7. Ý nghĩa thực tiễn khoa học của đề tài
4.1.2.Phân tích tƣơng quan
Để xác định mối quan hệ giữa các biến trong mô hình, đề tài sử dụng phân tích hệ số tƣơng quan nhằm đo lƣờng mức độ quan hệ giữa các biến độc lập với nhau, giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Tác giả sử dụng phần mềm EVIEW để chạy tƣơng quan ra đƣợc kết quả tổng hợp ở bảng sau:
Bảng 4.2: Bảng phân tích tương quan các biến trong mô hình
Probability NWC NWCT_1 OCF ROA LEV QR CCC REVVOL TANG SIZE
NWC Hệ số Spearman 1 P-Value --- NWCT_1 Hệ số Spearman -0.04005 1 P-Value 0.5734 --- OCF Hệ số Spearman -0.10731 0.855368 1 P-Value 0.1304 0 --- ROA Hệ số Spearman 0.030518 0.422163 0.377185 1 P-Value 0.6679 0 0 --- LEV Hệ số Spearman -0.34018 -0.1551 -0.11846 -0.29135 1 P-Value 0 0.0283 0.0948 0 --- QR Hệ số Spearman 0.238844 0.307268 0.188927 0.44498 -0.14736 1 P-Value 0.0007 0 0.0074 0 0.0373 --- CCC Hệ số Spearman -0.07587 0.00447 0.017746 0.107947 0.004751 0.012369 1 P-Value 0.2856 0.9499 0.803 0.1281 0.9468 0.862 --- REVVOL Hệ số Spearman -0.04079 -0.01895 -0.05284 0.088709 0.058184 -0.07449 0.041046 1 P-Value 0.5664 0.79 0.4574 0.2116 0.4131 0.2945 0.5639 --- TANG Hệ số Spearman -0.52067 0.082463 0.142679 0.015957 0.197267 -0.15205 0.066297 -0.1389 1 P-Value 0 0.2457 0.0439 0.8225 0.0051 0.0316 0.351 0.0498 --- SIZE Hệ số Spearman -0.14137 0.454401 0.469477 0.054491 -5.79E-06 -0.06093 0.102495 -0.03746 0.238815 1 P-Value 0.0459 0 0 0.4435 0.9999 0.3914 0.1487 0.5984 0.0007 ---
Kết quả bằng Eview ở bảng trên cho ra kết quả về mối quan hệ tƣơng quan nhƣ sau:
Mối quan hệ tƣơng quan giữa các biến phụ thuộc và các biến độc lập:
Kết quả phân tích tính toán hệ số tƣơng quan cho thấy, tất cả các yếu tố đều có quan hệ tƣơng quan với chỉ tiêu nghiên cứu. Hệ số tƣơng quan giữa vốn lƣu động ròng và các nhân tố ảnh hƣởng đều có giá trị tuyệt đối lớn hơn 0. Cụ thể:
Xét mối tƣơng quan giữa biến phụ thuộc là vốn lƣu động ròng với
các biến độc lập:
Các nhân tố có hệ số tƣơng quan cao nhất phản ánh mối quan hệ rõ ràng
với vốn lƣu động ròng đó là cấu trúc tài sản có rNWC,TANG= -0.52067; Tỉ lệ nợ
trên tổng tài sản có rNWC,LEV = -0.34018, và Tỉ số thanh toán nhanh với
rNWC,QR= 0.238844
Các nhân tố có mối tƣơng quan ít rõ hơn là tỉ suất sinh lời tài sản với rNWC,ROA= 0.030518; Biến động doanh thu với rNWC,REVVOL= -0.07587; Quy mô
công ty với rNWC,SIZE= -0.14137, Và dòng tiền từ hoạt động kinh doanh với
rNWC,OCF = -0.10731
Quan hệ tƣơng quan thuận chiều với vốn lƣu động ròng đó là: Tỉ suất sinh lời tài sản và tỉ số thanh toán nhanh.
Các nhân tố còn lại có mối quan hệ tƣơng quan nghịch chiều với vốn lƣu động ròng.
Xét mối tƣơng quan giữa các biến độc lập với nhau:
Khi xét tƣơng quan giữa các biến độc lập, ta thấy hệ số tƣơng quan giữa các biến hầu hết nhỏ hơn 0.5. Tuy nhiên cũng có các biến có tƣơng quan rất cao nhƣ biến Dòng tiền hoạt động kinh doanh (OCF) và chỉ số vốn lƣu động ròng năm trƣớc đó (NWCT_1) đạt 0.855368. Ngoài ra, các biến có quan hệ tƣơng quan khá chặt chẽ nhƣ: Biến hiệu quả hoạt động kinh doanh (ROA)
quan hệ tƣơng quan thuận chiều với vốn lƣu động ròng năm trƣớc đó (NWCT_1); biến Tỉ số thanh toán nhanh (QR) có quan hệ tƣơng quan thuận chiều với vốn lƣu động ròng năm trƣớc đó (NWCT_1) và biến quy mô doanh nghiệp (SIZE) có quan hệ thuận chiều với vốn lƣu động ròng năm trƣớc đó (NWCT_1). Có mối quan hệ tƣơng quan khá cao giữa ROA và OCF, ROA và QR.
Với kết quả phân tích mối tƣơng quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc và giữa các biến độc lập với nhau, có thể thấy rằng vẫn có thể tồn tại hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
4.1.3. Phân tích hồi qui
Kết quả phân tích qua số liệu thống kê đã cung cấp một cái nhìn tổng quát về các nhân tố ảnh hƣởng đến cân bằng tài chính dài hạn của các doanh nghiệp cộng với mô hình lý thuyết đã đƣợc xây dung, đề tài tiến hành phân tích hồi qui tuyến tính bội để định lƣợng mối quan hệ giữa các biến và hình thành mô hình thực tiễn.
Trên nền tảng đánh giá sự tồn tại mối quan hệ tƣơng quan tuyến tính giữa các biến độc lập, tác giả xác lập mô hình hồi quy bội. Tác giả sử dụng cách tiếp cận mô hình ƣớc lƣợng theo các ảnh hƣởng cố định và mô hình ƣớc lƣợng theo các ảnh hƣởng ngẫu nhiên. Sau đó, tác giả sử dụng kiểm định Hausman để tìm ra đƣợc mô hình hồi quy phù hợp.
a. Kết quả hồi qui theo hai phương pháp FEM và REM
Kết quả hồi qui theo hai phƣơng pháp FEM và REM đƣợc tác giả thống kê chi tiết ở bảng sau:
Bảng 4.3: Bảng mô tả kết quả hồi qui mô hình dài hạn theo mô hình FEM và REM
NWC FEM REM
Biến độc lập Coefficient Prob. Coefficient Prob.
C 0.768883 0.2855 0.497725 0.1865 NWCT_1 0.00928 0.0633 0.007032 0.1384 OCF 0.001874 0.8344 -0.00392 0.612 ROA -0.14099 0.3111 -0.17695 0.1692 LEV -0.01159 0.0755 -0.01014 0.0104 QR 0.057663 0.0003 0.052359 0.0001 CCC -0.00011 0.0031 -0.00011 0.0016 REVVOL -0.06047 0.0052 -0.05445 0.0089 TANG -0.71568 0 -0.61721 0 SIZE -0.03039 0.6192 -0.00869 0.7869 R2 0.961846 0.36477 Prob(F_statistic) 0.000000 0.000000 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Hausman test (p-value) 0.7624
Theo kết quả từ bảng số liệu, ta nhận thấy rằng mô hình các nhân tố ảnh hƣởng ngẫu nhiên phù hợp hơn so với các nhân tố ảnh hƣởng cố định. Kiểm định Hausman cho ra kết quả P-value = 0.7624>0.05. Vì thế, ta chọn mô hình các nhân tố ảnh hƣởng ngẫu nhiên.
b. Chạy lần hai với các biến có ý nghĩa thống kê
Ta thực hiện chạy phần mền Eview lần 2 với các biến có ý nghĩa thống kê từ mô hình Random trƣớc đó. Kết quả chạy mô hình ta đƣợc bảng sau:
Bảng 4.4: Kết quả mô hình dài hạn chạy lần 2
NWC REM
Biến độc lập Coefficient Prob.
C 0.383612 0 LEV -0.01008 0.0095 QR 0.053942 0 CCC -0.00011 0.0009 REVVOL -0.05637 0.0046 TANG -0.61404 0 R2 0.350083 Prob(F_statistic) 0.000000
Từ kết quả mô hình dài hạn chạy lần 2 theo mô hình ƣớc lƣợng các nhân tố ảnh hƣởng ngẫu nhiên ta có đƣợc mô hình hoàn chỉnh.
Mô hình hoàn chỉnh:
NWC = 0.383612 - 0.01008LEV + 0.053942QR - 0.00011CCC - 0.05637 REVVOL - 0.61404TANG.
Nhƣ vậy, vốn lƣu động ròng (Hay còn gọi là cân bằng tài chính dài hạn) chịu ảnh hƣởng bởi nhân tố: Đòn bẩy tài chính, Tỉ số thanh toán nhanh, Chu kì tiền mặt, Biến động doanh thu và Cấu trúc tài sản. Các biến này đều có Prob < 0.05 nên các nhân tố tồn tại trong mô hình này đều có ý nghĩa thống kê.
Các biến bị loại bỏ là những biến ít có mối quan hệ với biến phụ thuộc hoặc không có ý nghĩa thống kê do đó số lƣợng biến giảm đi là cần thiết. Điều này làm cho mức độ phù hợp của mô hình cao hơn.
Trƣớc hết, mô hình có chỉ số Adjusted R-squared = 33.34%. Chỉ số này nằm trong khoảng từ 0.3 và 0.5 nên mô hình này có tính phù hợp tƣơng đối
tốt. Nếu chỉ số này quá lớn, (trên 0.9) thì mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc quá rõ ràng, ta không cần phải giải thích nhiều về mối quan hệ đó. Vì thế, chỉ số Adjusted R-squared = 33.34% biểu thị mức độ phù hợp tƣơng đối tốt của mô hình.
Chỉ số R-square = 35.083%. Nghĩa là trong 100% sự biến động của biến phụ thuộc thì có 35.083% sự biến động là do các biến độc lập ảnh hƣởng, còn lại là do sai số ngẫu nhiên hoặc các các yếu tố khác ngoài mô hình.
Để đánh giá chỉ số P (F-satistic), ta thấy chỉ số này có giá trị = 0< 0.05.
Với giả thiết H0 = Các tham số Bj=0. Chỉ số P (F-satistic) = 0 nên ta có
thể bác bỏ H0, các tham số Bj đều khác 0. Chỉ số này đánh giá sự phù hợp của
mô hình. Nghĩa là mô hình khá phù hợp.
c. Phân tích kết quả nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng đến cân bằng tài chính dài hạn của các doanh nghiệp ngành sản xuất hàng tiêu dùng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam
Việc đánh giá kết quả nghiên cứu đƣợc dựa trên hệ số và mức ý nghĩa của các hệ số của mô hình.
Nhìn vào mô hình ta thấy, mô hình có hệ số chặn C = 0.383612.
Chỉ số đòn bẩy tài chính (LEV) có hệ số là -0.01008 với mức ý nghĩa là 5%. Nhƣ vậy có nghĩa là đòn bẩy tài chính có mối quan hệ nghịch chiều với cân bằng tài chính dài hạn. Một doanh nghiệp càng sử dụng nhiều nợ vay thì cân bằng tài chính dài hạn của công ty càng rủi ro. Điều này hoàn toàn phù hợp với bản chất của vấn đề. Một khi tỉ lệ nợ vay của doanh nghiệp lớn, doanh nghiệp sử dụng nợ vay nhiều hơn. Theo nghiên cứu của ngân hàng nhà nƣớc Việt Nam thì tính đến 30/9/2014, tỷ lệ vốn ngắn hạn cho vay trung dài hạn toàn hệ thống chỉ ở mức 19.04%. Có nghĩa là, lƣợng vốn cho vay của các ngân hàng dành cho các doanh nghiệp chủ yếu phục vụ cho ngắn hạn, trong khi đó tỉ lệ cho vay trung dài hạn rất thấp. Do vậy, đối với các doanh nghiệp,
đòn bẩy tài chính cao, đồng nghĩa với DN ƣu tiên sử dụng nợ vay ngắn hạn tăng và chính sách của DN trong tƣơng lai gần là hạn chế sử dụng nợ vay dài hạn. Khi đó, DN có chính sách thayviệc sử dụng nợ vay dài hạn là sử dụng nợ vay ngắn hạn nhiều hơn, tỉ lệ nợ vay ngắn hạn cao sẽ khiến cho DN gặp rủi ro sử dụng các khoản vay ngắn hạn để tài trợ cho tài sản dài hạn. Kết quả là cân bằng tài chính trong dài hạn của DN có nguy cơ gặp rủi ro mất cân bằng.Nhƣ
vậy giả thuyết H2- Tỉ lệ nợ trên tổng tài sản có mối quan hệ tỉ lệ nghịch với
vốn lƣu động ròngđã đƣợc chứng minh.
Tỉ số thanh toán nhanh (QR) có hệ số là 0.053942 với mức ý nghĩa 5%. Nhƣ vậy ta có thể giải thích rằng, mô hình cho thấy mối tƣơng quan thuận chiều giữa tỉ số thanh toán nhanh với cân bằng tài chính dài hạn. Một sự biến động tăng lên về tỉ số thanh toán nhanh sẽ góp phần ảnh hƣởng tỉ lệ thuận đến sự biến động của vốn lƣu động ròng. Tỉ số thanh toán nhanh cho thấy khả năng thanh toán các khoản nợ ngắn hạn của doanh nghiệp. Đồng thời, tỉ số này cũng cho biết tính an toàn tài chính của các doanh nghiệp bởi công thức tính của tỉ số (đƣợc tính bằng cách lấy tài sản lƣu động chia cho tổng nợ ngắn hạn) và hệ số này đã loại trừ hàng tồn kho ra khỏi công thức tính toán. Nhƣ vậy, Hệ số này nói lên tình trạng tài chính ngắn hạn của một DN có lành mạnh không. Về nguyên tắc, hệ số này càng cao thì khả năng thanh toán công nợ càng cao, tình trạng tài chính của DN lành mạnh hơn và ngƣợc lại. Khi tình trạng tài chính ngắn hạn của DN đƣợc giữ lành mạnh trong một chuỗi thời gian dài sẽ đồng nghĩa với tình trạng tài chính DN dài hạn có khả năng cân bằng hơn, an toàn hơn. Do đó, sự tƣơng quan giữa tỉ số thanh toán nhanh
và cân bằng tài chính dài hạn thuận chiều là hợp lý. Và giả thuyết H9 – khả
năng thanh toán nhanh có mối quan hệ thuận chiều với vốn lƣu động ròngđã đƣợc chứng minh. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Chu kì tiền mặt (CCC) có hệ số -0.00011 với mức ý nghĩa 5%. Vậy chu kì tiền mặt có mối tƣơng quan nghịch chiều với cân bằng tài chính dài hạn với mức ý nghĩa 5%. Theo kết quả của mô hình, một biến động gia tăng số ngày trongchu kì tiền mặt sẽ góp phần tạo nên sự mất cân bằng tài chính dài hạn của DN.Theo đúng bản chất định nghĩa của chu kì tiền mặt thì chu kì tiền mặt là khoảng thời gian DN sử dụng vốn lƣu động, chuyển đổi thành hàng tồn kho, khoản phải thu và thu lại tiền mặt. Chu kì tiền mặt càng ngắn thì hoạt động kinh doanh của DN càng hiệu quả hơn. Khi chu kì tiền mặt ngắn, DN có khả năng huy động tiền mặt nhanh hơn thanh toán cho các khoản vốn lƣu động và từ đó, hạn chế vay ngắn hạn. Khi nhu cầu vay ngắn hạn của DN giảm bớt thì khả năng DN sử dụng vay ngắn hạn để tài trợ cho tài sản dài hạn sẽ giảm. Từ đó, tình hình cân bằng tài chính dài hạn của DN có khả năng đƣợc
cải thiện hơn. Vậy giả thuyết H5 – Chu kì tiền mặt có mối quan hệ nghịch
chiều với vốn lƣu động ròng -đã đƣợc chứng minh.
Biến động doanh thu REVVOL có hệ số -0.05637 với mức ý nghĩa 5%. Vậy có nghĩa là khi doanh thu biến động tăng sẽ góp phần ảnh hƣởng tiêu cực đến cân bằng tài chính dài hạn. Mối quan hệ giữa biến động doanh thu và vốn lƣu động ròng là quan hệ nghịch chiều. Từ kết quả của mô hình, biến động doanh thu có sự ảnh hƣởng khá lớn đến vốn lƣu động r ng. Biên động doanh thu là sự biến động doanh thu năm này so với năm trƣớc đó. Đúng với thực tế của các DN hiện nay, trong quá trình sản xuất kinh doanh của mình, DN thƣờng thực hiện nghiên cứu thị trƣờng, và đề xuất những khoảng thời gian biến động doanh thu mang tính chu kỳ. Từ đó, DN có thể có kế hoạch tăng giảm hàng tồn kho, tiền mặt, vốn lƣu động… một cách hợp lý theo biến động doanh thu. Do đó, khi có một sự biến động tăng doanh thu, đòi hỏi DN cần phải tồn trữ tài sản ngắn hạn nhiều hơn. Khi tài sản ngắn hạn gia tăng trong thời gian ngắn, DN không thể huy động đủ nguồn vốn thƣờng xuyên để tài trợ
cho lƣợng tài sản lƣu động này và có nguy cơ lƣợng tài sản lƣu động này đƣợc tài trở bởi nguồn vốn ngắn hạn bằng cách DN vay ngắn hạn để tài trợ cho lƣợng tài sản này. Việc sử dụng vay ngắn hạn tài trợ cho tài sản lƣu động dẫn đến DN gặp áp lực thanh toán trong trƣờng hợp DN không bán đƣợc hàng, tài sản lƣu động không thể thu hồi vốn kịp để thanh toán các khoản vay ngắn hạn đến thời hạn thanh toán. Điều đó tạo nên áp lực thanh toán cho DN và DN phải hoạt động trong sự rủi ro kéo theo của việc mất khả năng thanh toán các khoản vay. Khi tình trạng này kéo dài, đòi hỏi DN phải vay ngắn hạn để thanh toán cho những khoản vay cũ và tiếp tục hoạt động trong áp lực đảm bảo thanh toán nợ vay. Đây là một trong nhiều hậu quả mà mất cân bằng tài chính dài hạn đem lại.Phân tích chiều hƣớng tác động ngƣợc lại, một sự biến động giảm doanh thu đòi hỏi DN phải giảm tồn trữ tài sản ngắn hạn xuống. Do đó, DN không phải gia tăng vay ngắn hạn để tài trợ cho tài sản ngắn hạn và giảm rủi ro từ áp lực thanh toán vốn vay. Hoạt động của DN lúc này đƣợc đảm bảo hơn, cân bằng tài chính dài hạn có xu hƣớng an toàn hơn. Nhƣ vậy,
giải thuyết H8- biến động doanh thu có mối quan hệ tỉ lệ nghịch với vốn lƣu
động ròng -đã đƣợc chứng minh.
Cấu trúc tài sản TANG có hệ số là -0.61404 với mức ý nghĩa 5%. Có nghĩa là cấu trúc tài sản có mối quan hệ nghịch chiều với vốn lƣu động ròng (hay cân bằng tài chính dài hạn). Theo kết quả của mô hình cho thấy rằng, khi tỉ lệ tài sản cố định trên tổng tài sản tăng sẽ góp phần tạo nên sự mất cân bằng cho cân bằng tài chính dài hạn. Ta có thể giải thích kết quả này một cách khá