8. Tổng quan tài liệu nghiên cứu
3.1. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.1.1. Thống kê mô tả về các biến trong mô h nh nghiên cứu
Bảng 3.1. Thống kê mô tả các biến trong mô hình nghiên cứu
Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max
NOP 254 0,2624 0,2305 -0,5570 1,2370 ACP 254 21,1138 75,1391 0,0000 981,7099 AIP 254 9,2750 24,8122 0,0000 297,7806 APP 254 36,0925 77,4933 0,0000 1062,6790 DR 254 0,4854 0,2066 0,1065 1,3074 CTR 254 0,6611 0,1656 0,1225 0,9336 FAR 254 0,0406 0,0438 0,0000 0,2675 MI 254 0,0870 0,0870 0,0000 0,4714 CR 254 1,8458 1,1683 0,5831 8,2009 SIZE 254 27,1928 1,3178 23,7974 31,6007 GROW 254 0,0659 0,3127 -1,0000 1,8535
(Nguồn: Tính toán của tác giả)
Kết quả thống kê mô tả cho thấy giá trung bình, giá trị lớn nhất, nhỏ nhất của các biến.Với biến phụ thuộc NOP – Tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp của các doanh nghiệp ngành sản xuất hàng tiêu dùng đạt mức trung bình 0,2624 tƣơng đƣơng 26,24%, trong đó doanh nghiệp đạt lớn nhất là 1,2370 tƣơng ứng 123,7% và doanh nghiệp đạt nhỏ nhất là -55,7% tƣơng ứng 0,5570.
Hệ số vòng quay khoản phải thu có giá trị trung bình là 21,1138 lần tƣơng ứng 17,3 ngày trong năm với độ lệch chuẩn là 75,1391 lần, biến thiên
60 từ 0 đến 981,7099 lần. Qua đó, có thể thấy số vòng quay các khoản phải thu
của các doanh nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng là rất cao, điều này là rất tốt trong việc thu hồi các khoản nợ từ khách hàng, tốc độ quay vòng các khoản phải thu cao sẽ tạo điều kiện cho tốc độ chu chuyển tiền mặt cao hơn, giúp cho doanh nghiệp tự tin trong khả năng thanh khoản của mình. Tuy nhiên mức độ biến thiên khá rộng, từ 0 đến trên 981 vòng quay, điều này cho thấy trong 85 doanh nghiệp ngành sản xuất hàng tiêu dùng quan sát đƣợc thì khả năng quản trị các khoản phải thu là không đồng đều nhau, điều này là do đặc điểm về tài chính của từng doanh nghiệp đối với mỗi loại hàng hóa phục vụ tiêu dùng và đối với thị trƣờng tiêu thụ cho từng mặt hàng. (Có doanh nghiệp có số vòng quay khoản phải thu là 0 nhƣng cũng có doanh nghiệp có số vòng quay khoản phải thu là 981,7099 lần).
Hệ số vòng quay hàng tồn kho biến thiên từ 0 đến 297,7806 lần, có giá trị trung bình là 9,2750 lần với độ lệch chuẩn 24,8122 lần. Kết quả này hoàn toàn phù hợp với ngành sản xuất hàng tiêu dùng vì cần một lƣợng tồn kho nhất định để phục vụ cho sản xuất và kinh doanh, hệ số vòng quay hàng tồn kho trung bình là 9,2750 lần tƣơng ứng gần 40 ngày trong năm tồn kho. Điều này cho thấy các doanh nghiệp cần phải quản lý tốt mức tồn kho duy trì cho sản xuất, số ngày tồn kho càng cao sẽ gây gia tăng các khoản chi phí lƣu kho, bảo quản, giảm chất lƣợng nguyên liệu hoặc sản phẩm. Ngoài ra, mức độ biến thiên khá rộng, có doanh nghiệp đạt số vòng quay cao nhất là 297,7806 lần tƣơng ứng 1,2 ngày, điều này cho thấy khả năng quản trị hàng tồn kho đối với các doanh nghiệp sản xuất các mặt hàng tiêu dùng khác nhau, quy trình công nghệ sản xuất khác nhau là khác nhau, do đó duy mức tồn kho hợp lý chính là hiệu quả của quản trị hàng tồn kho.
Hệ số vòng quay khoản phải trả đạt giá trị trung bình là 36,0925 lần tƣơng ứng khoảng 10,1 ngày với độ lệch chuẩn là 77,4933 lần. Khoảng cách
61 biến thiên rất lớn từ 0 đến 1062,6790 lần, điều đó có nghĩa là sẽ có những
doanh nghiệp thực hiện việc trả các khoản phải trả cho nhà cung cấp đúng thời hạn nhƣng cũng có các doanh nghiệp kéo dài thời hạn thanh toán cho nhà cung cấp nhằm tăng khả năng sinh lời từ chiếm dụng vốn.
Tỷ số nợ có giá trị trung bình là 0,4854 tức là 48,54%, có nghĩa là trong cấu trúc vốn của doanh nghiệp có 48,54% là vốn vay, còn lại là 51,46% vốn chủ sở hữu. Theo Gibson [17] thì mức thông thƣờng là 60/40 nên con số ngày đối với các doanh nghiệp ngành sản xuất hàng tiêu dùng là khá thấp khi tỷ lệ vốn vay và vốn chủ sở hữu gần nhƣ là 50/50.
Tỷ trọng tài sản ngắn hạn biến thiên từ 12,25% đến 93,36%, đạt giá trị trung bình là 66,11%, tỷ lệ tài sản ngắn hạn trong các doanh nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng là khá lớn, chiếm trên 66% tổng tài sản hoàn toàn phù hợp với ngành này. Điều này liên quan mật thiết đến công tác quản trị vốn lƣu động đối với các doanh nghiệp ngành này bởi vốn lƣu động chính là một phần không thể thiếu của tài sản ngắn hạn của doanh nghiệp.
Tỷ số tài sản tài chính đạt giá trị trung bình là 4,06%, biến thiên từ 0 đến 26,75%, kết quả này hoàn toàn phù hợp với các doanh nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng, do hoạt động chủ yếu của họ là sản xuất kinh doanh, cho nên tài sản tài chính không chiếm tỷ trọng cao trong tổng tài sản, chủ yếu là khoản tiền gửi ngân hàng, đây là một lƣợng tài sản có khả năng chuyển đổi thành tiền mặt nhanh và có tính lỏng rất cao, giúp cho doanh nghiệp có thể hoàn trả nhanh các khoản nợ đến hạn.
Tỉ số chi phí bán hàng trên tài sản đạt trung bình 8,7%, biến thiên từ 0 đến 47,14%, tỷ số này cho biết lƣợng vốn đài thọ cho khoản chi phí bán hàng, giúp hoạt động xúc tiến bán hàng đƣợc thuận lợi nhằm nâng cao doanh thu. Con số này biến thiên khá rộng cho thấy vẫn rất nhiều doanh nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng chú trọng đến khâu tiếp thị, quảng cáo bán hàng. Lƣợng vốn
62 đài thọ cho chi phí bán hàng chủ yếu là vốn lƣu động, tồn tại chủ yếu là tài
sản lƣu động, do đó nó cũng ảnh hƣởng đến việc quản trị vốn lƣu động tại các doanh nghiệp ngành này.
Tỷ số thanh toán hiện thời biến thiên từ 0,58 đến 8,2, giá trị trung bình là 1,85. Kết quả này cho thấy các doanh nghiệp ngành sản xuất hàng tiêu dùng có khả năng thanh toán hết các khoản nợ. Điều này hoàn toán phù hợp với kết cấu tỷ số nợ đã cho thấy kết quả ở trên.
Ngoài ra, quy mô doanh nghiệp trung bình là 27,19 biến thiên từ 23,7974 đến 31,6007, tỷ lệ tăng trƣởng doanh thu đạt trung bình là 0,0659, đạt giá trị nhỏ nhất tại -1 và lớn nhất tại 1,8535.
63
3.1.2. Mối quan hệ tƣơng quan gi a các biến trong mô h nh
Bảng 3.2. Bảng tương quan giữa các biến trong mô hình
NOP ACP AIP APP DR CTR FAR MI CR SIZE GROW
NOP 1 ACP 0,2497 1 AIP 0,2475 0,9438 1 APP 0,1 0,3023 0,2928 1 DR -0,3695 -0,0938 -0,1566 -0,0553 1 CTR 0,1309 -0,0274 -0,1499 0,0305 0,1337 1 FAR 0,3811 0,047 0,0551 0,1175 -0,2103 0,1922 1 MI 0,612 0,4593 0,4304 0,0633 -0,2488 0,1499 0,2129 1 CR 0,3034 0,0082 0,0101 0,0603 -0,7234 0,2049 0,152 0,119 1 SIZE -0,1407 -0,1208 -0,1633 -0,2263 0,2616 -0,0606 -0,1217 -0,0901 -0,1927 1 GROW 0,0772 0,04 0,0313 -0,0408 0,0496 0,0829 0,1663 0,0197 -0,023 0,141 1
(Nguồn: Tính toán của tác giả)
- Mối quan hệ tƣơng quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập: Xét mối tƣơng quan giữa biến phụ thuộc tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp (NOP) với các biến độc lập: quan hệ tƣơng quan thuận chiều với NOP đó là: hệ số vòng quay phải thu (ACP), hệ số vòng quay hàng tồn kho (AIP), hệ số vòng quay phải trả (APP), tỷ trọng tài sản ngắn hạn (CTR), tỷ số tài sản tài chính (FAR), tỷ số chi phí bán hàng trên tài sản (MI), tỷ số thanh toán hiện thời (CR), và tốc độ tăng trƣởng doanh thu (GROW). Các nhân tố còn lại là tỷ số nợ (DR) và quy mô doanh nghiệp (SIZE) có mối
- Mối quan hệ tƣơng quan giữa các biến độc lập với nhau: Với kết quả phân tích mối tƣơng quan giữa các biến độc lập với nhau, có thể thấy rằng vẫn tồn tại hiện tƣợng hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa biến ACP và AIP vì hệ số tƣơng quan giữa hai biến này lớn hơn 0,9 [38].
3.1.3. Ƣớc lƣợng mô h nh và kiểm định các giả thuyết
Dựa vào bảng 3.2, ta nhận thấy đa số các cặp biến độc lập không xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến trong mô hình nghiên cứu. Tuy nhiên, giữa hệ số quay vòng phải thu (ACP) và hệ số quay vòng hàng tồn kho (AIP) có hiện tƣợng đa cộng tuyến xảy ra. Theo TS. Nguyễn Minh Hà [37] , để khắc phục hiện tƣợng đa cộng tuyến ta có thể loại trừ một trong hai biến trong mô hình chạy hồi quy. Do đó, đề tài đã tách mô hình hồi quy (1) thành hai mô hình hồi quy nhƣ sau:
NOP it = β0 + β1 ACP it + β2 APP it + β3 DR it + β4 CTR it + β5 FAR it + β6 MI it + β7 CR it + β8 SIZE it + β9 GROWit + ωit (2)
NOP it = β0 + β1 AIP it + β2 APP it + β3 DR it + β4 CTR it + β5 FAR it + β6 MI it + β7 CR it + β8 SIZE it + β9 GROWit + ωit (3)
Hai mô hình (2) và (3) vẫn đảm bảo thể hiện theo các giả thuyết mà đề tài đã đặt ra ở chƣơng 2. Việc ƣớc lƣợng mô hình hồi quy (1) sẽ thực hiện việc ƣớc lƣợng thông qua hai mô hình hồi quy (2) và (3).
a. Ước lượng mô hình (2)
Mô hình (2) nghiên cứu của biến độc lập hệ số quay vòng phải thu (ACP) và hệ số quay vòng phải trả (APP) thuộc quản trị vốn lƣu động tác động đến NOP.
NOP it = β0 + β1 ACP it + β2 APP it + β3 DR it + β4 CTR it + β5 FAR it + β6 MI it + β7 CR it + β8 SIZE it + β9 GROWit + ωit (2)
Kết quả hồi quy theo hai phương pháp FEM và REM
Bảng 3.3. Bảng mô tả kết quả hồi quy mô hình (2)
NOP FEM REM
Biến độc lập Coef. Prob. Coef. Prob.
ACP 0,000141 0,502 0,000032 0,847 APP -0,000138 0,235 0,000048 0,640 DR -0,310566 0,010 -0,221186 0,021 CTR 0,276494 0,014 0,122521 0,155 FAR 0,698614 0,001 0,716485 0,000 MI 1,001608 0,004 1,306622 0,000 CR -0,022278 0,266 0,000757 0,962 SIZE -0,140894 0,001 -0,013125 0,327 GROW 0,080986 0,003 0,041344 0,079 _cons 3,984765 0,000 0,495125 0,178 Prob(F_statistic) 0,000 0,000 Hausman test (p- value) 0,0056
(Nguồn: Tính toán của tác giả)
Kết quả kiểm định cho thấy, P-value = 0,000 < 0,05 (mức ý nghĩa 5%) nên mô hình OLS là không phù hợp. Mô hình phù hợp bây giờ có thể là FEM hoặc REM. Để biết đƣợc mô hình FEM hay REM là phù hợp, ta thực hiện kiểm định Hausman (phụ lục 3). Kết quả kiểm định Hausman cho thấy giá trị P-value = 0,0056 < 0,05 (Mức ý nghĩa 5%) nên đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 (có sự khác biệt giữa hai mô hình), do đó ta lựa chọn mô hình FEM.
Kiểm định vi phạm các giả thuyết của mô hình FEM (2)
Ta tiến hành kiểm định vi phạm các giả thuyết của mô hình (2) đƣợc lựa chọn là mô hình FEM.
Kiểm định tương quan chuỗi: Tƣơng quan chuỗi không phải là vấn đề của dữ liệu bảng có chuỗi thời gian nghiên cứu dƣới 20 năm [7], vì vậy với chuỗi thời gian nghiên cứu là 3 năm, ta có thể bỏ qua kiểm định tƣơng quan chuỗi, hay nói cách khác, tƣơng quan chuỗi không phải là một vấn đề đối với dữ liệu trong nghiên cứu này.
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến: ta thấy hệ số phóng đại phƣơng sai
(VIF) của các biến đều nhỏ hơn 10 nên có cơ sở để kết luận rằng hiện tƣợng đa cộng tuyến không ảnh hƣởng nghiêm trọng đến kết quả ƣớc lƣợng của mô hình [45]. Với mô hình (2) thì trị số VIF trung bình là 1,65 theo bảng 3.4.
Bảng 3.4. Kiểm định đa cộng tuyến cho mô hình (2)
Biến VIF SQRT VIF
ACP 1,45 1,20 APP 1,18 1,09 DR 3,07 1,75 CTR 1,46 1,21 FAR 1,19 1,09 MI 1,50 1,22 CR 2,75 1,66 SIZE 1,17 1,08 GROW 1,07 1,03 Mean VIF 1,65
(Nguồn: Tính toán của tác giả) Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Kiểm định phƣơng sai sai số thay đổi qua các thực thể trong FEM đƣợc thực hiện thông qua kiểm định Wald test với cặp giả thuyết:
H0: Phƣơng sai của sai số không thay đổi trong mô hình FEM H1: Phƣơng sai thay đổi trong mô hình FEM
Ta dùng lệnh Xttest3 trong Stata 11 để thực hiện việc kiểm định này (phụ lục 5).
Kết quả cho thấy giá trị P-value = 0,0000 < 0,05 (mức ý nghĩa 5%) nên ta bác bỏ giả thuyết H0. Vậy ở mức ý nghĩa 5% mô hình có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi (vi phạm giả thuyết).
b. Ước lượng mô hình FEM (2) sau khi đã khắc phục các khuyết tật
Kết quả kiểm định phƣơng sai sai số thay đổi của mô hình FEM, ta nhận thấy có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi (phụ lục 5). Do đó ta sử dụng phƣơng pháp điều chỉnh sai số vững (Robust Errors) để khắc phục khuyết tật của mô hình [30].
Ta thực hiện chạy lại mô hình FEM sau khi khắc phục các khuyết tật của mô hình bằng phƣơng pháp Robust Errors. Kết quả chạy mô hình ta đƣợc bảng sau:
Bảng 3.5. Kết quả mô hình (2)
NOP FEM
Biến độc lập Coef. Prob.
ACP 0,000141 0,006 APP -0,000138 0,333 DR -0,310566 0,034 CTR 0,276494 0,080 FAR 0,698614 0,003 MI 1,001608 0,003 CR -0,022278 0,130 SIZE -0,140894 0,050 GROW 0,080986 0,188 _cons 3,984765 0,044 R2 0,85706 Prob(F_statistic) 0,000
Theo mô hình FEM sau khi đã khắc phục vi phạm giả thuyết của mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển, ta có kết quả nhƣ sau:
NOPit = 3,984765 + 0,000141ACPit – 0,310566DRit + 0,276494CTRit +
0,698614FARit + 1,001608MIit – 0,140894SIZEit + ωit (2)
Thông qua bảng kết quả hồi quy trên ta nhận thấy rằng mô hình (2) giải thích đƣợc 85,7% sự thay đổi của khả năng sinh lời, mặt khác giá trị P-value rất nhỏ (0,000) nên mô hình có ý nghĩa về mặt thống kê. Hay nói cách khác quản trị vốn lƣu động các tác động đến khả năng sinh lời của các doanh nghiệp ngành sản xuất hàng tiêu dùng trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam.
Hệ số vòng quay khoản phải thu ACP tác động cùng chiều đến tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp NOP của doanh nghiệp với hệ số tƣơng quan là 0,000141 và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Ngụ ý rằng nếu hệ số vòng quay khoản phải thu tăng 1% thì sẽ làm tỷ số lợi nhuận hoạt động gộp tăng 0,0141%.
Tuy nhiên, mô hình trên không chứng minh đƣợc hệ số vòng quay khoản phải trả, tỷ số thanh toán hiện thời và tỷ lệ tăng trƣởng doanh thu có tác động đến khả năng sinh lời của các doanh nghiệp ngành sản xuất hàng tiêu dùng với mức ý nghĩa 5% hoặc 10%.
Tỷ số nợ có mối quan hệ ngƣợc chiều với khả năng sinh lời (tỷ số lợi nhuận hoạt động gộp) và có tác động đáng kể với P-value = 0,034 < 0,05 (mức ý nghĩa 5%). Điều này có ý nghĩa nếu doanh nghiệp tăng tỷ lệ nợ lên 1% sẽ ảnh hƣởng tiêu cực đến khả năng sinh lời, cụ thể đối với mô hình này sẽ làm giảm NOP xuống 31,06%.
Tỷ trọng tài sản ngắn hạn tác động cùng chiều đến NOP và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%. Điều này có nghĩa rằng nếu tăng tỷ trọng tài sản ngắn hạn lên 1% thì khả năng sinh lời của doanh nghiệp sẽ tăng thêm 27,65%.
Mô hình này còn chỉ ra rằng, tỷ số tài sản tài chính cũng có tác động mạnh đến khả năng sinh lời của doanh nghiệp ngành sản xuất hàng tiêu dùng trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam tại mức ý nghĩa 1%. Khi tỷ số tài sản tài chính tăng 1% sẽ dẫn đến làm tăng NOP lên tới 69,8%.
Tỷ số chi phí bán hàng trên tài sản cũng tác động mạnh mẽ đến khả năng sinh lời của các doanh nghiệp ngành sản xuất hàng tiêu dùng với P-value = 0,003 < 0,01 (mức ý nghĩa 1%). Khi tăng tỷ số chi phí bán hàng trên tài sản lên 1 % sẽ làm tăng NOP lên 100,16%.
Quy mô doanh nghiệp lại có quan hệ ngƣợc chiều với khả năng sinh lời của doanh nghiệp với P-value = 0,05 (mức ý nghĩa 5%). Điều này chứng tỏ rằng đối với các doanh nghiệp ngành sản xuất hàng tiêu dùng nếu tăng quy mô doanh nghiệp sẽ làm tăng các khoản chi phí, do đó ảnh hƣởng tiêu cực đến khả năng sinh lời của doanh nghiệp.
c. Ước lượng mô hình (3)
Mô hình (3) nghiên cứu của biến độc lập hệ số quay vòng hàng tồn kho (AIP) và hệ số quay vòng phải trả (APP) thuộc quản trị vốn lƣu động tác động đến NOP.
NOP it = β0 + β1 AIP it + β2 APP it + β3 DR it + β4 CTR it + β5 FAR it + β6 MI it + β7 CR it + β8 SIZE it + β9 GROWit + ωit (3)
Kết quả hồi quy theo hai phương pháp FEM và REM
Bảng 3.6. Bảng mô tả kết quả hồi quy mô hình (3)
NOP FEM REM
Biến độc lập Coef. Prob. Coef. Prob.