7. Tổng quan tài liệu nghiên cứu
2.3. CÁC GIẢ THUYẾT MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
2.3.1.Các giả thuyết và mô hình nghiên cứu
Với mục tiêu tìm hiểu tác động của quản trị vốn luân chuyển lên khả năng sinh lời của các doanh nghiệp niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán TP Hồ Chí Minh, tác giả đặt ra các giả thuyết giả định quản trị vốn luân chuyển kh ng tác động lên khả năng sinh lời cua doanh nghiệp, cụ thể giả thuyết đặt ra nhƣ sau:
Giả thuyết chung: H0: Quản trị vốn luân chuyển kh ng tác động lên khả năng sinh lời của các doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán TPHCM.
38
- Giả thuyết 1: Kỳ thu tiền (RP) kh ng tác động lên khả năng sinh lời của các doanh nghiệp niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán TP Hồ Chí Minh
Mô hình (1)
ROA = β0 + β1 (RPit) + β2 (CRit) + β3(DRit) + β4(LNSit) + εit (1) - Giả thuyết 2: Kỳ lƣu kho (IP) kh ng tác động lên khả năng sinh lời của các doanh nghiệp niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán TP Hồ Chí Minh
Mô hình (2)
ROA = β0 + β1 (IPit) + β2 (CRit) + β3(DRit) + β4(LNSit) + εit (2) - Giả thuyết 3: Kỳ phải trả (PP) kh ng tác động lên khả năng sinh lời của các doanh nghiệp niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán TP Hồ Chí Minh
Mô hình (3)
ROA = β0 + β1 (PPit) + β2 (CRit) + β3(DRit) + β4(LNSit) + εit (3) - Giả thuyết 4: Kỳ luân chuyển tiền mặt (CCC) kh ng tác động lên khả năng sinh của các doanh nghiệp niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán TP Hồ Chí Minh
Mô hình (4)
ROA = β0 + β1 (CCCit) + β2 (CRit) + β3(DRit) + β4(LNSit) + εit (4)
2.3.2.Phƣơng pháp nghiên cứu
a. Mô hình nghiên cứu
Mô hình ảnh hƣởng cố định (Fixed Effects Model, FEM)
M h nh này ung để xem xét “đặc điểm cá nhân” của t ng công ty hay t ng đơn vị theo không gian tức là cho tung độ gốc thay đổi theo t ng công ty nhƣng vẫn giả định rằng các hệ số độ dốc là hằng số đối với các công ty.
Mô hình có dạng:
39
Lƣu ý rằng ta đã đặt ký hiệu i vào số hạng tung độ gốc để cho thấy rằng các tung độ gốc của các công ty có thể khác nhau, sự khác biệt có thể là do các đặc điểm riêng của t ng công ty, nhƣ phong cách quản trị hay triết trị quản trị.
Thuật ngữ „các ảnh hƣởng cố định‟ này là do: cho dù tung độ gốc có thể khác nhau đối với các công ty, nhƣng tung độ gốc của mỗi công ty không thay đổi theo thời gian, nghĩa là bất biến theo thời gian.
Mô hình ảnh hƣởng ngẩu nhiên (Random Effects Model, REM)
Ý tƣởng cơ bản của mô hình ảnh hƣởng ngẫu nhiên cũng ắt đầu t mô hình mô hình ảnh hƣởng cố định.
Yit = β1i + β2 X2it + β3 X3it + uit (1)
Thay vì trong mô hình trên xem β1i là cố định, ta giả định đ là một biến ngẫu nhiên với một giá trị trung bình là β1. Và giá trị tung độ gốc cho một công ty riêng lẻ có thể đƣợc biểu thị là:
β1i = β1 + εi (i=1,…,n) (*)
Trong đ εi là số hạng sai số ngẫu nhiên với một giá trị trung bình bằng 0 và phƣơng sai bằng 2
Thực chất điều này c nghĩa các công ty đ có một trị trung bình chung đối với tung độ gốc (= β1) và sự khác biệt cá nhân về giá trị tung độ gốc của t ng công ty đƣợc phản ánh trong số hạng sai số εi.
Thay (*) vào (1):
Yit = β1 + β2 X2it + β3 X3it + εi + uit
= β1 + β2 X2it + β3 X3it + wit Trong đ : wit = εi + uit a
Số hạng sai số kết hợp bao gồm hai thành phần: εi là thành phần sai số theo không gian, hay theo các cá nhân, và uit là thành phần sai số theo không
40
gian và chuỗi thời gian kết hợp. Thuật ngữ mô hình các thành phần sai số
đƣợc đặt tên vì số hạng sai số kết hợp wit gồm hai (hay nhiều) thành phần sai số.
Sự khác nhau giữa REM và FEM
C n thận lƣu ý sự khác nhau giữa FEM và REM. Trong FEM, mỗi đơn vị theo không gian có giá trị tung độ gốc (cố định) riêng, tổng cộng có N giá trị nhƣ vậy cho toàn bộ N đơn vị. Mặt khác, trong REM, tung độ gốc β1 tiêu biểu cho trị trung bình của tất cả các tung độ gốc và số hạng sai số εi tiêu biểu cho sự sai lệch (ngẫu nhiên) của t ng tung độ gốc so với trị trung bình này. Tuy nhiên, nên nhớ rằng εi không thể quan sát trực tiếp đƣợc; nó đƣợc gọi là biến không thể quan sát, hay biến n.
Kiểm định Hausman
Đây là kiểm định giúp ta chọn lựa giữa mô hình FEM và mô hình REM. Kiểm định Hausman nhằm lựa chọn mô hình FEM hay REM phù hợp cho hồi quy dữ liệu mẫu trên giả định:
H0 : Mô hình REM thích hợp hơn m h nh FEM H1 : Mô hình FEM thích hợp hơn m h nh REM
Nếu P<0.05, bác bỏ H0 Khi đ mô hình FEM thích hợp và tốt hơn so với mô hình REM.
b. Quá trình nghiên cứu
Nghiên cứu sẽ tiến hành lần lƣợt qua các ƣớc nhƣ sau:
Bƣớc 1: Thu thập dữ liệu
Bƣớc 2:Thực hiện thống kê mô tả các biến với toàn bộ mẫu .
Thống kê mô tả cho thấy sự khác nhau về giá trị trung bình, độ lệch chu n, giá trị lớn nhất và nhỏ nhất trong các thành phần vốn luân chuyển, khả năng sinh lời.
41
Bƣớc 3: Xây dựng ma trận tƣơng quan.
Việc xây ựng ma trận tƣơng quan không chỉ cho thấy tƣơng quan của các biến độc lập đối với khả năng sinh lời của công ty mà còn dễ phát hiện hiện tƣơng đa cộng tuyến thông qua tƣơng quan cao giữa các biến độc lập
Bƣớc 4: Ƣớc lƣợng mô hinh ban đầu
Ƣớc lƣợng lần lƣợt các m h nh hồi quy với ảnh hƣởng cố định FEM, m h nh ảnh hƣởng ngẫu nhiên REM để chon ra m h nh thích hợp T kết quả của m h nh đƣợc chọn để đánh giá ảnh hƣởng của quản trị vốn luân chuyển đến khả năng sinh lời của oanh nhiệp
Bƣớc 5: Kiểm định Hausman
Kiểm định Hausman là c ng cụ để chọn lựa giữa mô hình FEM hay REM.
Bƣớc 6: Kiểm định và phân tích mối quan hệ phi tuyến giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lời
Bƣớc 7: Ƣớc lƣợng và phân tích tác động của khả năng sinh lời lên việc quản trị vốn luân chuyển.
Bƣớc 8: Thực hiện các kiểm định sau:
-Kiểm định hiện tƣợng tƣơng quan chuỗi -Kiểm định đa cộng tuyến ằng VIF.
-Kiểm định t-test, F-test để kiểm tra độ phù hợp của mô hình. -Kiểm tra tính ng của phần dƣ.
-Kiểm tra hệ số R2 hiệu chỉnh
42
CHƢƠNG 3
KIỂM ĐỊNH MỐI QUAN HỆ GIỮA QUẢN TRỊ VỐN LUÂN CHUYỂN VÀ KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC
DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TRÊN SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN HỒ CHÍ MINH
3.1. THỰC HIỆN THỐNG KÊ MÔ TẢ
Tổng thể
T Bảng 3 1, ch ng ta c thể thấy giá trị trung nh của GOP (Tỷ suất sinh lời gộp) là 19,35%, GOP c giá trị nhỏ nhất là -37,94% và giá trị lớn nhất là 77,06%, một nửa số c ng ty c GOP lớn hơn 16,42%, độ lệch chu n của iến GOP là 0,1423 Ở mỗi quốc gia khác nhau và tại các thời điểm khác nhau giá trị GOP c thể khác nhau: nhƣ ài nghiên cứu của Joana Filipa Lourenço Garcia (2011) tìm thấy GOP của các công ty tại Euro vào thời điểm năm 1998-2009 có giá trị trung bình GOP là 45%, nghiên cứu của Kulkanya Napompech (2012) có GOP có giá trị trung bình là 17,61%, và bài nghiên cứu của TS.Nguyễn Thị Uyên Uyên Việt Nam tìm thấy giá trị trung bình GOP là 23,56% t năm 2006-2012.
Ch ng ta c thể thấy giá trị trung nh của ROA tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản trung bình là 8,51%, trong đ c ng ty đạt tỷ lệ này thấp nhất là – 31,72% và công ty đạt con số cao nhất là 95,21% và hơn một nửa số c ng ty c ROA lớn hơn 5,88% . Theo nghiên cứu của Dr. Thair A. Kaddumi (2010) tại Jordan t năm 2005 đến năm 2009 c ROA trung nh là 6,65%, hay nghiên cứu của Jayarathne (2014) tìm thấy ROA của các công ty tại Srilanca có giá trị trung bình là 11,48%.
43
Nam c tỷ suất sinh lợi âm (cả GOP và ROA), điều này có thể xuất phát t tỷ suất sinh lợi trên doanh thu thấp hay hiệu suất sử ụng tài sản thấp Tỷ suất sinh lợi thấp nguyên nhân là do quản lí không tốt chi phí ở các công ty, làm gia tăng giá vốn, chi phí quản lí doanh nghiệp, chi phí bán hàng, hoặc do lƣu trữ hàng tồn kho quá lâu dẫn tới sản ph m lỗi thời, không thể bán hoặc bán với giá thấp Hiệu suất sử ụng tài sản thấp có thể là do các máy móc đ cũ, năng suất thấp, sản xuất ra các sản ph m kém chất lƣợng Đ c thể là một số nguyên nhân ẫn đến c một số oanh nghiệp Việt Nam c tỷ suất sinh lời âm
Theo đề tài nghiên cứu th các oanh nghiệp Việt Nam trung bình mất 107 ngày để thu tiền án hàng trả chậm, hơn một nửa oanh nghiệp mất 54 ngày để thu hồi số tiền này Trong đ c c ng ty mất tới 1227 ngày để nhận đƣợc sự thanh toán của khách hàng và nhƣng cũng c c ng ty nhằm đảm ảo tính thanh khoản cho c ng ty và giảm rủi ro tín ụng, và cũng o đặc trƣng riêng của ngành nghề kinh oanh mà chỉ cho phép thu nợ sau 1 ngày án chịu Trong những ài nghiên cứu trƣớc, giá trị trung nh kỳ phải thu RP c khác nhau nhƣ ài nghiên cứu của Marc Deloof
(2003) là 54 ngày, của Joana Filipa Lourenço Garcia (2011) là 95 ngày, nguyên
nhân của sự khác nhau có thể là tại t ng thời điểm khác nhau và tại các quốc gia khác nhau gia trị này mang những giá trị khác nhau.
Thời gian lƣu trữ hàng tồn kho của các doanh nghiệp Việt Nam trung bình là 142 ngày, một nửa số công ty có vòng quay hàng tồn kho theo ngày (IP) lớn hơn 99 ngày, c sự chênh lêch rất lớn giữa giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn nhất là 1593 ngày và c oanh nghiệp kỳ lƣu kho chỉ hơn 1 ngày. Theo nghiên cứu của Marc Deloof (2003) là 46 ngày, Amarjit Gill 2010
44
Chu kì khoản phải trả (PP) của các doanh nghiệp Việt Nam có giá trị trung bình vào khoảng 52 ngày, một nửa số công ty có PP lớn hơn 33 ngày, trong đ giá trị nhỏ nhất là 0 ngày, cao nhất là 708 ngày. Ở các nƣớc khác trên thế giới, chu kì khoản phải trả cũng rất khác nhau, Deloof (2003) tìm ra giá trị trung bình của PP (kỳ phải trả) là 56.77 ngày; nghiên cứu của Amarjit Gill 2010 cho thấy PP có giá trị trung bình là 49 ngày, Joana Filipa Lourenço Garcia 2011 là 75 ngày và của TS Nguyễn Thị Uyên Uyên là 43 ngày
Vòng quay tiền mặt (CCC) là biến có giá trị trung bình lớn nhất là 196 ngày, cũng là iến có chênh lệch giữa giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất khá lớn, do đ độ lệch tiêu chu n của iến này là 5249. Giá trị lớn nhất của CCC lên tới 1868 trong khi giá trị nhỏ nhất khá thấp và là con số âm 53 ngày. Giá tr này cũng tƣơng đồng với kết quả của ài nghiên cứu trƣớc đây ở Việt Nam có CCC là 181 ngày, Giá trị CCC ở các quốc gia khác trên thế giới nhỏ hơn nhiếu so với kết quả của ài nghiên cứu này giá trị CCC lần lƣợt là 59 ngày của Kulkanya Napompech 2012, 101 ngày của Joana Filipa Lourenço Garcia 2011, 72 ngày của Amarjit Gill 2010
Tỷ số nợ (DR) ở các doanh nghiệp Việt Nam là 54%, một nửa số công ty có tỷ trọng nợ trong cơ cấu vốn lớn hơn 56%. Bên cạnh vốn chủ sở hữu, nợ là một nguồn vốn chủ lực trong gia tăng tỷ suất sinh lợi cho công ty. Tỷ trọng nợ phụ thuộc vào chính sách của t ng công ty, có công ty chỉ có 3% nợ trong cơ cấu vốn, tuy nhiên cũng có công ty tận ụng tối đa nguốn vốn vay, và con số này lên tới 98 %.
Tỷ số thanh toán hiện hành (CR) có giá trị trung bình là 1 89 c hơn một nửa c ng ty c CR lớn hơn 1,3. Sự chênh lệch giữa công ty có khả năng thanh toán tốt nhất và xấu nhất khá lớn. Trong khi có công ty chỉ giữ khả năng thanh toán là 0.09, thì có công ty lại giữ tỷ lệ này lên tới 14 lần. Giữ tỷ số thanh toán hiện hành cao là một chính sách nhằm hạn chế rủi ro thanh
45
khoản, đồng thời đem lại niềm tin cho cổ đ ng và nhà cung cấp vào nguồn lực tài chính vững mạnh của công ty, tuy nhiên qua cao th c khả năng làm giảm khả năng sinh lời.
Sự chênh lệch về quy mô giữa các công ty ở Việt Nam rất lớn, đƣợc thể hiện ằng khoảng cách giữa giá trị lớn nhất và nhỏ nhất của iến LNS. Công ty có quy mô lớn nhất với doanh thu hàng năm vào khoảng 52.965 tỷ đồng và công ty có quy mô doanh thu thấp nhất vào khoảng 4,2 tỷ đồng. Quy m c ng ty sẽ ảnh hƣởng đến chính sách án hàng, cũng nhƣ hoạt động sản xuất của c ng ty mà sẽ ảnh hƣởng đến khả năng sinh lời
Bảng 3.1. Thống kê mô tả GOP ROA IP RP PP CCC CR DR LNS Mean 0.193500 0.085070 141.6562 107.0602 52.0300 196.6863 1.89577 0.54551 11.95879 Median 0.164215 0.058770 99.69371 54.13678 33.2000 128.1445 1.39244 0.56809 11.8654 Maximum 0.770960 0.952120 1593.284 1227.706 708.265 1868.043 14.4483 0.98473 13.72399 Minimum -0.379400 -0.317240 1.696230 1.304930 0.09397 -53.9746 0.09072 0.03685 9.70242 Std. Dev. 0.142340 0.102065 165.9021 167.7479 76.2458 249.7627 1.44346 0.25865 0.531515 Skewness 0.730018 2.486911 4.042835 3.861388 4.83743 3.437928 3.66107 0.32861 0.53138 Kurtosis 4.229237 18.89553 25.90980 20.40118 32.4928 17.07525 23.3538 3.3712 4.0746 Jarque-Bera 53.12310 4045.517 8607.623 5285.616 14050.0 3578.607 6823.43 8.30836 33.3116 Probability 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.015699 0.000000 Sum 67.72507 29.77441 49579.66 37471.05 18210.5 68840.22 663.521 190.929 4185.578 Sum Sq. Dev. 7.070989 3.635642 9605702 9820639 2028885 21771118 727.172 23.3475 98.59542 Observations 350 350 350 350 350 350 350 350 350 46
47
3.2. PHÂN TÍCH TƢƠNG QUAN
48
Bảng 3.2. thể hiện mối tƣơng quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Kết quả tƣơng quan Pearson cho thấy tƣơng quan giữa tỷ suất sinh lợi gộp (GOP) và tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản ROA với kỳ thu tiền (RP), kỳ lƣu kho (IP), kỳ phải trả (PP), vòng quay tiền mặt (CCC) là tƣơng quan âm với ý nghĩa thống kê cao 99%, trong đ mối tƣơng quan giữa GOP và RP là mạnh nhất, hệ số tƣơng quan r = -0.3721, thấp nhất là hệ số tƣơng quan của ROA với PP là -0.1721 .Ta thấy kết quả khá phù hợp với kết quả nghiên cứu của Deloof (2003) có hệ số tƣơng quan giữa GOP với RP, IP, PP, CCC đều âm và lần lƣợt là -0.173, - 0.142, - 0.061,- 0.189. Hoặc giống bài nghiên cứu của Kulkanya Napompech 2012 có hệ số tƣơng quan giữa GOP với RP, IP, PP, CCC lần lƣợt là -0.18, -0.15, - 0.09 và -0.17. Tuy nhiên lại khác so với bài nghiên cứu của Amarjit Gill 2010 khi các hệ số tƣơng quan giữa GOP với RP là âm, nhƣng hệ số tƣơng quan giữa GOP với IP, PP, CCC lại là ƣơng và lần lƣợt là -0.315, 0.013, 0.143, 0.022.
Mối tƣơng quan này cho thấy rằng nếu các công ty có thể giảm thời gian lƣu kho, thời gian thu tiền và thời gian cần thiết để thanh toán các hoá đơn th việc quản trị vốn luân chuyển sẽ hiệu quả hơn t đ sẽ làm gia tăng lợi nhuận t hoạt động kinh doanh cho doanh nghiệp.
Mối tƣơng quan giữa tỷ số nợ của công ty và khả năng sinh lời (GOP và ROA) là tƣơng quan âm lần lƣợt hệ số tƣơng quan là – 0.3177 và -0.3907 có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy rất cao 99%, một doanh nghiệp có tỷ số nợ