4.1.1. Thống kê mơ tả
Bảng 4.1. Thống kê mơ tả - mơ hình tác động ngắn hạn
Biến Trung bình Độ lệch chuẩn Min Max
ROA .022 .034 -.171 .478 ROE .041 .161 -2.629 4.235 ACCR † .02 .087 -.374 .861 ACCR ‡ .037 .249 -3.5 3.975 TAGR .043 .167 -.522 1.837 D (=Nợ/VCSH) 1.513 4.356 -24.825 135.104 D (=Nợ/tổng tài sản) .475 .209 0 1.074 NWC † .23 .207 -.597 .847 NWC ‡ .296 2.001 -71.857 13.162 lnTA 13.49 1.498 10.469 18.107
Ký hiệu † hàm ý rằng chỉ tiêu được tính theo cách quy ước trong mơ hình tác động ROA ngắn hạn, ‡ hàm ý chỉ tiêu được tính theo cách quy ước trong mơ hình tác động ROE ngắn hạn
Nguồn: Tính tốn của tác giả trên phần mềm Stata
Kết quả thống kê mơ tả của 1729 quan sát cho thấy phần nào về quy mơ, mức biến động và phân phối xác suất của giá trị các biến độc lập thay đổi giữa các đối tượng quan sát và theo từng quý (ngắn hạn). Chỉ tiêu ROA cĩ giá trị thấp nhất là -0,1712 (17,12%), cao nhất là 0,4779 (47,79%), trong khi các giá trị này của ROE lần lượt là - 2,629 (-262,9%) và 4,235 (423,5%) cho thấy tỷ lệ sinh lời ngắn hạn trên tổng tài sản và trên vốn chủ sở hữu của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm cĩ sự khác biệt đáng kể
ROE lần lượt chỉđạt các mức rất thấp là 0,0217 (2,17%) và 0,041 (4,1%), cho thấy khả
năng sinh lời của ngành chế biến thực phẩm nĩi chung trong ngắn hạn gặp nhiều khĩ khăn. Bên cạnh đĩ, các biến cịn lại cũng cĩ biên độ giá trị tương đối lớn, với giá trị thấp nhất âm đáng kể (ngoại trừ biến lnTA) cho thấy tuy thuộc cùng một ngành nghề nhưng tình hình tài chính của mỗi doanh nghiệp riêng biệt lại rất khác nhau và đồng thời cũng thay đổi đáng kể qua các năm.
4.1.2. Ma trận tương quan
Bảng 4.2. Ma trận tương quan - Mơ hình tác động ROA ngắn hạn
Biến (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (1) ROA 1 (2) ACCR 0.29 1 (3) TAGR 0.1929 -0.1002 1 (4) D -0.1167 -0.0503 0.0094 1 (5) NWC 0.3314 0.1297 0.0556 -0.3399 1 (6) lnTA 0.031 0.0149 0.0084 0.1379 -0.1594 1 (7) entropy 0.1146 0.0332 0.0691 0.01 0.1284 0.3612 1
Nguồn: Tính tốn của tác giả trên phần mềm Stata
Bảng 4.3. Ma trận tương quan - Mơ hình tác động ROE ngắn hạn
Biến (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (1) ROE 1 (2) ACCR 0.5825 1 (3) TAGR 0.0735 -0.0792 1 (4) D -0.005 -0.0097 0.0453 1 (5) NWC 0.4626 0.1926 -0.0192 -0.0574 1 (6) lnTA -0.0078 0.0061 0.0084 0.2667 -0.0452 1 (7) entropy 0.0469 0.0264 0.0691 0.0812 0.0532 0.3612 1
Hai ma trận tương quan trên cho thấy tương quan giữa các biến độc lập của mơ hình tác động ROA và ROE ngắn hạn là thấp – đều dưới 0,7, do đĩ hiện tượng đa cộng tuyến trong các mơ hình này là khơng đáng lo ngại. Trước đĩ biến D đại diện cho cơ
cấu vốn đã được thử tính theo cơng thức D = Nợ/Tổng tài sản trong mơ hình ROA và Nợ/VCSH trong mơ hình ROE, tuy nhiên lại phát sinh tương quan cao với biến NWC nên được thay thế ngược lại (D = Nợ/VCSH trong mơ hình ROA và Nợ/Tổng tài sản trong mơ hình ROE), về bản chất vẫn thể hiện được cơ cấu vốn của doanh nghiệp.
4.1.3. Kết quả hồi quy
Trước hết, các mơ hình tác động ROA và ROE ngắn hạn được ước lượng bằng FEM và REM. Sau đĩ, kiểm định Hausman được tiến hành cho thấy FEM là mơ hình phù hợp hơn. Tuy nhiên, kết quả kiểm định Wald hiệu chỉnh và kiểm định Wooldridge sau đĩ cho thấy các mơ hình trên mắc phải hiện tượng phương sai sai số thay đổi và hiện tượng tự tương quan, do đĩ cần hiệu chỉnh bằng ước lượng Robust cluster. Kết quả chi tiết ước lượng các mơ hình tác động ngắn hạn sau hiệu chỉnh được trình bày trong phụ
lục 1. Bên cạnh đĩ, hệ số VIF cũng được xác định cho mỗi mơ hình và đều cĩ mức giá trị thấp dưới 5,0, một lần nữa cho thấy vấn đềđa cộng tuyến trong các mơ hình tác động ngắn hạn là khơng đáng lo ngại (Phụ lục 3). Thêm nữa, mức ý nghĩa thống kê của kiểm
định F cho mỗi mơ hình tác động ngắn hạn đều thấp hơn 5% (phụ lục 1), cho thấy các mơ hình này là phù hợp – các hệ số hồi quy khơng đồng thời bằng 0 về mặt thống kê. 4.1.3.1. Mơ hình tác động ROA
Bảng 4.4. Kết quả kiểm định mơ hình tác động ROA ngắn hạn
k=0 k=1 k=2 k=3 k=4
Coef. SE Coef. SE Coef. SE Coef. SE Coef. SE ROA - - 0.206451** 0.07913 0.04751 0.04517 0.06521 0.03885 0.1258003** 0.04745 ACCR 0.077868*** 0.02393 0.0192611* 0.00966 0.00526 0.00745 0.01299 0.00948 -0.0219988* 0.01168 TAGR 0.0367646*** 0.01134 0.00143 0.00492 0.00181 0.00480 -0.00664 0.00619 -0.00675 0.00484 D -0.010263*** 0.00291 -0.0078159* 0.00388 -0.0075824* 0.00416 -0.00677 0.00430 -0.00382 0.00280 NWC 0.0361821*** 0.00931 0.0177044* 0.00921 0.0234593* 0.01208 0.01856 0.01209 0.01096 0.01164 lnTA -0.0031339* 0.00184 -0.0064083*** 0.00183 -0.0079969*** 0.00221 -0.0073194*** 0.00230 -0.0065184*** 0.00227 entropy 0.0216742* 0.01166 -0.0064503* 0.00374 -0.00403 0.00736 -0.00522 0.00489 0.01123 0.01582
*,**,*** lần lượt chỉ mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%
Lợi nhuận quá khứ
Biến ROA cĩ độ tin cậy thống kê cao trong mơ hình với k = 1 và 4 nhưng lại cĩ
độ tin cậy thống kê thấp trong mơ hình với k = 2 và 3, cho thấy nhân tố khả năng sinh lời hiện tại đo lường bằng ROA cĩ tác động tới khả năng sinh lời tương lai trong ngắn hạn, nhất là ngay trong quý tiếp theo, tuy nhiên tác động này khơng hẳn được duy trì xuyên suốt trong tất cả các quý sau đĩ. Mặt khác, với những trường hợp biến này cĩ độ
tin cậy thống kê cao thì hệ số của nĩ đều là dương, cho thấy khả năng sinh lời của quý hiện tại cao sẽ gĩp phần đảm bảo khả năng sinh lời của quý tiếp theo. Kết quả này cĩ phần khác biệt so với một số nghiên cứu trước đĩ của Fama và French (2000), Richardson và cộng sự (2004), Dickinson và Sommers (2011), Zhou (2006). Tuy nhiên, sự khác biệt trong kết quả kiểm định cĩ thể là do cách lựa chọn chỉ tiêu đại diện cho khả
năng sinh lời khác nhau và quan trọng hơn là các nghiên cứu trước chủ yếu tập trung
đánh giá tác động của lợi nhuận quá khứ tới lợi nhuận tương lai trong dài hạn, sử dụng số liệu hàng năm trong khi mơ hình ROA ởđây lại được kiểm định trong ngắn hạn, sử
dụng số liệu hàng quý.
Để cĩ thể kết luận cụ thể về tác động ngắn hạn của lợi nhuận quá khứ tới khả năng sinh lời tương lai, cần đối chiếu với kết quả kiểm định nhĩm mơ hình ROE bên dưới.
Cấu trúc lợi nhuận
Biến ACCR cĩ độ tin cậy thống kê cao trong mơ hình k = 0, 1 và 4. Trong các mơ hình k = 2 và 3, biến này cĩ độ tin cậy thống kê rất thấp. Như vậy, bên cạnh quan hệ
cùng chiều rõ rệt với khả năng sinh lời cùng kỳ như đã được khẳng định trong nhiều nghiên cứu trước, lợi nhuận dồn tích cịn gây ra tác động cĩ ý nghĩa thống kê tới khả
năng sinh lời của quý thứ nhất và thứ tư sau đĩ. Dấu hệ số hồi quy của biến này trong mơ hình k = 1 là dương, cho thấy lợi nhuận dồn tích cĩ tác động tích cực tới khả năng sinh lời của quý gần nhất. Về cơ bản, kết quả này tương đồng với các nghiên cứu trước
đây của Xie (2001), Oei và cộng sự (2006), Balkrishna và cộng sự (2007), Kean và Wells (2006), Richardson và cộng sự (2005), Ball và cộng sự (2016). Tuy nhiên, tác
động của lợi nhuận dồn tích tới khả năng sinh lời của quý thứ tư lại là tiêu cực. Lợi nhuận dồn tích cĩ thể hiểu đơn giản là phần lợi nhuận mà doanh nghiệp chưa thu hồi
được ngay trong kỳ hiện tại và dự kiến sẽ thu nốt trong kỳ tiếp theo. Nếu ở hiện tại doanh nghiệp cĩ lợi nhuận dồn tích lớn và khả năng thu hồi cao thì những khoản dồn tích này sẽ đĩng gĩp tích cực vào kết quả kinh doanh trong kỳ tiếp theo. Tuy nhiên, trong các khoản phải thu cĩ thể tồn tại một số khoản nợ quá hạn, nợ khĩ địi và tác động tiêu cực của chúng phải mất một thời gian mới bộc lộ ra. Điều này lý giải sự khác biệt về dấu hệ số hồi quy của biến ACCR trong mơ hình k = 1 (dương) và k = 4 (âm).
Trên thực tế, các khoản thu nhập phát sinh trong kỳ nhưng chưa cĩ dịng tiền nhập quỹ tương ứng thường nằm dưới dạng khoản phải thu, chủ yếu là phải thu ngắn hạn đối với các doanh nghiệp CBTP. Do đĩ, cĩ thể căn cứ vào kết quả kiểm định trên
để suy luận hoặc đặt giả thuyết về một mối quan hệ cùng chiều giữa quy mơ và chất lượng các khoản phải thu ngắn hạn với khả năng sinh lời quý tiếp theo. Điều này cĩ ý nghĩa quan trọng nhất định trong hoạch định chính sách bán hàng và quản lý phải thu của các doanh nghiệp CBTP.
Tăng trưởng tài sản
Biến TAGR cĩ hệ số dương với ý nghĩa thống kê rất cao trong mơ hình k = 0, cho thấy tăng trưởng tài sản và khả năng sinh lời trong cùng kỳ cĩ mối quan hệ cùng chiều chặt chẽ, tương đồng với các nghiên cứu trước đĩ của Espinosa (2015), Kotšina và Hazak (2012) và Kim (2001). Kết quả này khơng nhất thiết cĩ nghĩa là gia tăng đầu tư vào tài sản thì sẽ làm tăng lợi nhuận ngay lập tức mà cĩ thể chỉ là khi các cơng ty kinh doanh tốt, đạt lợi nhuận cao thì quy mơ sẽ tăng theo. Trong một chừng mực nào
đĩ, điều này cĩ thểđược giải thích khá đơn giản dựa trên quan hệ kế tốn giữa lợi nhuận trong kỳ và giá trị sổ sách của tổng tài sản cuối kỳ.
Tuy nhiên, TAGR lại cĩ độ tin cậy thống kê thấp trong tất cả các mơ hình ROA kỳ sau (k = 1 → 4), cho thấy nhân tố tăng trưởng tài sản trong mỗi quý chưa gây ra tác
động cĩ ý nghĩa thống kê tới khả năng sinh lời (ROA) trong ngắn hạn. Sở dĩ như vậy là vì biến này được tính bằng tỷ lệ tăng trưởng của tổng tài sản mà trong các khoản đầu tư
vào tổng tài sản mỗi kỳ cĩ thể cĩ những khoản đầu tư dài hạn mà tác động của chúng tới khả năng sinh lời của doanh nghiệp chỉ được quan sát thấy rõ trong dài hạn, qua nhiều năm thay vì phát huy tác dụng ngay trong các quý trước mắt.
Cơ cấu vốn
Biến D (tính bằng cơng thức Nợ/VCSH) cĩ độ tin cậy thống kê cao trong mơ hình k = 0, 1 và 2, độ tin cậy thống kê thấp trong mơ hình k = 3 và k = 4, cho thấy nhân tố cơ cấu vốn cĩ tác động thực tế tới khả năng sinh lời của quý hiện tại và 2 quý tiếp theo nhưng tác động này khơng được duy trì sang các quý sau đĩ. Bên cạnh đĩ, dấu hệ
số hồi quy của biến này trong các mơ hình luơn thống nhất và âm: Tỷ trọng nợ cao cĩ xu hướng làm giảm lợi nhuận quý hiện tại và hai quý sau (trong hai mơ hình cịn lại với k = 3 và 4, tuy hệ số khơng cĩ ý nghĩa thống kê nhưng vẫn tiếp tục mang dấu âm). Điều này cho thấy nhìn chung các doanh nghiệp CBTP chưa tận dụng được lợi ích ngắn hạn từđịn bẩy tài chính, thậm chí việc sử dụng nợ hiện đang là nguyên nhân gĩp phần làm giảm khả năng sinh lời từ quý này sang quý khác.
Vốn lưu động rịng
Biến NWC cĩ hệ số hồi quy dương với độ tin cậy thống kê cao trong các mơ hình k = 0, 1 và 2, cho thấy nhân tố quy mơ vốn lưu động rịng cĩ quan hệ dương với ROA trong cùng quý cũng như 2 quý liên tiếp sau đĩ. Trong đĩ, độ tin cậy thống kê đạt mức cao nhất ở mơ hình k = 0, cho thấy dường như việc tạo ra nhiều lợi nhuận hơn sẽ thúc
đẩy các doanh nghiệp tích trữ thêm vốn lưu động rịng ở cuối kỳ với hy vọng duy trì
được mức sinh lời này sang quý tiếp theo. Đồng thời, khả năng sinh lời thực tế của 2 quý liền sau đĩ được cải thiện khi doanh nghiệp cải thiện quy mơ vốn lưu động rịng. Trong mơ hình k = 3 và 4, biến này khơng cĩ ý nghĩa thống kê, tuy nhiên hệ số của nĩ vẫn là dương, thống nhất với trường hợp k = 0 đến 2. Như vậy, nhìn chung, vốn lưu
động rịng đĩng vai trị tích cực trong duy trì khả năng sinh lời của doanh nghiệp CBTP trong ngắn hạn. Đặc biệt, tác động cĩ ý nghĩa thống kê nêu trên của vốn lưu động rịng tới khả năng sinh lời của hai quý sau là điều mà các nghiên cứu trước đây chưa khám phá (các nghiên cứu trước chỉ xét quan hệ giữa vốn lưu động với lợi nhuận cùng quý, chưa xét tới tác động của vốn lưu động tới lợi nhuận những quý sau).
Quy mơ
Biến lnTA cĩ độ tin cậy thống kê cao trong tất cả các mơ hình ROA ngắn hạn, cho thấy nhân tố quy mơ doanh nghiệp thực sự gây ra tác động ngắn hạn tới khả năng sinh lời một cách liên tục trong nhiều quý liên tiếp. Bên cạnh đĩ, hệ số hồi quy của biến này luơn là âm, cho thấy những doanh nghiệp quy mơ nhỏ hơn lại cĩ xu hướng đảm bảo khả năng sinh lời tương lai tốt hơn những doanh nghiệp cĩ quy mơ lớn. Kết quả này tương tự nghiên cứu của Czarnitzki và Kraft (2010), Yoo và Kim (2015) nhưng lại khác với nghiên cứu của Evans và cộng sự (2017), Stierwald (2009). Kết quả thực nghiệm trên cho thấy dường như các doanh nghiệp chế biến thực phẩm tại Việt Nam đang gặp phải vấn đề phản quy mơ kinh tế, trong đĩ quy mơ doanh nghiệp lớn hơn khơng nhất thiết nghĩa là doanh nghiệp làm ăn hiệu quả hơn. Điều này cĩ thể xảy ra nếu như những yếu tốđầu vào khác của quá trình sản xuất kinh doanh khơng được tăng cường một cách kịp thời và tương xứng với sự gia tăng tài sản, khiến cho sự kết hợp giữa chúng chưa
đạt được mức tối ưu.
Đa dạng hĩa kinh doanh
Biến entropy cĩ ý nghĩa thống kê trong mơ hình k = 0 với hệ số dương, cho thấy mức đa dạng hĩa kinh doanh cĩ tác động tích cực tới khả năng sinh lời trong kỳ. Khi doanh nghiệp kết hợp giữa duy trì hoạt động kinh doanh truyền thống của mình với mở
đa dạng và ổn định hơn, gĩp phần cải thiện tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản. Cũng cĩ thể
hiểu rằng trong thời gian vừa qua, chiến lược đa dạng hĩa kinh doanh đã giúp các doanh nghiệp CBTP cải thiện khả năng sinh lời tổng thể của mình.
4.1.3.2. Mơ hình tác động ROE
Bảng 4.5. Kết quả kiểm định mơ hình tác động ROE ngắn hạn
k=0 k=1 k=2 k=3 k=4
Coef. SE Coef. SE Coef. SE Coef. SE Coef. SE ROE - - -0.6996545*** 0.23139 0.3566106*** 0.03155 -0.31100 0.32963 -0.01928 0.06371 ACCR 0.3188267** 0.11807 0.03351 0.02492 0.00399 0.01946 -0.04760 0.04292 0.01888 0.03154 TAGR 0.1277691** 0.04740 0.0590504*** 0.01661 0.01988 0.03808 -0.06007 0.03768 -0.01786 0.01668 D -0.05239 0.04269 -0.03730 0.05427 0.03493 0.04777 0.01821 0.03954 0.1048929* 0.05800 NWC 0.0491089*** 0.00418 0.0326469* 0.01900 0.0387424*** 0.00652 0.03933 0.04805 -0.0254324* 0.01261 lnTA -0.00135 0.00698 -0.028432*** 0.00996 -0.0148313** 0.00549 -0.0289549** 0.01191 -0.0215939** 0.00819 entropy 0.00544 0.02244 -0.09220 0.12150 0.04259 0.05491 -0.05661 0.05354 0.02151 0.02328
*,**,*** lần lượt chỉ mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%
Nguồn: Tính tốn của tác giả trên phần mềm Stata
Lợi nhuận quá khứ
Biến ROE cĩ độ tin cậy thống kê cao trong các mơ hình k = 1 và 2, cho thấy nhân tố lợi nhuận hiện tại cĩ tác động thực tế tới khả năng sinh lời (ROE) của 2 quý liên tiếp sau đĩ. Tuy nhiên, dấu hệ số của biến này khơng thống nhất giữa hai mơ hình: Âm khi k = 1 nhưng dương khi k = 2, tức mối quan hệ giữa ROE hiện tại với ROE tương lai cĩ sựđảo chiều từ quý thứ nhất sang quý thứ hai. Dấu hệ số của biến này trong mơ hình ROE với k = 1 cũng khác so với mơ hình với ROA k = 1 nêu trên. Điều này cĩ thể là do