoạt động Một số nghiên cứu thực nghiệm giới Việt Nam thực nhằm đánh giá ảnh hưởng dòng tiền đến hiệu hoạt động Tuy nhiên, kết nghiên cứu chưa thống có khác Vì vậy, báo thực nhằm làm rõ ảnh hưởng dòng tiền đến hiệu hoạt động công ty phi tài niêm yết thị trường chứng khốn (TTCK) Việt Nam Từ đó, cung cấp thơng tin hữu ích cho nhà quản lý quản lý dòng tiền góp phần nâng cao hiệu quả kinh doanh doanh nghiệp Nội dung báo gồm phần: Thứ nhất, nêu sở lý thuyết, tổng quan công trình nghiên cứu liên quan đến đề tài mơ tả phương pháp nghiên cứu sử dụng Thứ hai, trình bày kết nghiên cứu thảo luận Cuối cùng, tóm tắt kết luận rút từ kết nghiên cứu đưa số khuyến nghị Vol 57 - No (Apr 2021) ● Journal of SCIENCE & TECHNOLOGY 147 KINH TẾ XÃ HỘI CƠ SỞ LÝ THUYẾT, TỔNG QUAN VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 2.1 Cơ sở lý thuyết Cơ sở lý thuyết để nghiên cứu ảnh hưởng dòng tiền đến hiệu hoạt động công ty dựa lý thuyết người đại diện lý thuyết dòng tiền tự Một giả định thị trường vốn hoàn hảo khơng có xung đột lợi ích nhà quản lý cổ đông Tuy nhiên, thực tế chủ sở hữu công ty thường không đồng thời nhà quản lý Khi đó, nhà quản lý người đại diện cho cổ đơng lợi ích nhà quản lý khơng đồng với lợi ích cổ đơng Vì vậy, họ tiến hành hành động bất lợi cho cổ đông hay làm giảm giá trị công ty Do đó, cổ đơng gánh chịu chi phí đại diện liên quan đến việc giám sát nhà quản lý chi phí đại diện chi phí tiềm ẩn xung đột lợi ích cổ đông nhà quản lý công ty gây Lý thuyết Jensen Meckling đề cập [13], sau đó được Jensen nhắc lại một nghiên cứu khác của ông [14] Jensen cho nhà quản lý có động lực để mở rộng quy mơ doanh nghiệp vượt quy mô tối ưu để khuếch đại nguồn lực kiểm soát họ Việc giảm thiểu lượng tiền kiểm soát nhà quản lý giúp ngăn cản nhà quản lý đầu tư vào dự án hiệu Đồng thời, buộc họ phải tiếp cận thị trường bên để huy động vốn Từ đó, dịng tiền cơng ty ảnh hưởng đến giá trị hiệu hoạt động công ty 2.2 Tổng quan nghiên cứu Có nhiều học giả nghiên cứu mối quan hệ dòng tiền hiệu hoạt động công ty Tuy nhiên, kết nghiên cứu thực nghiệm khơng đồng Một số tác giả tìm thấy mối quan hệ thuận chiều dòng tiền hiệu hoạt động Trong khí đó, số nghiên cứu khác lại tìm thấy mối quan hệ ngược chiều dòng tiền hiệu hoạt động Adelegan phân tích thực nghiệm mối quan hệ dịng tiền thay đổi cổ tức TTCK Nigeria [1] Tác giả sử dụng phương pháp hồi quy bình phương nhỏ OLS, với liệu từ 63 công ty, giai đoạn 1984 đến 1997 Kết nghiên cứu cho thấy dịng tiền có ảnh hưởng đến thay đổi cổ tức cơng ty Ngồi ra, tác giả cịn tìm thấy mối quan hệ chiều có ý nghĩa dịng tiền hiệu cơng ty Nghiên cứu tác giả Ashtiani cho thấy mối quan hệ dòng tiền, hoạt động đầu tư hiệu tài cơng ty niêm yết Sở giao dịch chứng khốn Tehran có mối tương quan ngược chiều khơng có ý nghĩa thống kê [4] Trong đó, nghiên cứu Watson tìm thấy mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa thống kê dòng tiền hiệu hoạt động [22] Zhou cộng kiểm định mối quan hệ dòng tiền tự hiệu tài từ cơng ty bất động sản niêm yết Trung Quốc Phân tích hồi quy với liệu từ năm 2006 đến năm 2011 [23] Nghiên cứu kết luận dòng tiền tự tương quan ngược chiều đến hiệu tài 148 Tạp chí KHOA HỌC VÀ CƠNG NGHỆ ● Tập 57 - Số2 (4/2021) P-ISSN 1859-3585 E-ISSN 2615-9619 công ty, nhiều dòng tiền tự làm giảm hiệu tài cơng ty Ali cộng nghiên cứu mối quan hệ biến lợi nhuận dòng tiền TTCK Iran [2] Phương pháp phân tích hồi quy đa biến, sử dụng liệu giai đoạn năm 2003-2011 Kết hồi quy cho thấy mối tương quan ngược chiều có ý nghĩa hiệu cơng ty dịng tiền Thanh Nguyen nghiên cứu ảnh hưởng mối quan hệ với ngân hàng lên hiệu công ty Việt Nam [20] Tác giả sử dụng mô hình hồi quy đa biến, dựa liệu gồm 465 công ty niêm yết TTCK Việt Nam giai đoạn 2007 - 2010 Kết nghiên cứu hiệu hoạt động công ty giảm mối quan hệ với ngân hàng công ty tăng Ngồi ra, nghiên cứu dịng tiền có tương quan ngược chiều với tiêu thu nhập vốn chủ sở hữu cơng ty Như vậy, dịng tiền ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu công ty niêm yết TTCK Việt Nam Chikashi nghiên cứu thu nhập hiệu hoạt động doanh nghiệp lĩnh vực thiết bị điện Sở giao dịch chứng khoán Tokyo [7] Tác giả sử dụng liệu hàng năm, giai đoạn 2009-2011 phương pháp hồi quy OLS Kết cho thấy dòng tiền hiệu doanh nghiệp có mối quan hệ ngược chiều Bên cạnh đó, biến dịng tiền cịn giúp dự báo thu nhập cổ phiếu tương lai Bingilar Oyadenghan nghiên cứu mối tương quan dòng tiền hiệu bệnh viện ngành công nghiệp truyền thông Nigeria [5] Kết phân tích thống kê mơ tả tương quan Pearson cho thấy tồn mối tương quan tích cực có ý nghĩa thống kê cao dịng tiền lợi nhuận rịng Từ đó, tác giả khẳng định dịng tiền có ảnh hưởng đến hiệu hoạt động doanh nghiệp Một nghiên cứu khác thực TTCK Nigeria Nghiên cứu Ogbonnaya cộng phân tích mối quan hệ dịng tiền hiệu tài ngân hàng niêm yết kinh tế Kết nghiên cứu cho thấy dịng tiền hoạt động có ảnh hưởng tích cực đến hiệu tài ngân hàng [16] Ngược lại, dòng tiền từ hoạt động đầu tư hoạt động tài có tác động tiêu cực mức độ yếu đến hiệu tài ngân hàng Như vậy, kết nghiên cứu thực nghiệm cho thấy dịng tiền có ảnh hưởng khác đến hiệu hoạt động công ty Kết thay đổi nước theo ngành nghề kinh doanh 2.3 Phương pháp nghiên cứu Để nghiên cứu ảnh hưởng dòng tiền đến hiệu hoạt động công ty niêm yết TTCK Việt Nam biến phụ thuộc hiệu hoạt động cơng ty, biến độc lập dịng tiền công ty Trong nghiên cứu này, hiệu hoạt động đo lường thông qua hai tiêu thu nhập tài sản (ROA) thu nhập vốn chủ sở hữu (ROE) Biến dòng tiền dòng tiền từ hoạt động kinh doanh cơng ty (CF) Ngồi ra, biến kiểm soát sử dụng Website: https://tapchikhcn.haui.edu.vn ECONOMICS - SOCIETY P-ISSN 1859-3585 E-ISSN 2615-9619 mơ hình là: Quy mô doanh nghiệp (SIZE), hội đầu tư (MTB), tốc độ tăng trưởng (GROW) tỷ lệ nợ (LEV) Mơ hình nghiên cứu sau: xttest3 Để kiểm định tượng đa cộng tuyến tác giả dùng lệnh VIF STATA Bảng Kiểm định tự tương quan Mô hình 1: ROA = α0 + α1CF+ α2 MTB + α3GROW + α4SIZE + α5LEV + t Wooldridge test for autocorrelation in panel data Mơ hình 2: ROE = α0 + α1CF+ α2 MTB + α3GROW + α4SIZE + α5LEV + t Bảng Định nghĩa diễn giải biến mơ hình Tên biến Hiệu hoạt động (ROA) Hiệu hoạt động (ROE) Dòng tiền (CF) Quy mô doanh nghiệp (SIZE) Tốc độ tăng trưởng (GROW) Cơ hội đầu tư (MTB) Tỷ lệ nợ (LEV) Dữ liệu sử dụng để nghiên cứu ảnh hưởng dòng tiền đến hiệu hoạt động công ty niêm yết TTCK Việt Nam giai đoạn 2009 - 2018 liệu bảng (panel data) Tác giả vận dụng mơ hình tác động cố định (FEM) mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM) để thực phân tích hồi quy Trước hết, tác giả ước lượng mơ hình với dạng FEM REM Sau đó, tác giả sử dụng kiểm định Hausman để so sánh dạng mơ hình FEM hay REM Kết kiểm định Hausman cho thấy hai mơ hình có hệ số Prob>chi2 = 0,0000 < 0,05 nên mơ hình tác động cố định (FEM) phù hợp mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM) Do đó, nghiên cứu sử dụng mơ hình dạng FEM với cơng cụ STATA 14 để kiểm định ảnh hưởng dòng tiền đến hiệu hoạt động cơng ty phi tài niêm yết TTCK Việt Nam Tiếp theo, tác giả tiến hành kiểm tra tượng tự tương quan (bảng 2), phương sai sai số thay đổi (bảng 3) đa cộng tuyến mơ hình (bảng 4) Kiểm định Wooldridge test (với lệnh xtserial) sử dụng để kiểm định tượng tự tương quan Kiểm định phương sai sai số thay đổi mơ hình FEM thực với lệnh Website: https://tapchikhcn.haui.edu.vn F( 1, 502) = 17,710 Prob > F = 0,0000 F( 1, 502) = 5,664 Prob > F = 0,0177 Bảng Kiểm định phương sai sai số thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model Mơ hình Mơ hình chi2 (502) = 2.2e+34 Prob>chi2 = 0,0000 chi2 (502) = 2.4e+34 Prob>chi2 = 0,0000 Nguồn: Tính tốn tác giả Bảng Hệ số phóng đại phương sai (VIF) biến độc lập Bằng Logarit tự nhiên tổng tài sản cuối năm Mẫu nghiên cứu gồm 502 cơng ty phi tài niêm yết Sở giao dịch chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội giai đoạn 2009 - 2018 (loại trừ ngành bảo hiểm, bất động sản, chứng khốn ngân hàng) Bởi theo Fama French cơng ty tài có cấu trúc báo cáo tài khác địn bẩy cao so với ngành lại nên loại khỏi mẫu nghiên cứu [9] Dữ liệu tiêu tài cung cấp nguồn liệu StoxPlus Mơ hình Nguồn: Tính tốn tác giả Đo lường biến Thu nhập tổng tài sản doanh nghiệp cuối năm Thu nhập vốn chủ sở hữu doanh nghiệp cuối năm Bằng dòng tiền hoạt động hàng năm/tổng tài sản cuối năm Bằng tỷ lệ thay đổi tổng tài sản hàng năm: GROW = (TA0 – TA-1)/TA-1 Bằng Logarit tự nhiên giá trị thị trường/giá trị sổ sách cuối năm [10] Bằng tỷ lệ tổng nợ/tổng tài sản cuối năm Mơ hình VIF 1/VIF SIZE 7,50 0,1333 LEV 6,81 0,1469 MTB 1,57 0,6362 CF 1,23 0,8124 GROW 1,10 0,9103 Mean VIF 3,64 Nguồn: Tính tốn tác giả Kết kiểm định Wooldridge test Modified Wald test cho thấy hai mơ hình có tượng tự tương quan phương sai sai số thay đổi Kết hệ số phóng đại phương sai VIF biến độc lập nhỏ 10, nên không xảy tượng đa cộng tuyến mô hình Do đó, lệnh cluster STATA sử dụng để khắc phục tượng tự tương quan phương sai sai số thay đổi mơ hình FEM KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 3.1 Thống kê mô tả Bảng Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị Giá trị lớn nhỏ ROA 4,325 0,0703 0,0887 -0,9883 0,8391 ROE 4,325 0,1418 0,1818 -2,1678 4,6557 MTB 4,325 -0,5639 0,7509 -3,0865 3,9070 CF 4,325 0,0574 0,1666 -1,2975 2,0194 SIZE 4,325 26,7993 1,4853 20,7202 31,9220 GROW 4,325 0,4597 12,5384 -0,7453 783,2311 LEV 4,325 0,5010 0,2276 0,0003 1,4087 Biến Nguồn: Tính tốn tác giả Vol 57 - No (Apr 2021) ● Journal of SCIENCE & TECHNOLOGY 149 KINH TẾ XÃ HỘI P-ISSN 1859-3585 E-ISSN 2615-9619 Bảng thống kê mơ tả giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ giá trị lớn biến mơ hình nghiên cứu Bảng số liệu cho thấy giá trị trung bình ROA cơng ty phi tài niêm yết TTCK Việt Nam giai đoạn 2009 - 2018 7,03%; giá trị trung bình ROE 14,18% Kết có nghĩa cơng ty đầu tư 100 đồng tài sản bình quân tạo khoản lợi nhuận sau thuế 7,03 đồng khoản lợi nhuận lớn mà cơng ty thu 83,91 Bên cạnh đó, 100 đồng vốn chủ sở hữu đầu tư vào công ty tạo khoản lợi nhuận sau thuế bình quân 14,18 đồng Giá trị trung bình biến CF 0,0574 nghĩa giai đoạn 2009 - 2018, dòng tiền hoạt động bình qn cơng ty phi tài niêm yết TTCK Việt Nam 5,74% so với tổng tài sản công ty Giá trị trung bình biến tỷ lệ nợ 0,5010 nghĩa bình qn cơng ty sử dụng khoảng 50% vốn vay để hình thành tài sản cho cơng ty 3.2 Kiểm định mối quan hệ tương quan hệ số phóng đại phương sai Bảng Ma trận hệ số tương quan biến mơ hình ROA CF MTB SIZE GROW LEV 1,0000 ROA 0,3318 1,0000 CF 0,2743 0,1174 1,0000 MTB -0,0276 -0,039 0,1706 1,0000 SIZE -0,1057 0,1026 0,0836 1,0000 GROW 0,1047 -0,4045 -0,2062 -0,1426 0,3395 0,0327 1,0000 LEV Nguồn: Tính tốn tác giả Bảng Ma trận hệ số tương quan biến mơ hình ROE CF MTB SIZE GROW LEV ROE 1,0000 0,2211 0,1628 0,0672 0,1314 -0,1278 CF MTB SIZE GROW LEV 1,0000 0,1174 -0,039 -0,1057 -0,2062 1,0000 0,1706 0,1026 -0,1426 1,0000 0,0836 0,3395 1,0000 0,0327 1,0000 Nguồn: Tính toán tác giả Kết ma trận hệ số tương quan cặp biến có giá trị tuyệt đối nhỏ 0,7 nên khơng có tương quan biến mơ hình (bảng 6, 7) Do đó, việc loại biến nghiên cứu khơng cần thiết mơ hình hợp lý 3.3 Kết ước lượng mơ hình Bảng trình bày kết hồi quy theo mơ hình tác động cố định (FEM) mơ hình mơ hình Bảng Kết ước lượng mơ hình Biến CF SIZE Mơ hình (ROA) Mơ hình (ROE) 0,0375*** 0,0481* (0,0131) (0,0271) -0,0193*** -0,0230* (0,00428) (0,0119) 150 Tạp chí KHOA HỌC VÀ CƠNG NGHỆ ● Tập 57 - Số2 (4/2021) MTB GROW LEV Hằng số Số quan sát R-squared 0,0107*** (0,00251) 0,0231*** (0,00724) -0,150*** (0,0235) 0,659*** (0,109) 4,325 0,126 0,0110 (0,00784) 0,0488*** (0,0156) -0,235*** (0,0651) 0,858*** (0,299) 4,325 0,068 Ghi chú: Trong ngoặc Robust standard errors, *** p