5. Ket cấu bài nghiên cứu
4.4. Tổng hợp kết quả nghiên cứu
Dựa trên kết quả của mô hình FEM, tác giả nhận thấy rằng chỉ có 2 biến là Quy mô doanh nghiệp (SALE) và khả năng thanh khoản của doanh nghiệp (LIQ) có ảnh hưởng tích cực lên khả năng sinh lời trên tổng tài sản của các doanh nghiệp (ROA).
Để giải thích sự tác động cùng chiều này, tác giả nhận thấy Quy mô doanh thu (Size) có tương quan cùng chiều với ROA là do khi doanh nghiệp có khả năng mở rộng quy mô càng lớn thì càng có nhiều khả năng xoay vòng vốn và vòng quay tổng tài sản cũng được gia tăng hơn. Việc tăng trưởng doanh thu giúp doanh nghiệp gia tăng lợi
BIẾN CÁC XÁC ĐỊNH KẾT QUẢ Biến phụ thuộc
ROA Lợi nhuận ròng/Tổng tài sản
nhuận trong hoàn cạnh chi phí giá thành của hàng hóa tăng trưởng ở mức chậm hơn. Điều này giúp chỉ số ROA của doanh nghiệp được đẩy mạnh mẽ hơn. Ket quả của biến phù hợp với kỳ vọng của tác giả.
Bên cạnh đó, biến thanh khoản của doanh nghiệp cũng có tác động cùng chiều với chỉ số ROA. Việc doanh nghiệp đảm bảo duy trì thanh khoản tức khi doanh nghiệp có tài sản ngắn hạn càng cao trong khi nợ ngắn hạn của doanh nghiệp đạt mức thấp. Điều này có thể sẽ giúp doanh nghiệp giảm thiểu nguy cơ mất thanh khoản, giảm thiểu chi phí lãi vay cho khoản nợ ngắn hạn giúp doanh nghiệp nâng cao lợi nhuận và hiệu quả hoạt động kinh doanh. Rất nhiều bài nghiên cứu đều có cùng quan điểm với kết quả trên như Nguyễn Lê Thanh Huyền (2013), Đăng Thu Hương và Nguyễn Thị Hồng Nga (2018), Nguyễn Thu Phương (2020). Và kết quả này phù hợp với kỳ vọng ban đầu của tác giả.
Ngược lại với hai biến trên, biến đại diện cho chính sách bán chịu là tỉ lệ khoản phải thu người bán/ tổng doanh thu có sự tác động ngược chiều với ROA. Kết quả của biến có sự trái ngược với một số kết quả nghiên cứu của Kenstens và đồng sự (2012) và Martinez và đồng sự (2014) chỉ ra khoản phải thu có sự tác động cùng chiều trước đó. Tuy nhiên với một số nghiên cứu trong nước, bài nghiên cứu của tác giả Phạm Quốc Việt và Phạm Trần Trung Quân (2020) có kết quả tương tự so với tác giả. Và điều này phù hợp với kỳ vọng ban đầu đã đề cập trước đó.
Cuối cùng, 3 biến còn lại là Khoản phải thu, số năm hoạt động và tăng trưởng GDP không có ý nghĩa thống kê trong mô hình nghiên cứu của tác giả. Đặc biệt là khoản phải thu người bán đại diện cho việc mua chịu của các doanh nghiệp được chỉ ra tác động cùng chiều trong nghiên cứu của tác giả Phạm Quốc Việt và Phạm Trần Trung Quân (2020).
TCR Khoản phải thu KH/Doanh thu (-)
TCP Nợ phải trả người bán/Tổng tài sản N
Biến nội sinh
SALE Tổng doanh thu (+)
LIQ Tài sản ngắn hạn/Nợ ngắn hạn (+)
AGE Tổng số năm hoạt động N
Biến ngoại sinh
PHẦN 5: KẾT LUẬN VÀ GIẢI PHÁP 5.1. Ket luận và các giải pháp.
Trong bài viết này, tác giả đã tiến hành nghiên cứu dựa trên dữ liệu tài chính của 37 công ty sản xuất vật liệu xây dựng được niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh trong giai đoạn 11 năm từ 2010 tới năm 2020. Bài viết sử dụng và phân tích với tổng số quan sát là 384 mẫu, bao gồm một biến độc lập và 2 biến độc lập, 3 biến nội sinh và 1 biến ngoại sinh. Các phương pháp ước lượng được sử dụng trong đề tài này là phương pháp hồi quy OLS, phương pháp xác định nhân tố tác động cố định (FEM), phương pháp xác định nhân tố tác động ngẫu nhiên (REM) và phương pháp hồi quy FGLS. Thông qua nghiên cứu nhằm tìm ra câu trả lời giúp trị quản trị doanh nghiệp thực hiện quản trị chính sách tín dụng thương mại hiệu quả để tối đa hóa hiệu quả hoạt động kinh doanh của công ty.
Trước tiên, tác giả tiến hành xác định mục tiêu nghiên cứu, tổng hợp và xây dựng mô hình nghiên cứu mục tiêu. Thứ hai, tác giả tiến hành phân tích và hồi quy để lựa chọn mô hình phù hợp cho đề tài nghiên cứu. Thứ ba, tác giả tiến hành kiểm định để phát hiện và loại bỏ những khuyết tật ra khỏi mô hình nhằm mục tiêu giúp mô hình trở nên chính xác hơn. Thông qua việc kiểm định sự ảnh hưởng của chính sách tín dụng thương mại đến hiệu quả của các công ty sản xuất Vật liệu xây dựng niêm yết tại Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chính Minh, bài nghiên cứu kiểm định giả thuyết về tồn tại một sự ảnh hưởng của chính sách tín dụng thương mại lên hiệu quả hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp trong lĩnh vực vật liệu xây dựng. Tiếp theo, tác giả trả lời hai câu hỏi nghiên cứu được đề cập tại đầu bài viết. Có hay không sự tác động của chính sách bán chịu tới chỉ số ROA của doanh nghiệp và có hay không sự tác động của việc chấp nhận mua chịu tới hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp. Để từ đó, tác giả đúc rút được một số kết luận và khuyến nghị cho các nhà quản trị doanh nghiệp như sau:
Thứ nhất, kết quả thực nghiệm cho thấy việc doanh nghiệp chấp nhận mua chịu hàng hóa từ nhà cung cấp không có sự ảnh hưởng tới hiệu quả hoạt động kinh doanh của doạnh nghiệp (ROA).
Thứ hai, kết quả thực nghiệm cho thấy việc doanh nghiệp thực hiện hoạt động bán chịu có mối quan hệ tiêu cực đối với hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp. Việc Doanh nghiệp lạm dụng chính sách bán chịu quá mức có thể gây suy giảm hoạt động kinh doanh. Một số rủi ro cho vấn đề này là không đủ nguồn tiền để duy trì hoạt động, rủi ro mất vốn, ... và tác giả đề xuất doanh nghiệp nên giảm thiểu các hoạt động bán chịu để nâng cao hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp.
Cuối cùng, Doanh nghiệp nên đầu tư các phương án để kích thích tăng trưởng quy mô doanh thu của doanh nghiệp. Điều này có thể giúp doanh nghiệp nâng cao được nguồn tiền vào trong trường hợp chi phí và số ngày phải thu khách hàng giảm, giúp vòng quay tổng tài sản cao hơn. Thêm vào đó, doanh nghiệp nên nâng cao khả năng thanh khoản của doanh nghiệp để giảm thiểu rủi rõ vỡ nợ.
5.2. Hạn chế của Khóa luận và hướng nghiên cứu tiếp theo.
Từ một số nguyên nhân mà đề tài gặp phải một số hạn chế sau:
Thứ nhất, số lượng doanh nghiệp thu thập để thực hiện hồi quy tương đối thấp, bởi vì Khóa luận yêu cầu sử dụng dữ liệu dạng bảng cân bằng do đó dữ liệu doanh nghiệp được thu thập phải có số liệu đầy đủ trong vòng 11 năm liên tiếp nhằm kiểm định hiện tượng tương quan chuỗi trong mô hình nghiên cứu. Vì vậy, số lượng doanh nghiệp được hồi quy tương đối thấp thì kết quả nghiên cứu của Luận văn chưa thật sự mang tính đại diện cho toàn thị trường.
Thứ hai, đề tài nghiên cứu ảnh hưởng của chính sách tín dụng thương mại đến hiệu quả hoạt động kinh doanh các công ty sản xuất vật liệu xây dựng là một đề tài còn chưa được nghiên cứu nhiều ở Việt Nam. Do đó, hiện tại vẫn chưa có nhiều nghiên cứu khác để làm cơ sở so sánh và kiểm chứng.
STT Tên công ty Mã cổ phiếu
1 Công ty Cổ phần Nhựa Bình Minh BMP
2 Công ty Cổ phần Cát Lợi CLC
3 Công ty Cổ phần Kim Khí Hồ Chí Minh HMC
4 Công ty Cổ phần VLXD Lâm Đồng LBM
5 Công ty Cổ phần Bao bì Mỹ Châu MCP
6 Công ty Cổ phần Nam Việt NAV
7 Công ty Cổ phần gốm sứ Taicera TCR
8 Công ty Cổ phần Xi măng Hà Tiên 1 HT1
9 Công ty Cổ phần Nhựa Tân Đại Hưng TPC
10 Công ty Cổ phần VLXD Đà Nang DXV
11 Công ty Cổ phần Bao bì Biên Hòa SVI
12 Công ty Cổ phần Đông Hải Bến Tre DHC
13 Công ty Cổ phần CMC CVT
14 Công ty Cổ phần Khoáng sản Bình Dương KSB
15 Công ty Cổ phần Cường Thuận Idico CTI
16 Công ty Cổ phần Khoáng sản Fecon FCM
17 Công ty Cổ phần Hoàng Minh KPF
18 Công ty Cổ phần Everland EVG
19 Công ty Cổ phần An Tiến HII
20 Công ty Cổ phần Đô Thị Thăng Long TLD
21 Công ty Cổ phần Đầu tư SX TM HCD HCD
22 Công ty Cổ phần CIC30 C32
Cuối cùng, kết quả nghiên cứu chỉ mang tính đại diện cho các doanh nghiệp hoạt động trong lĩnh vực vật liệu xây dựng niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh mà chưa có sự bao trùm các công ty cùng lĩnh vực trên cả sở giao dịch chứng khoán Hà Nội. Điều này bỏ sót nhiều công ty trong cùng lĩnh vực với mức vốn hóa thấp hơn. Cho nên kết quả nghiên cứu chưa có tính đại diện cao cho đặc điểm của các doanh nghiệp hoạt động trong cùng ngành được niêm yết trên thị trường Chứng khoán Việt Nam.
PHỤ LỤC
26 Công ty Cổ phần Xi Măng Hải Vân HVX
29 Công ty Cổ phần TĐ Hòa Phát HPG
30 Công ty Cổ phần TĐ Hoa Sen HSG
31 Công ty Cổ phần NL và BĐS Trường Thành TEG
32 Công ty Cổ phần PT Dương Hiếu DHM
33 Công ty Cổ phần TĐ Thành Nam TNI
34 Công ty Cổ phần Thép Nam Kim NKG
35 Công ty Cổ phần Thép Tiến lên TLH
36 Công ty Cổ phần Thép Pomina POM
TCR
w TCP -.0550243 -.0581786 .0031543 .0050535
w SALE- -.0171093 -.0214116 .0043023 .0058988
W A 1.45e-15 7.16e-16 7.38e-16 3.85e-16 GE LIQ- -.0020554 -.0005176 -.0015378 .0005703 W
.0054608 .0069082 -.0014473 .0004325
GDP
w .2283735 .2523526 -.023979
b = consistent under Ho and Ha, obtained from Xtreg
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho, obtained from Xtreg
Fixed-effects (within) regression Number of Obs 383
Group variable: FIRMMH Number o
f groups =
37
R-sq: Obs per group:
within = 0.0586 min = 7
between = 0.0019 avg = 10.4
overa 11 - 0.0001 max = 11
F (6,340) = 3.53
corr (u_i, Xb) -0.3960 Prob > F = 0.0021
ROA Coef. Std. Err. t p> t∣ ∣ [95% Conf Interval]
TCRw - .0550243 .0313369 -1.76 0.080 - .1166628 .0066143
TCP_W - .0171093 .0357744 -0.48 0.633 - .0874763 .0532576
SALE-W 1.45e-15 8.28e-16 1.76 0.080 -1.76e-16 3.08e-15
AGE - .0020554 .0008019 -2.56 0 . 011 - .0036327 - . 0004782 LIQ-W .0054608 .002345 2.33 0.020 .0008483 .0100734 GDPw .2283735 . 1887029 1.21 0.227 - .1427987 .5995458 cons .0922272 .0218948 4.21 0.000 .0491609 .1352934 sig auɪɪɪ .0786434 sigma_e .04365997
rho .76440507 (fraction of variance due to u_i)
F test that all U-I=O: F(36 340) = 22 . 95 Prob > F = 0.0000
48 Phụ lục 2. Kết quả Hausman
. asdoc hausman fem rem
(File Myfile.doc already exists, option append was assumed)
Note: the rank of the differenced variance matrix (5) does not equal the number of coefficients being tested (6)Ĩbe sure
this is what you expect, or there may be problems computing the test. Examine the output of your estimators for
anything unexpected and possibly consider scaling your variables so that the coefficients are on a similar scale.
Test: Ho: difference in coefficients not systematic
chi2 (5) = (b-B) ,[ (V b-V B) ^ (-1) 1 (b-B)
= 20.81
Prob>chi2 = 0.0009
(V b-V B is not positive definite)
Nguồn: Kết quả nghiên cứu Phụ lục 3. Mô hình nhân tố tác động cố định.
Variable VIF 1/VIF LIQ_W 1.13 0.88809 3 SALE_w 1.11 0.89967 5 TCPw 1.08 0.92977 2 TCRw 1.07 0.93541 5 AGE 1.00 0.99670 7 GDPw 1.00 0.99800 4 Mean VIF 1.06
Nguồn: Kết quả nghiên cứu 49 Phụ lục 4. Kiểm định PSSS thay đổi của mô hình FEM
. xttest3
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticitỵ in fixed effect regression model
HO: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
chi2 (37) = 2511.75
Prob>chi2 = 0.0000
Nguồn: Kết quả nghiên cứu Phụ lục 5. Kiểm định hiện tượng Đa cộng tuyến
Coefficients: generalized least squares Panels: Heteroskedastic
Correlation: no autocorrelation
Estimated covariances = 37
Estimated autocorrelations = O Number of groups =
Estimated coefficients = 6 Obs per group:
min = 7 avg = 10.35135 max = 11 Wald chi2 (5) = 60.97 Prob > chi2 = 0.0000 RO A . Coef Std. Err. Z p>∣z∣ [95% Conf. Interval ] TCR- W 3 -.044148 .0160009 2.76- 0.006 -.0755095 -.0127871 TCP- W SALE- 9 -.036794 .0282853 1.30- 0.193 0922331-. 0186433.
W AG 15 1.19e- 3.87e-16 8 3.0 0.002 4.35e-16 151.95e- E LIQ- 0002166. .0001902 4 1.1 0.255 -.0001562 0005895.
W GDP- 0185572. .0026538 9 6.9 0.000 .0133559 0237585.
W — 184548. .1936532 5 0.9 0.341 -.1950052 .5641012
cons 0123531. .0142595 7 0.8 0.386 -.0155951 .0403012
Nguồn: Kết quả nghiên cứu
50 Phụ lục 6. . Kiểm định hiện tượng tự tương quan.
. Xtserial ROA TCR_W TCP_W SALE_W AGE LIQ_W GDP_W
Wooldridge test for autocorrelation in panel data HO: no first order autocorrelation
F( 1, 36) = 36.998
Prob > F = 0.0000
Nguồn: Kết quả nghiên cứu. Phụ lục 7. Hồi quy FGLS để khắc phục hiện tượng PSSS thay đổi.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
[1] . Nguyễn Hồng Anh (2018), ‘Các phương pháp phân tích khả năng sinh lợi trong doanh nghiệp’, Công thương Industry and Trade Magazine, truy cập lần cuối ngày 25
tháng 4 năm 2020, từ <http://www.tapchicongthuong.vn/bai-viet/cac-phuong-phap- phan-tich-kha-nang-sinh-loi-trong-doanh-nghiep-53643.htm>
[2] . Cộng đồng sinh viên nghiên cứu khoa học (không năm xuất bản), Giới thiệu phần mềm STATA, truy cập ngày 4 tháng 4 năm 2020, từ <https://rces.info/sinh-vien- kinh-te-
nckh/gioi-thieu-phan-mem-stata/>.
[3] . Dữ liệu bảng Panel Data là gì (2017), truy cập ngày 25 tháng 4 năm 2020, từ<http://phantichstata.com/du-lieu-bang-panel-data-la-gi.html>.
[4] . Hồi qui dữ liệu bảng pool ols fem rem trên eviews (2019), truy cập ngày 25 tháng 4 năm 2020, từ<https://luanvanhay.org/huong-dan/hoi-qui-du-lieu-bang- pool-ols-
fem-rem-tren-eviews/>.
[5] . Hồi qui dữ liệu bảng pool ols fem rem trên eviews (2019), truy cập ngày 25 tháng 4 năm 2020, từ<https://luanvanhay.org/huong-dan/hoi-qui-du-lieu-bang- pool-ols-
fem-rem-tren-eviews/>.
[6] . Lê Thị Hồng Khánh (2017), ‘Nghiên cứu ảnh hưởng của quản trị lợi nhuận đến tỷ suất sinh lời trên cổ phiếu -trường hợp các công ty niêm yết thuộc nhóm ngành chế biến
lương thực thực phẩm’, luận văn thạc sĩ, Đại học Đà Nang
[7] . Tốc độ tăng trưởng GDP là gì? (Giải thích & Công thức) (2020), truy cập ngày 25 tháng 4 năm 2020, từ< https://vie.routestofinance.com/what-is-gdp-growth-rate>. [8] Trần Ái Kết (2016), “Yếu tố ảnh hưởng tới tín dụng thương mại của doanh nghiệp
ngành xây dựng Việt Nam”. Tạp chí Kinh tế và Dự báo, số 20 (628), trang 15-18; [9] Ferris, J. S., 1981. A transactions theory of trade credit use. Quarterly
[11] .Martinez- Sola, C., García- Teruel, P. J., and Martinez- Solano, P., 2013. Trade
credit policy and firm value. Accounting & Finance, 53: 791-808.
[12] Nadiri, N. I., 1969. The determinants of trade credit terms in the U.S. total manufacturing sector. Econometrica, 37: 408-423.
[13] Darush Yazdanfar Peter Ohman, 2016. The impact of trade credit use on
firm
profitability: empirical evidence from Sweden. < https://doi.org/10.1108/JAMR- 09-2015-
0067>.
[14] Ala'a Adden A. Abuhommous, 2017. The Impact of Offering Trade Credit
on Firms'
Profitability. < https://doi.org/10.1002/jcaf.22298>.
[15] Alfredo Juan Grau, Araceli Reig, 2018. Trade credit and determinants of
profitability in Europe. The case of the agri-food industry. <https://doi.org/10.1016/j.ibusrev.2018.02.005>.
[16] Huân Công Hoàng, Qin Xiao và Saeed Akbar; 2019. Trade credit, firm
profitability,
and financial constraints.< https://doi.org/10.1108/HMF-09-2018-0258>.
[17] Trần Thị Diệu Hường; Trần Thanh Tú và Đỗ Hồng Nhung (2018), “Nhân tố
tác
động tới chính sách tín dụng thương mại của doanh nghiệp”. DIÊN ĐÀN TÀI CHÍNH
TIỀN TỆ, số ra ngày 29/01/2018.
[18] Trần Ái Ket (2017), “Các yếu tố ảnh hưởng tới tín dụng thương mại của
doanh
nghiệp ngành giao thông vận tải niêm yết ở HOSE và HNX”. Tạp chí Công Thương số ra
ngày 28/11/2017.
[19] Phạm Quốc Việt - và Phạm Trần Quang Phúc (2020), “Tín dụng thương mại
và hiệu
quả hoạt động của các công ty niêm yết ở Việt Nam”. Tạp chí Tài chính Kỳ 1 Tháng
3/2020.
Nội dung yêu cau chỉnh sửa của Hội đồng
Nội dung đã chỉnh sửa
của sinh viên (ghi rõ vị trí chỉnh sửa:Ghi chú I
______dòng, mục, trang) '
Bo sung cơ sở lý thuyết cho
mô hình nghiên cứu
Thêm cơ sở lý luận - Thêm cơ sở lý luận tại
mục
2.2, về các nhân tố khác tác
động tới hiệu quà hoạt