CHƢƠNG 1 CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ TÍNH THANH KHOẢN
3.2. PHÂN TÍCH KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.2.2 Phân tích các nhân tố ảnh hƣởng đến tính thanh khoản
a. Phân tích tương quan
Trƣớc khi phân tích hồi quy phải xem xét mối quan hệ tƣơng quan tuyến tính giữa các biến độc lập với nhau trong mô hình.
lệ nợ ngắn hạn, Thu nhập hoạt động kinh doanh chia cho tổng tài sản, Thu nhập hoạt động kinh doanh chia cho doanh thu, Tồn kho và tổng tài sản cố định đến tổng tài sản, Hệ số giá ghi sổ trên giá thị trƣờng, Doanh thu hàng năm có tác động nhƣ thể nào đến Tổng số tiền mặt và chứng khoán thị trƣờng chia cho tổng tài sản, tác giả sử dụng phần mềm SPSS 20.0.
Bảng 3.3. Ma trận tương quan giữa các biến
Y1 X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 Pearson Correlation Y1 1.000 .093 -.179 -.742 .050 -.627 -.177 -.025 .048 X1 .093 1.000 -.134 .078 .001 .091 .075 .323 .041 X2 -.179 -.134 1.000 -.241 .026 -.081 .000 -.049 .021 X3 -.742 .078 -.241 1.000 .092 -.299 -.279 -.106 .030 X4 .050 .001 .026 .092 1.000 -.160 -.068 -.207 .184 X5 -.627 .091 -.081 -.299 -.160 1.000 .101 .235 . 113 X6 -.177 .075 .000 -.279 -.068 .101 1.000 .388 .028 X7 -.025 .323 -.049 -.106 -.207 .235 .388 1.000 .025 X8 .048 .041 .021 .030 .184 . 113 .028 .025 1.000
(Nguồn: Truy xuất từ SPSS 20.0)
Kết quả xử lý số liệu ở bảng 3.3 cho thấy, với mức ý nghĩa 0.05 thì có sự tƣơng quan giữa các biến độc lập Tỷ số nợ trên tổng tài sản, Tỷ lệ nợ ngắn hạn, Thu nhập hoạt động kinh doanh chia cho doanh thu, Tồn kho và tổng tài sản cố định đến tổng tài sản, Hệ số giá ghi sổ trên giá thị trƣờng và biến phụ thuộc là Tổng số tiền mặt và chứng khoán thị trƣờng chia cho tổng tài sản. Hệ số tƣơng quan cao nhất là với biến tỷ lệ nợ ngắn hạn là -0.742. Cụ thể:
Hệ số tƣơng quan giữa Tỷ số nợ trên tổng tài sản với Tổng số tiền mặt và chứng khoán thị trƣờng chia cho tổng tài sản là -0.179.
Hệ số tƣơng quan giữa Tỷ lệ nợ ngắn hạn với Tổng số tiền mặt và chứng khoán thị trƣờng chia cho tổng tài sản là -0.742.
Hệ số tƣơng quan giữa Thu nhập hoạt động kinh doanh chia cho doanh thu với Tổng số tiền mặt và chứng khoán thị trƣờng chia cho tổng tài sản là 0.227
Hệ số tƣơng quan giữa Tồn kho và tổng tài sản cố định đến tổng tài sản với Tổng số tiền mặt và chứng khoán thị trƣờng chia cho tổng tài sản là - 0.117
Hệ số tƣơng quan giữa Hệ số giá ghi sổ trên giá thị trƣờng với Tổng số tiền mặt và chứng khoán thị trƣờng chia cho tổng tài sản là 0.325
Bên cạnh đó, kết quả phân tích tƣơng quan cũng cho thấy Quy mô công ty, Thu nhập hoạt động kinh doanh chia cho tổng tài sản, Doanh thu hàng năm có tƣơng quan với biến phụ thuộc là Tổng số tiền mặt và chứng khoán thị trƣờng chia cho tổng tài sản tuy nhiên mối quan hệ này không có ý nghĩa thống kê.
Ngoài ra, ta cũng thấy có sự liên quan giữa các biến độc lập với nhau. Đây cũng là điểm cần lƣu ý, do đó việc xem xét hiện tƣợng đa cộng tuyến là cần thiết. Nhƣng nhìn chung, mức độ tƣơng quan giữa các biến độc lập là không quá lớn, cũng là dấu hiệu tốt cho dự báo không xảy ra đa cộng tuyến giữa các biến.
b. Phân tích hồi quy
Ta sử dụng phần mềm SPSS 20.0 và phân tích hồi quy đƣợc thực hiện bằng phƣơng pháp hồi quy Stepwise. Phân tích hồi quy đa biến giữa biến phụ thuộc Y với các biến độc lập X1, X2, X3, X4, X5, X6, X7, X8. Dựa vào trị thống kê F để khẳng định tồn tại mô hình hay tồn tại mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và biến độc lập khác trên tổng thể không. Theo phƣơng pháp stepwise, kết quả phân tích cho thấy hệ số R2
thứ 3 R đạt 86.8%; R2
đạt 75.3%, nhƣ vậy có thể nói mô hình có thể giải thích 75.3% sự thay đổi của Tổng số tiền mặt và chứng khoán thị trƣờng chia cho tổng tài sản. Kết quả này có thể chấp nhận trong nghiên cứu các nhân tố ảnh hƣởng đến tính thanh khoản dựa trên kết quả của các nghiên cứu trƣớc đó đều có mức ý nghĩa trên 50%. Bảng 3.4. Độ phù hợp của mô hình Model Summaryd Mod R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Change Statistics Durbin- Watson R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change 1 .742a .551 .548 .95739 .551 203.306 1 548 .000 2 .855b .731 .728 .74288 .180 110.707 1 547 .000 3 .868c .753 .749 .71398 .022 14.628 1 546 .000 1.799 a. Predictors: (Constant). X3 b. Predictors: (Constant). X3. X5 c. Predictors: (Constant). X3.X5. X7 d. Dependent Variable: Y ANOVAa Model Sum of
Squares Df Mean Square F Sig.
3 Regression 254.905 3 84.968 166.679 .000d Residual 83.602 546 .510 Total 338.507 549 a. Dependent Variable: Y b. Predictors: (Constant). X3 c. Predictors: (Constant). X3. X5 d. Predictors: (Constant). X3. X5 X7
c. Kiểm định sự vi phạm các giả thiết của hồi quy tuyến tính
- Kiểm định hệ số hồi quy
Theo kết quả hồi quy từ bảng 3.4 cho thấy F = 166.679 với mức ý nghĩa rất nhỏ, mặt khác, sig F = 0.000 < 0.05 chứng tỏ mô hình hồi quy tuyến tính bội này phù hợp với tập dữ liệu, tồn tại với mức ý nghĩa α = 0.05. Hay nói cách khác, Tổng số tiền mặt và chứng khoán thị trƣờng chia cho tổng tài sản phụ thuộc ít nhất vào một trong các nhân tố: Tỷ lệ nợ ngắn hạn, Thu nhập hoạt động kinh doanh chia cho doanh thu, Hệ số giá ghi sổ trên giá thị trƣờng.
- Kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến
Bảng 3.5. Ma trận tương quan giữa các biến
Y X3 X5 X7 Pearson Correlation Y 1.000 -0.742 0.627 0.25
X3 -0.742 1.000 -0.299 -0.106 X5 0.627 0.299 1.000 0.235 X7 0.25 -0.106 0.235 1.000
(Nguồn: Truy xuất từ SPSS 20.0)
Từ bảng 3.5, xét tƣơng quan cặp giữa các biến độc lập ta thấy các cặp này đều có giá trị tuyệt đối hệ số tƣơng quan nhở hơn 0.8:
+ Tỷ lệ nợ ngắn hạn và thu nhập hoạt động kinh doanh chia cho doanh thu có│r35│= 0,299 < 0,8.
+ Tỷ lệ nợ ngắn hạn và hệ số giá ghi sổ trên giá thị trƣờng có│r37│= 0,106 < 0,8.
+ Thu nhập hoạt động kinh doanh chia cho doanh thu và hệ số giá ghi sổ trên giá thị trƣờng số vòng quay khoản phải thu │r57│= 0,235 < 0,8.
Điều này cho thấy dấu hiệu không có xảy ra đa cộng tuyến. Bên cạnh đó kết quả giá trị VIF của các nhân tố ở bảng 3.6 đều nhỏ hơn 10 nên không có xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến. Nhƣ vậy giả thuyết không xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến đƣợc chấp nhận.
Bảng 3.6. Giá trị Vif trong mô hình Model Unstandardized Coefficients 95.0% Confidence Interval for B Collinearity Statistics B Std. Error Lower Bound Upper Bound Tolerance VIF 3 (Constant) 2.698 .208 2.288 3.108
X3 -.043 .003 -.037 -.029 -.742 -.763 X5 .030 .003 .035 .025 .627 .669 X7 .090 .023 .043 .136 .025 .286
(Nguồn: Truy xuất từ SPSS 20.0)
- Kiểm định hiện tƣợng tự tƣơng quan
Kết quả tra bảng thống kê Durbin – Waston ta có dU = 1.774 và dL = 1.693 và kết quả ở bảng 3.5 ta có d = 1.799 . Nhƣ vậy d > dL nên không có xảy ra hiện tƣợng tự tƣơng quan dƣơng, chấp nhận giả thuyết.
- Kiểm định phân phối chuẩn của phần dƣ:
Hình 3.1. Biểu đồ phần dư chuẩn hóa mô hình
Từ biểu đồ phần dƣ chuẩn hóa có trị trung bình (Mean) = 9.02*10-17 ≅
0 và độ lệch chuẩn = 0.990 ≅ 1: phân phối phần dƣ có dạng gần chuẩn, thỏa yêu cầu giả định về phân phối chuẩn của phần dƣ.
3.2.3. Phân tích các nhân tố ảnh hƣởng
Bảng 3.7. Bảng tổng hợp kết quả nghiên cứu
Biến Định nghĩa Giả thuyết Kết quả nghiên cứu
X1 Quy mô công ty + K
X2 Tỷ số nợ trên tổng tài sản - K
X3 Tỷ lệ nợ ngắn hạn - -
X4
Thu nhập hoạt động kinh doanh
chia cho tổng tài sản +
K
X5
Thu nhập hoạt động kinh doanh
chia cho doanh thu +
+
X6
Tồn kho và tổng tài sản cố định
đến tổng tài sản +
K
X7 Hệ số giá ghi sổ trên giá thị trƣờng + +
X8 Doanh thu hàng năm + K
Trong đó, (+): cùng chiều, (-): ngược chiều, (K): không ảnh hưởng (Nguồn: Tổng hợp của tác giả)
Nhƣ vậy, tổng số tiền mặt và chứng khoán thị trƣờng chia cho tổng tài sản hay tính thanh khoản chịu tác động bởi Tỷ lệ nợ ngắn hạn, Thu nhập hoạt động kinh doanh chia cho doanh thu, Hệ số giá ghi sổ trên giá thị trƣờng.
Tỷ lệ nợ ngắn hạn
Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng chỉ tiêu tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng nợ và chỉ tiêu tỷ lệ nợ trên tổng tài sản để nghiên cứu tác động của nợ dài
hạn đến tính thanh khoản của doanh nghiệp. Kết quả nghiên cứu đã chứng minh đây là yếu tố có tác động ngƣợc chiều với thanh khoản. Điều này tƣơng đồng với nghiên cứu trƣớc Bruinshoofd and Kool (2004), Myers và Rajan (1998), Baskin (1989), Gill và Mathur (2011) và phù hợp với điều kiện thị trƣờng hoạt động của doanh nghiệp ngành TBVLXD Việt Nam hiện nay.
Tỷ lệ nợ của công ty ngành TBVLXD Việt Nam có thể sẽ ảnh hƣởng không tốt đến tài sản lƣu động, ví dụ nhƣ cơ hội đầu tƣ trong tƣơng lai, gây ra nhu cầu nắm giữ thanh khoản. Trong hoạt động, các công ty có lịch sử dòng tiền ổn định hơn luôn mong muốn có thanh khoản cao hơn để đáp ứng cho các trƣờng hợp bất trắc (Bruinshoofd and Kool, 2004). Ngoài ra, các công ty thực hiện vay nợ nhiều hơn để cố gắng có cấp độ nắm giữ thanh khoản cao hơn vì sự không chắc chắn của tái cấp vốn cho các khoản vay (Holmstrom và Tirole, 1998). Tuy nhiên, mức độ cao hơn của sự cân bằng thanh khoản có thể làm trầm trọng thêm vấn đề thông tin bất đối xứng, do đó dẫn đến tăng CPTC bên ngoài (Myers và Rajan, 1998). Để giảm thiểu các vấn đề thông tin bất đối xứng, Myers và Rajan mô tả rằng thông qua các kênh giám sát, tăng vay nợ có thể sẽ dẫn đến giảm mức độ thanh khoản.
Mức độ vay nợ trong công ty đóng một vai trò trong việc xác định mức độ thanh khoản. Với mức vay nợ cao, một công ty phải đối mặt với một mức độ cao hơn của sự không chắc chắn trong việc tiếp cận trong tƣơng lai để vay nợ và mong muốn nắm giữ thanh khoản để phòng ngừa cao.
Baskin (1989) lập luận rằng khi tỷ lệ nợ của công ty tăng lên, chi phí của các quỹ sử dụng để đầu tƣ vào tài sản lƣu động tăng do đó làm giảm tính thanh khoản của các quỹ đó. Hay nói cách khác, tính thanh khoản có mối quan hệ ngƣợc chiều với nợ ngắn hạn. Giả thuyết này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Gill và Mathur (2011).
Thu nhập hoạt động kinh doanh chia cho doanh thu
Giống nhƣ kỳ vọng ban đầu Thu nhập hoạt động kinh doanh chia cho doanh thu đây là yếu tố có tác động cùng chiều với thanh khoản. Điều này phù hợp với với nghiên cứu trƣớc và phù hợp với điều kiện thị trƣờng hoạt động của doanh nghiệp ngành TBVLXD Việt Nam hiện nay.
Trên thực tế các công ty có khả năng đa dạng hóa lĩnh vực kinh doanh, hiệu quả hoạt động sản xuất kinh doanh hiệu quả mang lại thu nhập cao có dòng tiền ổn định, khả năng phá sản cũng thấp. Thu nhập hoạt động kinh doanh chia cho doanh thu có một mối liên hệ đặc biệt đối với nhà đầu tƣ của một công ty. Những nhà đầu tƣ, chủ nợ này nhìn thấy khả năng sinh lợi của công ty càng cao càng tin tƣởng đầu tƣ và chấp nhận gia hạn nợ hoặc cung cấp các khoản nợ cho công ty, những ngƣời cho vay muốn chắc chắn rằng công ty có thể tạo ra mức sinh lợi trên doanh thu hoạt động sản xuất kinh doanh của nó.
Hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp càng cao chứng tỏ doanh nghiệp làm ăn càng có lãi, dẫn đến thanh khoản của doanh nghiệp càng tăng, hay nói cách khác, tính thanh khoản của doanh nghiệp có mối quan hệ thuận chiều với Thu nhập hoạt động kinh doanh chia cho doanh thu. Cụ thể trong nghiên cứu của Kim, Mauer và Sherman (1998) đã cho thấy rằng lợi nhuận hay thu nhập doanh nghiệp có mối quan hệ tích cực với tính thanh khoản.
Hệ số giá ghi sổ trên giá thị trƣờng
Đối với các nhà đầu tƣ, hệ số giá ghi sổ trên giá thị trƣờng là công cụ giúp họ có thể tìm kiếm đƣợc các cổ phiếu có giá trị thực trên thị trƣờng. Điều này thể hiện giá trị tài sản của công ty không bị thổi phồng hoặc là thu nhập trên tài sản của công ty là không thấp.
Điều này thể hiện khả năng các điều kiện kinh doanh của doanh nghiệp khá triển vọng, tạo dòng thu nhập dƣơng và tăng lợi nhuận cho các cổ đông. Khi một công ty có giá thị trƣờng của cổ phiếu cao hơn giá trị ghi sổ thì đây thƣờng là dấu hiệu cho thấy công ty làm ăn khá tốt, thu nhập trên tài sản cao.
Chứng khoán có tính thanh khoản là biểu hiện đại diện cho tính thanh khoản của doanh nghiệp. bởi những chứng khoán có sẵn trong thị trƣờng cho việc bán lại dễ dàng, giá cả tƣơng đối ổn định theo thời gian và khả năng cao để phục hồi nguồn vốn đã đầu tƣ ban đầu. Nhờ có TTCK các nhà đầu tƣ có thể chuyển đổi chứng khoán họ sở hữu thành tiền mặt khi họ muốn và khả năng thanh khoản chính là một trong những đặc tính hấp dẫn của chứng khoán với các nhà đầu tƣ. Điều này thể hiện mối liên hệ cùng chiều giữa hệ số giá ghi sổ trên giá thị trƣờng và tính thanh khoản của doanh nghiệp.