4. Kết quả nghiên cứu:
4.3.1.Các nhân tố tác động đến quản trị vốn luân chuyển
Một số cách ƣớc lƣợng thay thế của mô hình đề xuất đƣợc tính toán. Có hai cách để giải thích, một mặt giải thích sự khác biệt giữa kết quả tìm đƣợc với một số bài nghiên cứu trƣớc. Mặt khác, phân tích để làm vững thêm bằng biến giả ngành công nghiệp và các yếu tố kinh tế vĩ mô nhƣ lãi suất và tăng trƣởng GDP.
Đầu tiên, mô hình OLS và hiệu ứng cố định đƣợc sử dụng để hồi quy các yếu tố tác động đến quản trị vốn luân chuyển giống nhƣ nghiên cứu trƣớc đây của Chiou (2006) và Kieschnich (2006). Kết quả không đổi khi thêm độ trễ của biến phụ thuộc nhƣ biến độc lập, mô hình đƣợc ƣớc tính lại bằng hồi quy OLS. Thêm vào đó, biến này có ý nghĩa ở mức 1%, điều này cho thấy NTC của công ty phụ thuộc vào giai đoạn trƣớc và NTC tối ƣu của công ty. Tuy nhiên, ƣớc tính bằng OLS thì không đồng nhất thậm chí khi phân phối ngẫu nhiên không có tự tƣơng quan, cho rằng NTCi,t-1 tƣơng quan với . Bên cạnh đó, ƣớc lƣợng biến chuyển đổi thành độ lệch từ trung bình thì mâu thuẫn vì ( ̅̅̅̅̅̅it-1) tƣơng quan với ( ̅it). Cuối cùng ƣớc
tính OLS cho sai phân bậc 1 thì không phù hợp bởi vì hậu quả của tƣơng quan giữa
và do và có tƣơng quan. Ngoài ra, ƣớc lƣợng này thì không kiểm soát nội sinh mặc dù vấn đề nội sinh có thể xuất hiện trong phân tích và ảnh hƣởng nghiêm trọng đến kết quả ƣớc lƣợng. Hơn nữa, vài nghiên cứu cho thấy quản trị vốn luân chuyển có thể ảnh hƣởng đáng kể lên các biến độc lập khác chẳng hạn nhƣ lợi nhuận và doanh thu.
Để tránh vấn đề nội sinh và tính không đồng nhất không quan sát đƣợc, tiếp tục ƣớc tính lại bằng mô hình GMM hai bƣớc. Sau đó ƣớc tính với biến giả ngành và cuối cùng là đƣa lãi suất ngắn hạn và tăng trƣởng GDP vào ƣớc tính lại mô hình trên. Bảng dƣới đây trình bày kết quả hồi quy các yếu tố tác động lên vốn luân chuyển.
Bảng 6. Kết quả hồi quy các yếu tố tác động đến quản trị vốn luân chuyển
(1) (2) (3) (4) (5) (6) 0.7974*** (18.1) 0.4939*** (8.59) 0.4400*** (7.76) 0.4384*** (7.72) CFLOW 99.3156 (1.36) 113.2831 (1.22) 152.3636* (2.19) 123.7025 (1.39) 83.6687 (0.94) 77.7245 (0.87) LEV 50.1183*** (3.17) -2.8652 (-0.09) 12.1881 (0.84) 26.4021 (1.46) 16.4636 (0.95) 16.37 (0.94) SGROWTH -17.01* (-1.68) -17.647 (-1.62) -59.4811*** (-2.7) -70.1681*** (-4.47) -70.121*** (-4.69) -71.2485*** (-4.48) SIZEASSET 2.5106 (0.57) 47.7397 (1.33) 5.4927 (1.63) 4.8321 (1.1) 8.0336 (1.62) 7.9619 (1.6) AGE -29.1836*** (-3.13) -9.6762 (-0.08) -8.363 (-1.16) -11.681 (-1.16) -12.5863 (-1.16) -12.4306 (-1.18) FA -185.623*** (-11.56) -174.049*** (-2.8) -78.828*** (-4.07) -94.3288*** (-4.33) -70.3856*** (-4.43) -71.6402*** (-3.64) ROA -274.344*** -223.3367*** (-2.89) -182.8959*** (-2.83) -143.3265** (-2.21) -111.5208* (-1.81) -106.4823* (-1.73) GDP -86.7675 (-1.55) INT 473.2242*** (3.38) Industry dummy
Không Không Không Không Có Có
m2 p-value=0.677 p-value=0.63 p-value=0.64
Hansen test p-value=0.062 p-value=0.058 p-value=0.052
***, **,* lần lƣợt là các ký hiệu thể hiện có ý nghĩa tại các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Thống kê Z đƣợc trình bày trong ngoặc. Cột (1) và cột (2) trình bày kết
quả sử dụng mô hình OLS và hiệu ứng cố định, cột (3) đƣa vào biến trễ của biến phụ thuộc nhƣ là biến độc lập và ƣớc lƣợng bằng OLS. Cột (4) là ƣớc lƣợng GMM hai bƣớc. Cột (5) sử dụng GMM 2 bƣớc có thêm biến giả ngành công nghiệp. Cột (6) sử dụng GMM 2 bƣớc có thêm biến tăng trƣởng GDP và lãi suất. Thống kê Z trong ngoặc, m2 là tự tƣơng quan bậc 2 trong phần dƣ của phƣơng trình sai phân với giả thuyết Ho: không có tƣơng quan trong phần dƣ. Hansen là kiểm định hạn chế về việc xác định quá mức phân phối theo . Với giả thuyết Ho kiểm định các hạn chế quá mức là hợp lý, không có tƣơng quan giữa các biến công cụ và sai số. Hai kiểm định này xác nhận mô hình GMM là phù hợp. Biến giả ngành và biến giả thời gian cũng đƣợc ƣớc tính nhƣng không trình bày.
Bảng 7. So sánh kỳ vọng về dấu và kết quả hồi quy các nhân tố tác động đến quản trị vốn luân chuyển
Biến Quan hệ dự kiến Kết quả hồi quy
CFLOW +/- Không có ý nghĩa thống kê
LEV - Không có ý nghĩa thống kê
SGROWTH +/- -
SIZEASSET - Không có ý nghĩa thống kê
AGE + Không có ý nghĩa thống kê
FA +/- -
ROA - -
Những khác biệt trong kết quả của các phƣơng pháp ƣớc lƣợng cho thấy vấn đề nội sinh và tính không đồng nhất không quan sát đƣợc của các công ty là rất quan trọng trong phân tích quản trị vốn luân chuyển và cần có biện pháp kiểm soát thích hợp.
Kết quả có ý nghĩa thống kê ở mức 1% của hệ số biến trễ của biến độc lập chỉ ra rằng công ty có NTC tối ƣu làm cân bằng lợi ích và chi phí để duy trì NTC tối ƣu. Thêm vào đó, công ty cố gắng điều chỉnh NTC hiện tại khá nhanh (hệ số điều chỉnh khoảng 0.57). Điều này có thể giải thích là các công ty tốn nhiều chi phí khi từ bỏ mức vốn luân chuyển tối ƣu bởi vì những hạn chế tài chính và khó khăn trong việc nhận
đƣợc nguồn tài trợ từ thị trƣờng vốn dài hạn. Cho thấy quản trị vốn luân chuyển tốt sẽ rất quan trọng (Grablowsky 1984, Kargar, Blumental 1994 và Peel, Wilson 1996).
Các nghiên cứu trƣớc cho rằng công ty dòng tiền lớn hơn có NTC dài hơn và có thể thấy chi phí tài trợ đầu tƣ vào vốn luân chuyển là thấp hơn cho những công ty này vì họ phải trả phần bù rủi ro thấp hơn. Tuy nhiên từ kết quả nghiên cứu cho thấy, mối quan hệ giữa dòng tiền và vốn luân chuyển là cùng chiều nhƣng lại không có ý nghĩa thống kê cho các công ty trong mẫu nghiên cứu. Do đó không có bằng chứng cho thấy mối quan hệ giữa hai yếu tố này.
Bên cạnh đó cũng không tìm thấy bằng chứng cho mối quan hệ giữa đòn bẩy và vốn luân chuyển bởi vì kết quả cho thấy tác động của đòn bẩy lên vốn luân chuyển là không có ý nghĩa thống kê.
Ngƣợc lại với kết quả nghiên cứu của Kieschnich (2006), tìm ra mối quan hệ ngƣợc chiều và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% giữa cơ hội tăng trƣởng và vốn luân chuyển. Tức là các công ty với cơ hội tăng trƣởng cao hơn duy trì một đầu tƣ thấp hơn vào vốn luân chuyển. Điều này đƣợc hỗ trợ bởi giả thuyết là các công ty có cơ hội tăng trƣởng cao nhận đƣợc tín dụng thƣơng mại nhiều hơn từ các nhà cung cấp của họ (Cunat, 2007) và các công ty có doanh số bán hàng giảm thì cấp hơn tín dụng thƣơng mại nhiều hơn cho khách hàng (Emery 1987; Petersen và Rajan 1997).
Liên quan đến ảnh hƣởng của quy mô, các nghiên cứu trƣớc đây cho công ty lớn của Jose (1996), Chiou (2006), Kieschnich (2006) cho thấy ảnh hƣởng quan trọng của biến này lên quản trị vốn luân chuyển. Tuy nhiên, kết quả của bài nghiên cứu cho thấy mối quan hệ giữa hai biến này là không có ý nghĩa thống kê, tức là quy mô công ty không có ảnh hƣởng đến quản trị vốn luân chuyển của các công ty Việt Nam. Điều này có thể là do các công ty đƣợc chọn trong mẫu nghiên cứu có quy mô không chênh lệch nhau nhiều bởi vì ở Việt Nam chủ yếu là các công ty vừa và nhỏ.
Có thể thấy rằng các công ty đƣợc thành lập lâu hơn, tiếp cận tốt hơn với nguồn vốn bên ngoài, duy trì NTC dài hơn. Do đó, các công ty tiếp cận tốt hơn với thị trƣờng vốn duy trì một chính sách vốn luân chuyển bảo thủ hơn vì chi phí tài trợ thấp hơn và sử dụng tín dụng thƣơng mại, cùng với việc cấp tín dụng thƣơng mại nhiều hơn. Nhƣng kết quả cho thấy mối quan hệ giữa tuổi công ty và việc nắm giữ vốn luân chuyển lại không có ý nghĩa thống kê, điều này có thể là do mẫu nghiên cứu, những
công ty niêm yết đƣợc chọn trong khoảng thời gian giống nhau, vì vậy có thể những công ty trong mẫu đa số là đƣợc thành lập trong thời gian gần đây, do đó không chênh lệch nhiều về thời gian thành lập nên ảnh hƣởng đến kết quả nghiên cứu.
Liên quan của đầu tƣ tài sản cố định ảnh hƣởng đến việc nắm giữa vốn luân chuyển, nhƣ kết quả nghiên cứu của Fazzari, Petersen (1993) tìm thấy có mối quan hệ ngƣợc chiều lên vốn luân chuyển và có ý nghĩa ở mức 1% . Điều này hỗ trợ giả thuyết rằng đầu tƣ vào tài sản cố định với mức độ của vốn luân chuyển khi công ty hoạt động dƣới hạn chế tài chính. Ngoài ra, tìm thấy rằng biến này cũng có tác động kinh tế quan trọng ảnh hƣởng đến việc nắm giữ vốn luân chuyển.
Nhƣ kỳ vọng ban đầu tìm ra lợi nhuận trên tổng tài sản giúp giải thích việc nắm giữ vốn luân chuyển. Kết quả cho thấy mối quan hệ ngƣợc chiều và có ý nghĩa giữa hai biến này, phù hợp với nghiên cứu của Shin và Soenen (1998) cho rằng công ty có năng lực thƣơng lƣợng về giá với lợi nhuận cao hơn và đầu tƣ vào những dự án khác có giá trị cao hơn (Chiou 2006).
Cuối cùng, bằng chứng thực nghiệm cho rằng những yếu tố kinh tế nhƣ lãi suất và GDP có ảnh hƣởng đến tín dụng thƣơng mại và đầu tƣ vào hàng tồn kho. Theo Smith (1987) và Walker (1991) cho rằng ảnh hƣởng của yếu tố kinh tế lên khoản phải thu. Ngoài ra, Michaelas (1999) tìm ra công ty nhỏ phản ứng mạnh hơn với tài trợ ngắn hạn, điều này làm công ty nhạy cảm hơn với điều kiện kinh tế vĩ mô. Mặc khác, theo Blinder và Maccini (1991) khi nền suy thoái có liên quan đến giảm mạnh hàng tồn kho, các nghiên cứu khác nhƣ Carpenter (1994), Kashyap (1994) cho thấy tác động mạnh của sự biến động mang tính chu kỳ trên hàng tồn kho của các công ty nhỏ. Hendel (1996), Carpenter (1994), Kashyap (1994) cho rằng kết quả này có thể là bởi vì chi phí tài trợ ngắn hạn của các công ty nhỏ là nhiều hơn. Tuy nhiên, theo kết quả hồi quy của nghiên cứu này thì mối quan hệ giữa tăng trƣởng GDP và quản trị vốn luân chuyển lại không có ý nghĩa thống kê, kết quả này có thể là do bị ảnh hƣởng bởi giai đoạn đƣợc chọn trong nghiên cứu này, thời gian nghiên cứu khá ngắn nên sự biến động của GDP là không nhiều, bên cạnh đó từ năm 2008-2012 Việt Nam phải chịu ảnh hƣởng của cuộc khủng hoảng kinh tế nên tăng trƣởng GDP không đáng kể, vì thế ảnh hƣởng kết quả nghiên cứu. Kết quả là không tìm đƣợc mối quan hệ có ý nghĩa giữa tăng trƣởng GDP và quản trị vốn luân chuyển.
Tuy nhiên, lãi suất lại có tác động mạnh và cùng chiều lên việc nắm giữ vốn luân chuyển ở mức ý nghĩa 1%, điều này có thể là do khi lãi suất tăng thì các công ty có xu hƣớng tiếp cận với tín dụng thƣơng mại nhiều hơn thay vì phải tốn chi phí cao hơn để vay mƣợn từ bên ngoài.
Bằng mô hình điều chỉnh từng phần để kiểm tra đặc trƣng của công ty có thể ảnh hƣởng đến việc nắm giữ vốn luân chuyển. Bên cạnh đó còn tìm ra rằng công ty có mức vốn luân chuyển tối ƣu và cố gắng điều chỉnh tƣơng đối nhanh để đạt mức mục tiêu đó (hệ số điều chỉnh là khoảng 0.57 cho mẫu nghiên cứu này), tuy nhên mức điều chỉnh này là nhỏ hơn so với mẫu nghiên cứu của Caballero (2010) tìm đƣợc cho các công ty vừa và nhỏ ở Tây Ban Nha, Caballero tìm thấy hệ số điều chỉnh cho các công ty vừa và nhỏ trong mẫu nghiên cứu là 0.87. Điều này có thể là do việc nắm giữ hàng tồn kho của các công ty ở Việt Nam chƣa hiệu quả và là vấn đề nan giải của nhà quản lý, do đó khó mà điều chỉnh mức vốn luân chuyển một cách nhanh chóng nhƣ công ty ở Tây Ban Nha. Trong cuộc khảo sát Động thái của doanh nghiệp mới đây của Phòng Thƣơng mại và Công nghiệp Việt Nam đã chỉ ra nguyên nhân lớn nhất làm công ty phải phá sản, ngừng hoạt động thời gian vừa qua là do hàng hóa tồn kho ngày càng nhiều. Theo đó, có đến 73% số công ty tham gia cuộc khảo sát này đều cho rằng hàng tồn kho thực sự là mối lo ngại khiến doanh nghiệp phá sản, vì thế mà việc điều chỉnh đến mục tiêu không nhanh nhƣ các công ty vừa và nhỏ ở Tây Ban Nha do gánh nặng hàng tồn kho của các công ty Việt Nam hiện nay.
Bằng mô hình điều chỉnh từng phần nghiên cứu các yếu tố tác động đến quản trị vốn luân chuyển kết quả tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ ngƣợc chiều và có ý nghĩa thống kê của cơ hội tăng trƣởng, đầu tƣ vào tài sản cố định và tỷ suất sinh lợi trên tài sản ảnh hƣởng đến quản trị vốn luân chuyển. Tức là những công ty có cơ hội tăng trƣởng cao hơn, đầu tƣ vào tài sản cố định nhiều hơn và tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản lớn hơn thì có chính sách quản trị vốn luân chuyển bảo thủ hơn.
4.3.2. Mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả công ty:
Do dữ liệu để nghiên cứu mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả công ty vừa bị phƣơng sai thay đổi, vừa bị tự tƣơng quan và có thể xảy ra nội sinh, nên việc sử dụng các mô hình khác nhƣ OLS, Fixed effect, Random effect, GLS hay 2SLS sẽ không còn hiệu quả nữa, do đó mô hình GMM đƣợc sử dụng là thích hợp
nhất để khắc phục hiện tƣợng tự tƣơng quan, phƣơng sai thay đổi và kiểm soát vấn đề nội sinh có thể xảy ra ảnh hƣởng đến kết quả ƣớc lƣợng.
Bảng dƣới đây trình bày kết quả hồi quy về mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả công ty bằng cách sử dụng phƣơng trình bậc 2.
Bảng 8. Kết quả hồi quy mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả công ty Biến Hệ số NTC 0.4744* (-1.92) NTC2 -0.0563** (-1.97) SIZE 0.6158* (-1.75) LEV 0.07 (-0.35) GROWTH -6.1927 (-0.35) ROA 0.8395*** (-2.93) m2 p-value=0.037 Hansen p-value=0.726
***, **, * lần lƣợt là mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%. Thống kê Z đƣợc trình bày trong ngoặc. Biến giả ngành và biến giả thời gian cũng đƣợc bao gồm trong các hồi quy nhƣng không trình bày
Bảng 9. So sánh kỳ vọng về dấu và kết quả hồi quy các yếu tố ảnh hƣởng đến hiệu quả công ty
Mối quan hệ dự kiến với hiệu quả công ty
Kết quả hồi quy
NTC + +
NTC2 - -
SIZE +/- +
LEV +/- Không có ý nghĩa
GROWTH + Không có ý nghĩa
Từ bảng kết quả hồi quy cho thấy, đúng nhƣ kỳ vọng hệ số của NTC là âm và NTC2 là dƣơng và có ý nghĩa thống kê, từ đó cung cấp bằng chứng cho mối quan hệ phi tuyến giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả công ty, tức là gia tăng vốn luân chuyển sẽ làm tăng hiệu quả công ty cho đến một điểm đảo chiều, sau đó nếu tăng vốn luân chuyển sẽ làm giảm hiệu quả công ty bởi vì rủi ro gia tăng nhiều hơn lợi ích của việc nắm giữ vốn luân chuyển. Điểm đảo chiều này chính là mức vốn luân chuyển tối ƣu làm cân bằng chi phí, lợi ích và tối đa hoá hiệu quả công ty, điểm tối ƣu này bằng - .
Ngoài ra, theo kết quả biến SIZE có hệ số là dƣơng và có ý nghĩa thống kê, kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Berger và Ofek (1995), cho thấy mối quan hệ cùng chiều giữa quy mô và hiệu quả công ty. Những công ty lớn có nhiều lợi thế theo quy mô, thƣơng lƣợng về giá với đối tác, ƣu thế trong việc chiếm lĩnh thị trƣờng, khả năng đa dạng hoá đầu tƣ, từ đó làm tăng hiệu quả công ty (Samuel Fosu 2013).
Tìm thấy mối quan hệ giữa đòn bẩy và hiệu quả công ty là cùng chiều nhƣng lại không ý nghĩa thống kê. Điều này là phù hợp với kết quả nghiên cứu trƣớc đây của Phillips, Sipahioglu (2004) tức là không tìm thấy mối quan hệ của đòn bẩy lên hiệu