KẾT QUẢ HỒI QUY CÓ TRỌNG SỐ - .4 CÁC CHỈ TIÊU THỐN- 123docz.net

Bảng 4 .4 CÁC CHỈ TIÊU THỐNG KÊ MÔ TẢ

Bảng 4. 7 KẾT QUẢ HỒI QUY CÓ TRỌNG SỐ

Biến phụ thuô ̣c R OA Phƣơng pháp (FGLS)

Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4

AR -0,0152*** (-15,18) SIZE 1,461*** (-8,5) 1,323*** (-7,96) 1,568*** (-9,37) 1,338*** (-8) SGROW 0,00944*** (-3,49) 0,0132*** (-4,88) 0,0100*** (-3,53) 0,0128*** (-4,79) DEBT -6,494*** (-15,68) -6,560*** (-19,45) -7,270*** (-18,85) -6,495*** (-18,57) GDPGR 0,000793 (-0,1) 0,00619 (-0,78) 0,0051 (-0,66) 0,00554 (-0,69) INV -0,00151*** (-6,69) AP -0,0215*** (-14,50) CCC -0,00156*** (-7,17) _CONS -8,733*** (-4,38) -8,029*** (-4,16) -9,631*** (-4,98) -8,181*** (-4,21) N 955 955 955 955

Ghi chú : *,**,*** tương ứng với các mức ý nghĩa 10%,5%,1% Các số trong ngoặc là chỉ số t-statistic

Với mức ý nghĩa 1% tất cả các biến độc lập đều có ý nghĩa trong mơ hình. Từ đó ta có mơ hình nghiên cứu thực nghiệm sau:

Mô hình (1)

ROA= -8,733 – 0,0152AR + 1,461SIZE + 0,00944SGROW – 6,494DEBT + 0,000793 GDPGR

Mô hình (2)

ROA= -8,029 – 0,00151INV + 1,323SIZE + 0,0132SGROW – 6,560DEBT + 0,00619 GDPGR

Mô hình (3)

ROA= -9,631 – 0,0215AP + 1,568SIZE + 0,0100SGROW – 7,270DEBT + 0,0051 GDPGR

Mô hình (4)

ROA= -8,181 – 0,00156CCC + 1,338SIZE + 0,0128SGROW – 6,495DEBT + 0,00554 GDPGR

Phương trình (1) cho thấy:

Mối tƣơng quan nghịch biến giữa tỷ suất sinh lợi với kỳ thu tiền khách hàng bình quân, kỳ thu tiền khách hàng bình quân tăng lên 1 ngày sẽ làm tỷ suất sinh lợi giảm 0,0152%.

Quy mơ (Size) doanh nghiệp có tƣơng quan đồng biến với tỷ suất sinh lợi cứ 1% doanh thu tăng thêm sẽ giúp cho tỷ suất sinh lợi tăng thêm 1,461%

Tốc độ tăng doanh thu cũng có tƣơng quan đồng biến với tỷ suất sinh lợi cứ 1% doanh thu tăng thêm sẽ giúp cho tỷ suất sinh lợi tăng thêm 0,00944%

Tỷ số nợ trên tổng tài sản cũng có mối tƣơng quan nghịch biến với tỷ suất sinh lợi, tỷ số nợ tăng lên 1% sẽ làm tỷ suất sinh lợi giảm 6,494%.

Tốc độ tăng trƣởng GDP khơng có ý nghĩa thống kê .

Mối tƣơng quan nghịch biến giữa tỷ suất sinh lợi với kỳ luân chuyển hàng tồn kho bình quân tăng lên 1 ngày sẽ làm tỷ suất sinh lợi giảm 0,00151%.

Quy mơ (Size) doanh nghiệp có tƣơng quan đồng biến với tỷ suất sinh lợi cứ 1% doanh thu tăng thêm sẽ giúp cho tỷ suất sinh lợi tăng thêm 1,323%

Tốc độ tăng doanh thu cũng có tƣơng quan đồng biến với tỷ suất sinh lợi cứ 1% doanh thu tăng thêm sẽ giúp cho tỷ suất sinh lợi tăng thêm 0,0132%

Tỷ số nợ trên tổng tài sản cũng có mối tƣơng quan nghịch biến với tỷ suất sinh lợi, tỷ số nợ tăng lên 1% sẽ làm tỷ suất sinh lợi giảm 6,56%.

Tốc đô ̣ tăng trƣởng GDP không có ý nghĩa thống kê .

Phương trình (3) cho thấy:

Mối tƣơng quan nghịch biến giữa tỷ suất sinh lợi với kỳ thanh tốn cho nhà cung cấp bình qn, kỳ thanh tóan cho nhà cung cấp bình quân tăng lên 1 ngày sẽ làm tỷ suất sinh lợi giảm 0,0215%.

Quy mô (Size) doanh nghiệp có tƣơng quan đồng biến với tỷ suất sinh lợi cứ 1% doanh thu tăng thêm sẽ giúp cho tỷ suất sinh lợi tăng thêm 1,568%

Tốc độ tăng doanh thu cũng có tƣơng quan đồng biến với tỷ suất sinh lợi cứ 1% doanh thu tăng thêm sẽ giúp cho tỷ suất sinh lợi tăng thêm 0,01%

Tỷ số nợ trên tổng tài sản cũng có mối tƣơng quan nghịch biến với tỷ suất sinh lợi, tỷ số nợ tăng lên 1% sẽ làm tỷ suất sinh lợi giảm 7,270%.

Tốc đô ̣ tăng trƣởng GDP không có ý nghĩa thống kê .

Phương trình (4) cho thấy:

Mối tƣơng quan nghịch biến giữa tỷ suất sinh lợi với chu kỳ chuyển đổi tiền mặt bình quân, chu kỳ chuyển đổi tiền mặt bình quân tăng lên 1 ngày sẽ làm tỷ suất sinh lợi

Quy mơ (Size) doanh nghiệp có tƣơng quan đồng biến với tỷ suất sinh lợi cứ 1% doanh thu tăng thêm sẽ giúp cho tỷ suất sinh lợi tăng thêm 1,338%

Tốc độ tăng doanh thu cũng có tƣơng quan đồng biến với tỷ suất sinh lợi cứ 1% doanh thu tăng thêm sẽ giúp cho tỷ suất sinh lợi tăng thêm 0,0128%

Tỷ số nợ trên tổng tài sản cũng có mối tƣơng quan nghịch biến với tỷ suất sinh lợi, tỷ số nợ tăng lên 1% sẽ làm tỷ suất sinh lợi giảm 6,495%.

Tốc đô ̣ tăng trƣởng GDP không có ý nghĩa thống kê .

4.3.2 Kết quả hồi quy với biến giả ngành.

Tác giả sử dụng biến giả ngành để xem xét tác động của từng ngành lên các yếu tố của quản trị vốn luân chuyển. Tác giả sử dụng biến giả ngành nhƣ sau:

+ Biến giả ngành 2: ngành bán lẻ + Biến giả ngành 3: ngành dịch vụ

+ Biến giả ngành 4: ngành giao thông vận tải và dịch vụ công cộng + Biến giả ngành 5: ngành khai khoáng

+ Biến giả ngành 6: ngành nông nghiệp + Biến giả ngành 7: ngành sản xuất + Biến giả ngành 8: ngành xây dựng

BẢNG 4.8 KẾT QUẢ HỒI QUY THEO NGÀNH

ROA P-value

Mô hình 1 Mơ hình 2 Mơ hình 3 Mơ hình 4

AR 0.015 INV 0.981 AP 0.000 CCC 0.890 SIZE 0.000 0.000 0.000 0.000 SGROW 0.003 0.000 0.006 0.000 DEBT 0.000 0.000 0.000 0.000 GDPGR 0.778 0.858 0.729 0.853 Ngành 2 0.788 0.730 0.744 0.730 Ngành 3 0.135 0.177 0.104 0.178 Ngành 4 0.094 0.083 0.081 0.083 Ngành 5 0.682 0.705 0.679 0.706 Ngành 6 0.022 0.027 0.023 0.027 Ngành 7 0.187 0.202 0.165 0.203 Ngành 8 0.039 0.011 0.039 0.011 CONS 0.023 0.027 0.009 0.027

Kết quả hổi quy với mức ý nghĩa 5%

(Nguồn : tính tốn của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu)

Đối với ngành bán lẻ, ngành dịch vụ, ngành giao thông vận tải và dịch vụ công cộng, ngành khai khoáng, ngành sản xuất.

Các yếu tố nhƣ phải thu khách hàng, phải trả ngƣời bán, kỳ luân chuyển hàng tồn kho và chu kỳ luân chuyển tiền mặt khơng có ý nghĩa thơng kê tại mức ý nghĩa 5%.

Đối với ngành nông nghiệp, ngành xây dựng và ngành bán buôn

4.4. THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Trong mẫu ngẫu nhiên các doanh nghiệp đƣợc niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam giai đoạn năm 2011-2015, các doanh nghiệp thuộc nhóm ngành sản xuất chiếm tỷ trọng cao nhất (trên 42,41%) trong tổng cơ cấu ngành. Đồng thời ngành có tỷ suất sinh lợi (ROA) bình qn cao nhất là ngành nông nghiệp (11,46%).

Trong giai đoạn từ năm 2008 do ảnh hƣởng của khủng hoảng tài chính thế giới, nên tình hình kinh doanh của các doanh nghiệp Việt Nam cũng gặp nhiều khó khăn và khơng ổn định. Đến năm 2010 nền kinh tế có dấu hiệu khơi phục nhƣng đến năm 2014 lại có dấu hiệu giảm tiếp tục.

Trong giai đoạn nghiên cứu, tỷ suất sinh lợi trên tài sản bình qn là 4,56%, trong đó trung vị là 3,08% nhƣng độ lệch chuẩn là 6,52% cho thấy có sự chênh lệch giữa các cơng ty trong mẫu nghiên cứu.

Từ kết quả hồi quy các phƣơng trình 1,2,3 và 4, tác giả tìm thấy mối tƣơng quan giữa biến phụ thuộc ROA với các biến độc lập AR, INV, AP, CCC. Đối với số ngày phải thu khách hàng có tƣơng quan âm với tỷ suất sinh lợi, nhƣ Mathuva (2010) đã giải thích rằng khách hàng càng sớm thanh tốn hóa đơn thì cơng ty càng có nhiều tiền mặt để tái đầu tƣ, do đó doanh số càng cao dẫn đến khả năng sinh lợi càng cao. Đối với kỳ luân chuyển hàng tồn kho càng ngắn thì tỷ suất sinh lợi càng cao, tức là hàng tồn kho đƣợc luân chuyển nhanh hơn, bán đƣợc nhiều hàng hơn và giảm chi phí lƣu kho nên khả năng sinh lợi cao hơn. Quan hệ nghịch biến giữa kỳ phải trả ngƣời bán và khả năng sinh lợi của công ty đƣợc xuất phát từ thực tế rằng cơng ty có khả năng sinh lợi càng thấp càng phải đợi lâu hơn để thanh tốn hóa đơn mua hàng của minh nhƣ Deloof (2003), hay từ thực tế rằng việc kéo dài thời gian thanh toán cho ngƣời bán sẽ ảnh hƣởng đến uy tín của cơng ty, do vậy ảnh hƣởng đến khả năng sinh lợi của công ty nhƣ Nobanee (2011). Tƣơng tự, chu kỳ luân chuyển tiền càng ngắn tiền tái tạo ra tiền nhanh hơn nên khả năng sinh lợi nhiều hơn.

Ngoài ra, đối với biến kiểm sốt nhƣ qui mơ SIZE thì cũng có nhiều nghiên cứu tìm ra mối quan hệ không rõ rang nhƣ Lang, Stulz (1994) tìm ra đƣợc mối quan hệ ngƣợc chiều giữa quy mô và giá trị các công ty ở Mỹ. Beg, Ofek (1995) tìm ra đƣợc mối quan hệ trên là cùng chiều, trong khi Demsetz và Villalonga (2001) tìm ra mối quan hệ trên là khơng có ý nghĩa. Cũng khơng ngoại lệ trên, kết quả của bài nghiên cứu này cho thấy mối quan hệ giữa hai biến này là cùng chiều, tức là qui mô công ty ảnh hƣởng đến tỷ suất sinh lợi của các công ty đƣợc niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam. Điều này cũng hàm ý rằng những cơng ty lớn sẽ có lợi thế cạnh tranh trên thị trƣờng hơn những công ty nhỏ hơn.

Đối với biến tốc độ tăng trƣởng doanh thu có tác động cùng chiều với tỷ suất sinh lợi của công ty. Kết quả này phù hợp với Kieschnich (2006) cho rằng tăng trƣởng doanh thu trong tƣơng lai có tác động cùng chiều lên hiệu quả công ty, quản trị vốn luân chuyển và các cơng ty có thể xây dựng chiến lƣợc hàng tồn kho với dự đoán tăng trƣởng doanh số bán hàng trong tƣơng lai. Ngoài ra, sử dụng biến tăng trƣởng doanh thu đại diện cho cơ hội tăng trƣởng của cơng ty bởi vì các cơng ty thƣờng không sử dụng giá thị trƣờng.

Tỷ số nợ trên tổng tài sản đại diện cho đòn bẩy của cơng ty có tác động ngƣợc chiều lên tỷ suất sinh lợi của cơng ty. Chi phí của nguồn tài trợ đầu tƣ vào vốn luân chuyển cao hơn đối với cơng ty có địn bẩy lớn hơn vì theo lý thuyết ở trên thì cơng ty có thể trả phần bù rủi ro cao hơn.

Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cho thấy mối quan hệ của tăng trƣởng GPD và tỷ suất sinh lợi khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả này có thể bị ảnh hƣởng do thời gian nghiên cứu khá ngắn nên sự biến động GDP không nhiều, bên cạnh đó từ năm 2008- 2012 Việt Nam phải chịu ảnh hƣởng của cuộc khủng hoảng kinh tế nên tăng trƣởng GPD không đáng kể, vì thế ảnh hƣởng kết quả nghiên cứu.

Cuối cùng, các ngành công nghiệp cơng nghiệp khác nhau có chính sách quản trị vốn luân chuyển khác nhau. Các nghiên cứu gần đây tập trung nghiên cứu và phân tích quản trị vốn luân chuyển cho các ngành khác nhau. Cho rằng ngành khác tác động lên chính sách vốn ln chuyển điều này có thể giải thích bởi sự khác nhau trong tín dụng thƣơng mại và đầu tƣ vào hàng tồn kho đối với các ngành khác nhau. Smith (1987) cho rằng có sự biến động nhiều giữa điều khoản tín dụng giữa điều khoản tín dụng giữa các ngành cơng nghiệp nhƣng ít biến động trong cùng ngành. Sau đó, Niskanen (2006) cịn cho thấy sự khác nhau giữa mức độ khoản phải thu và khoản phải trả giữa các ngành.

4.4.2 So sánh với các kết quả nghiên cứu trước đây

Đề tài chứng minh đƣợc kỳ thu tiền bình quân, kỳ luân chuyển hàng tồn kho, kỳ phải trả ngƣời bán, chu kỳ chuyển đổi tiển mặt có tƣơng quan âm với tỷ suất sinh lợi. Điều này hàm ý rằng, các nhà quản trị doanh nghiệp phải duy trì mức vốn lƣu động tối ƣu, khơng nên chỉ tập trung đầu tƣ quá nhiều vào vốn luân chuyển làm ảnh hƣởng đến hiệu quả hoạt động của công ty. Các nhà quản trị chỉ nên duy trì một mức tối ƣu các yếu tố nhƣ kỳ thu tiền bình quân, kỳ luân chuyển hàng tồn kho, kỳ phải trả ngƣời bán, chu kỳ chuyển đổi tiển mặt để nâng cao hiệu quả hoạt động cho công ty. Kết quả này phù hợp với nhiều nghiên cứu trƣớc đây.

Nếu so sánh kết quả trên với các cơng trình nghiên cứu khác ở Việt Nam có thời kỳ nghiên cứu tƣơng đồng thì một lần nữa tác giả đã góp phần đƣa ra bằng chứng thực nghiệm ủng hộ lập luận của tác giả Dong, Huynh Phuong & Jyh-tay Su (2010) cho rằng quản trị có thể gia tăng giá trị tài sản cho cổ đông bằng cách xác định chu kỳ luân chuyển tiền phù hợp và duy trì từng thành phần của chu kỳ này ở mức tối ƣu. Bên cạnh đó, các nghiên cứu của tác giả Phan Thị Phƣợng (2012) và tác giả Từ Thị Kim Thoa và Nguyễn Thị Uyên Uyên (2014) đƣợc đo lƣờng trên lợi nhuận gộp cũng cho kết quả tƣơng tự.

Tóm lại, kết quả nghiên cứu chƣơng 4 phù hợp với kỳ vọng của chƣơng 3, đồng

thời cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu trƣơc đây tại thị trƣờng Việt Nam và thế giới.

CHƢƠNG V: KẾT LUẬN

5.1 HÀM Ý CHÍNH SÁCH

Nghiên cứu này dựa trên nghiên cứu của Nhóm tác giả Pedro Juan Garcia – Teruel và Pedro Martinez-Solano, tác giả tiến hành nghiên cứu tác động của quản lý vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi của các doanh nghiệp đƣợc niêm yết trên sàn chứng khoán tại thị trƣờng Việt Nam.

Dựa trên dữ liệu đƣợc thu thập đƣợc từ 191 cơng ty phi tài chính đƣợc niêm yết trên Sàn giao dịch chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) và Sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) trong khoảng thời gian từ năm 2011–2015, với phƣơng pháp ƣớc lƣợng các hệ số hồi quy có trọng số để xem xét ảnh hƣởng của các yếu tố: kỳ thu tiền khách hàng bình quân, kỳ chu chuyển hàng tồn kho, kỳ thanh toán cho nhà cung cấp và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt đến tỷ suất sinh lợi trên tài sản- đại diện cho hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, đồng thời kiểm soát các vấn đề nội sinh. Kết quả nghiên cứu cho thấy ở mức ý nghĩa 1% cả bốn nhân tố trên đều có ảnh hƣởng nghịch biến đến tỷ suất lợi nhuận của doanh nghiệp. Nhƣ vậy, với kết luận này câu hỏi thứ nhất của bài nghiên cứu đã đƣợc trả lời. Từ kết quả hồi quy cho thấy có hai yếu tố ảnh hƣởng nhiều nhất đến tỷ suất sinh lợi trên tài sản là kỳ phải trả ngƣời bán và kế đó là kỳ thu tiền khách hàng bình qn.

Dựa trên kết quả nghiên cứu trên, tác giả có thể đưa ra các kết luận sau:

Nhà quản lý vốn có thể làm tăng lợi nhuận của doanh nghiệp bằng cách giảm số ngày các khoản phải thu từ khách hàng, giúp tăng nguồn vốn lƣu động và tăng số vòng quay vốn của doanh nghiệp, hạn chế rủi ro và tốn thất các chi phí khơng cần thiết. Ngồi ra, cịn có rủi ro mất khả năng thanh tốn của khách hàng cũng nhƣ thiếu hụt

tiền mặt của công làm ảnh hƣởng đến hoạt động của cơng ty, dẫn đến phải tìm nguồn tài trợ vốn ngắn hạn bên ngồi và tăng chi phí hoạt động.

Có thể gia tăng tỷ suất sinh lợi bằng cách giảm số ngày chu chuyển hàng tồn kho đến một mức hợp lý. Nhất là trong tình hình kinh tế khó khăn hiện nay, làm thế nào để giải phóng hàng tồn kho trong thời gian nhanh nhất đang là vấn đề đƣợc doanh nghiệp quan tâm hàng đầu và kết quả nghiên cứu này phù hợp với các kết quả nghiên cứu trƣớc. Việc hàng tồn kho lƣu trữ lâu ngày làm gia tăng chi phí kho bãi, đồng thời có thể bị giảm chất lƣợng cũng nhƣ bị giảm giá thị trƣờng điều này ảnh hƣởng trực tiếp đến hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp.

Ngoài ra kéo dài số ngày phải trả cũng làm giảm tỷ suất sinh lợi, gây ra sự căng thẳng trong mối quan hệ với nhà cung cấp. Vì vậy các doanh nghiệp có thể giảm thời gian thanh tốn cho nhà cung cấp ở mức hợp lý để đƣợc chiết khấu hàng bán, chủ động trong việc chọn lựa nhà cung cấp,... cũng giúp giảm chi phí mua hàng làm tăng hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Ngồi ra, cũng có một số quan niệm trái chiều cho rằng càng kéo dài số ngày phải trả khách hàng thì có thể tăng hiệu quả hoạt động công