Để khắc phục hiện tƣợng nội sinh có thể xảy ra do quan hệ tác động hai chiều giữa biến độc lập và biến giải thích nghiên cứu sử dụng phƣơng pháp GMM. Deloof (2003) chỉ ra rằng kết quả thu đƣợc có thể bị ảnh hƣởng bởi vấn đề nội sinh tiềm tàng, số ngày phải thu, số ngày hàng tồn kho, số ngày phải trả có thể bị tác động bởi lợi nhuận cơng ty. Khi đó, mối quan hệ ngƣợc chiều giữa số ngày phải thu, hàng tồn kho có thể đƣợc giải thích nếu nhƣ cơng ty ít lợi nhuận thì sẽ khuyến khích khách hàng bằng cách cấp tín dụng cho họ thời hạn thanh tốn dài hơn hoặc nếu cơng ty giảm doanh số vì vậy giảm lợi nhuận thì hàng tồn kho sẽ tăng lên. Cũng nhƣ vậy, mối quan hệ ngƣợc chiều giữa lợi nhuận và số ngày phải trả có thể là hậu quả của công ty với nhiều vấn đề nhƣ: cơng ty có lợi nhuận thấp hơn nên trì hỗn khoản phải trả. Bên cạnh đó nhƣ các nghiên cứu trƣớc đây đã đề cập, vấn đề nội sinh có thể xảy ra khi nghiên cứu về mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả công ty, ảnh hƣởng đến kết quả nghiên cứu.
Để khắc phục hiện tƣợng nội sinh có hai phƣơng pháp đƣợc áp dụng phổ biến là phƣơng pháp hồi quy 02 giai đoạn (Two Stage Least Square – 2SLS) và phƣơng pháp tổng quát (GMM – Generalized Method of Moments). Trong nghiên cứu này,
luận văn sử dụng phƣơng pháp Tow-step Generalized Method of Moments (GMM) đƣợc đề xuất bởi Arellano và Bond (1991). Phƣơng pháp này cho phép khắc phục hiện tƣợng nội sinh bằng các biến công cụ. Các biến trễ của biến độc lập đƣợc sử dụng nhƣ biến công cụ. Đồng thời, phƣơng pháp này khắc phục hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi và hiện tƣợng tự tƣơng quan xảy ra trong mơ hình. Phƣơng pháp này đã đƣợc Cabarello và cộng sự (2013) và nhiều nhà nghiên cứu khác sử dụng trong nghiên cứu của mình nhằm khắc phục hiện tƣợng nội sinh. Đây là một trong những phƣơng pháp nghiên cứu phổ biến hiện nay trong việc khắc phục hiện tƣợng nội sinh trong dữ liệu bảng trên thế giới. Do đó, bài nghiên cứu sử dụng GMM để kiểm soát vấn đề nội sinh, mục đích là để chắc rằng mối quan hệ đƣợc tìm đƣợc trong phân tích là do tác động của quản trị vốn luân chuyển lên hiệu quả hoạt động công ty chứ không phải là do chiều ngƣợc lại.
Trình tự các bƣớc thực hiện nghiên cứu:
Bước 1: Thống kê mơ tả các biến trong mơ hình. Phần này cung cấp thơng tin sơ bộ
về các biến trong mơ hình nghiên cứu dựa trên dữ liệu thu thập từ báo cáo tài chính của 300 doanh nghiệp Việt Nam.
Bước 2: Phân tích tƣơng quan Pearson đánh giá mức độ tuyến tính giữa các cặp
biến trong mơ hình, đặc biệt từng cặp biến liên quan đến chu kỳ thƣơng mại thuần và hiệu quả hoạt động. Nếu cặp biến nào có hệ số tƣơng quan >0,8 là có dấu hiệu của hiện tƣởng đa cộng tuyến, nghiên cứu sẽ kiểm định và hiểu chỉnh mơ hình nghiên cứu.
Bên cạnh đó, luận văn thực hiện thêm một kiểm định khác để phát hiện có tồn tại hiện tƣợng đa cộng tuyến hay không là ƣớc lƣợng hệ số phóng đại phƣơng sai (Varian Inflation Factor-VIF) cho các biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu. Nếu bất kỳ biến nào có giá trị VIF > 5 thì mơ hình nghiên cứu có khả năng xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến (Studenmund, 1997).
Bước 3: Kiểm tra mơ hình có fixed –effects hay khơng? Bên cạnh đó, thực hiện
kiểm định mơ hình có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi, hiện tƣợng tự tƣơng quan và nội sinh. Từ đó đi đến việc lựa chọn mơ hình phù hợp nhất cho dữ liệu nghiên cứu.
Bước 4: Phân tích hồi quy. Nghiên cứu thực hiện ƣớc lƣợng mơ hình nghiên cứu
bằng phƣơng pháp Generalized Method of Moments (GMM) đƣợc đề xuất bởi Arellano và Bond (1991). Tử kết quả của phân tích hồi quy chứng minh sự tồn tại mối quan hệ phi tuyến giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả hoạt động công ty tại các doanh nghiệp Việt Nam và trong trƣờng hợp xem xét yếu tố hạn chế tài chính thì mối quan hệ trên chịu ảnh hƣởng nhƣ thế nào.
Bước 5: Kiểm định liệu kết quả thực nghiệm có vi phạm các giả thiết của phân tích
hồi quy tuyến tính hay khơng. Kiểm định AR(1), AR(2) là kiểm định có sự tồn tại hiện tƣợng tƣơng quan chuỗi trong phần dƣ của mơ hình hay khơng, kiểm định có phân phối tiệm cận với phân phối N(0,1) với giả thuyết H0 khơng có hiện tƣơng tự tƣơng quan chuỗi. Bên cạnh đó, luận văn cịn sử dụng kiểm định Sargan giả thiết H0 biến công cụ ngoại sinh và kiểm định Hansen để kiểm tra xem lại các biến cơng cụ có phù hợp hay khơng. Đây là kiểm định ràng buộc quá mức, có phân phối tiệm cận với phân phối Chi - bình phƣơng với giả thuyết H0 là các biến công cụ phù hợp với mơ hình.
Chương 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Trong phần này sẽ trình bày lần lƣợt kết quả nghiên cứu thực nghiệm theo trình tự bốn bƣớc nhƣ trên. 4.1 Thống kê mơ tả Bảng 4.1: Thống kê mô tả Biến Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn P10 Trung vị P90 Q 1,0436 0,5549 0,6938 0,9309 1,4331 NTC 0,3823 0,3822 0,0767 0,2833 0,7479 SIZE 26,8470 14,2740 25,0590 26,7692 28,6411 LEV 0,5038 0,2167 0,1976 0,5341 0,7803 GROWTH 0,1448 0,4110 0 -0,2057 0,0967 ROA 0,1037 0,0805 0,0312 0,0899 0,1942
Nguồn : Tác giả tổng hợp dựa trên kết quả xử lý dữ liệu khảo sát trên phần mềm Stata IC/13
Bảng 4.1 trình bày thống kê mơ tả của các biến sử dụng trong bài nghiên cứu đƣợc thu thập từ 300 công ty phi tài chính tại Việt Nam giai đoạn 2009-2014. Nhìn chung, tỷ lệ giá trị thị trƣờng trên giá trị sổ sách trung bình là 1,0436 (trung vị là 0,9309), thấp hơn so với giá trị trung bình và trung vị hiệu quả hoạt động của các công ty ở Anh (hai giá trị này lần lƣợt là 1,4874 và 1,3098) trong nghiên cứu của Cabllero và cộng sự (2013). Điều này xuất phát từ mức độ phát triển khác nhau của thị trƣờng chứng khoán hai nƣớc. Rõ ràng, so với Anh thị trƣờng chứng khoán của Việt Nam còn khá non trẻ, chƣa hoàn chỉnh trong việc quản lý cũng nhƣ tính chuyên nghiệp của nhà đầu tƣ. Việc đánh giá đúng giá trị thực sự của một công ty, một chứng khốn trên thị trƣờng khơng nhiều nhà đầu tƣ làm đƣợc. Tâm lý đầu tƣ theo đám đông vẫn cịn chi phối thị trƣờng, số nhà đầu tƣ có kiến thức đầu tƣ tài chính thực sự cịn hạn chế.
Chu kỳ thƣơng mại thuần trung bình là 0,3824, tƣơng đƣơng 139,57 ngày (trung vị là 0,2833, tƣơng đƣơng 103,41 ngày), cao hơn giá trị trung bình của các doanh
nghiệp Anh 56,67 ngày (trung vị 52,29 ngày). Thời kỳ 2009 -2014 là giai đoạn khó khăn đối với nền kinh tế Việt Nam nói riêng và nền kinh tế thế giới nói chung. Hậu quả của cuộc khủng hoảng kinh tế Mỹ ảnh hƣởng nặng nề đến nhiều quốc gia và khu vực trên thế giới, nhu cầu tiêu thụ sụt giảm, hàng hóa tồn kho nhiều, thời gian khoản phải thu kéo dài là một trong những nguyên nhân dẫn đến chu kỳ kinh doanh thuần của các doanh nghiệp Việt Nam trong giai đoạn này là khá cao.
Xét về quy mô doanh nghiệp trong giai đoạn 2009-2014, giá trị trung bình là 26,84 và trung vị là 26,77 (tƣơng đƣơng quy mô doanh thu thuần trung bình 453,38 tỷ đồng và trung vị 422,73 tỷ đồng). Tuy nhiên, quy mô các doanh nghiệp Việt Nam vẫn nhỏ hơn các doanh nghiệp Anh rất nhiều.
Tổng nợ trên tổng tài sản trung bình là 50,38% trong khi trung vị là 53,41%. Tỷ lệ này so với các công ty Anh trong nghiên cứu của Caballero và cộng sự (2013) là thấp hơn. Các cơng ty Việt Nam trong giai đoạn này duy trì tỷ lệ nợ thấp hơn trong cấu trúc vốn. Trong giai đoạn từ 2011- 2013, lãi suất cho vay tăng cao, những thời điểm cao hơn 20%/ năm, việc vay vốn rất hạn chế do chính sách tiền tệ thắt chặt, hạn chế tăng trƣởng tín dụng, các doanh nghiệp thay vì trơng chờ vào nguồn vốn vay ngân hàng thì họ cố gắng tận dụng nguồn vốn nội bộ và chiếm dụng vốn từ đối tác kinh doanh, vì vậy tỷ lệ địn bẩy tài chính thấp hơn là điều hồn tồn hợp lý. Cơ hội tăng trƣởng trung bình là 14,48%, tuy nhiên độ lệch chuẩn rất lớn 41,1%. Tốc độ tăng trƣởng doanh thu của các công ty đƣợc nghiên cứu tại Việt Nam giai đoạn 2009-2014 có biến động mạnh mẽ. Một số công ty chứng kiến sự suy giảm doanh thu thuần do suy thoái kinh tế, nhu cầu sụt giảm cả thị trƣờng trong nƣớc và thế giới trong giai đoạn 2009-2014. Tuy nhiên, vẫn có một số cơng ty duy trì tốc độ tăng trƣởng doanh thu ổn định trong giai đoạn khó khăn này.
Lợi nhuận tổng tài sản trung bình là 10,37% với độ lệch chuẩn 8,05% tức là giá trị của lợi nhuận trên tổng tài sản có thể lệch 8,05%. So với các doanh nghiệp ở Anh,
tỷ lệ này cao hơn rất nhiều. Điều này cho thấy, mặc dù trong giai đoạn kinh tế khó khăn nhƣng các doanh nghiệp Việt Nam vẫn duy trì một tỷ suất sinh lợi khá tốt. Qua phân tích bảng 4.1, chúng ta có cái nhìn tổng quan về các biến trong mơ hình. So với các cơng ty tại Anh có nhiều sự khác biệt. Sở dĩ có sự khác biệt này là do mức độ phát triển thị trƣờng chứng khốn khác nhau, bên cạnh đó sự khác biệt thời gian thu thập, số lƣợng, quy mô công ty, hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp.
4.2 Phân tích tƣơng quan
Hiệu quả hoạt động công ty và quản trị vốn luân chuyển.
Bảng 4.2: Ma trận tƣơng quan giữa các biến
Q NTC SIZE LEV GROWTH ROA
Q 1 NTC -0,0758*** 1 (0,0013) SIZE 0,1015*** -0,1586*** 1 (0,0000) (0,0000) LEV -0,1566*** 0,2257*** 0,3349*** 1 (0,0000) (0,0000) (0,0000) GROWTH 0,0506** -0,1163*** 0,1345*** 0,0765*** 1 (0,0319) (0,0000) (0,0000) (0,0000) ROA 0,3725*** -0,2820*** 0,1101*** -0,3749*** 0,1238*** 1 (0,0000) (0,0000) (0,0000) (0,0000) (0,0000)
Nguồn : Tác giả tổng hợp dựa trên kết quả xử lý dữ liệu khảo sát trên phần mềm Stata IC/13
Các giá trị trong ngoặc đơn là mức ý nghĩa thống kê. ***, **, *: tƣơng ứng với mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%.
Bảng 4.2 trình bày tƣơng quan giữa các biến trong bài nghiên cứu. Từ bảng phân tích quản trị vốn luân chuyển có tƣơng quan ngƣợc chiều với hiệu quả hoạt động công ty ở mức ý nghĩa 1%, mối tƣơng quan này là phù hợp với nhiều nghiên cứu trƣớc đây về mối quan hệ tuyến tính giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả hoạt động cơng ty. Từ đó cho thấy nếu các cơng ty có thể giảm thời gian lƣu kho, thời
gian thu tiền và thời gian cần thiết để thanh toán các hoá đơn thì quản trị vốn luân chuyển sẽ hiệu quả hơn từ đó sẽ làm gia tăng hiệu quả tài chính cơng ty. Bên cạnh đó cịn thấy đƣợc mối tƣơng quan cùng chiều có ý nghĩa thống kê ở mức 1% giữa hiệu quả hoạt động công ty và lợi nhuận trên tổng tài sản cũng nhƣ quy mô, 5% với cơ hội tăng trƣởng và mối tƣơng quan ngƣợc chiều giữa hiệu quả hoạt động cơng ty với địn bẩy.
Từ bảng phân tích tƣơng quan cung cấp cái nhìn ban đầu về mối tƣơng quan giữa các yếu tố, tuy nhiên không đáng tin cậy để đƣa ra nhận định về mối quan hệ của các yếu tố tác động lên vốn luân chuyển cũng nhƣ mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả cơng ty. Do đó bài nghiên cứu tiếp tục tiến hành phân tích hồi quy để làm rõ các mối quan hệ này. Ngoài ra, kiểm tra để đảm bảo chắc rằng khơng xảy ra đa cộng tuyến, tính VIF cho từng biến độc lập. Kết quả cho thấy giá trị VIF nhỏ nhất của các biến trong mơ hình đều nhỏ hơn 5 và giá trị VIF lớn nhất nhỏ hơn 10, chứng tỏ có hiện hiện đa cơng tuyến xảy ra giữa các biến trong các mơ hình nghiên cứu, tuy nhiên vấn đề không quá nghiêm trọng và khơng ảnh hƣởng nhiều đến mơ hình nghiên cứu.
Bảng 4.3: Hệ số VIF và 1/VIF của từng biến độc lập
Biến VIF 1/VIF
NTC 5,70 0,1754 NTC2 5,23 0,1913 LEV 1,51 0,6622 ROA 1,31 0,7609 SIZE 1,30 0,7715 GROWTH 1,05 0,9534 Giá trị trung bình 2,68
Nguồn : Tác giả tổng hợp dựa trên kết quả xử lý dữ liệu khảo sát trên phần mềm Stata IC/13
4.3 Kiểm định các bệnh của mơ hình
Qua một số kiểm định cho thấy rằng dữ liệu để nghiên cứu mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả hoạt động 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 mơ hình khác nhƣ OLS, Fixed effect, Random effect, GLS hay 2SLS sẽ khơng cịn hiệu quả nữa, do đó mơ hình GMM đƣợc sử dụng là thích hợp nhất để khắc phục hiện tƣợng tự tƣơng quan, phƣơng sai thay đổi và kiểm sốt vấn đề nội sinh có thể xảy ra ảnh hƣởng đến kết quả ƣớc lƣợng. Việc kiểm định hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi, hiện tƣợng tự tƣơng quan và mơ hình có hiệu ứng cố định( fixed effect) hay khơng đƣợc trình bày phần phụ lục của nghiên cứu.
4.4 Kết quả phân tích hồi quy.
Trong phần này, tiếp tục trình bày kết quả hồi quy của 2 mơ hình nghiên cứu. Mơ hình (1) kiểm tra mối quan hệ phi tuyến giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả hoạt động, nghĩa là mỗi doanh nghiệp sẽ tồn tại một mức vốn luân chuyển tối ƣu. Mơ hình (2) xem xét mối quan hệ giữa 2 yếu tố trên thay đổi nhƣ thế nào trong điều kiện xét đến hạn chế tài chính của cơng ty.
4.4.1 Hồi quy mối quan hệ quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả
hoạt động công ty
Bảng 4.4: Kết quả hồi quy mối quan hệ quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả công ty
Biến Hệ số P-value NTC 0,5887** 0,040 (2,06) NTC2 -0,1209* 0,060 (-1,89) SIZE 0,1669** 0,010 (2,58) LEV 0,2456 0,040 (2,06) GROWTH -0,0219 0,364 (-0,91)
Biến Hệ số P-value ROA 0,6303*** 0,001 (3,39) AR(1) z = -0.43 0,667 AR(2) z = -1.16 0,248 Sagan test 6,15(4) 0,188 Hansen test 4,58(4) 0,333
Nguồn: Tác giả tổng hợp dựa trên kết quả xử lý dữ liệu khảo sát trên phần mềm Stata IC/13
Biến phụ thuộc là Topin’q đại diện cho hiệu quả hoạt động; NTC là chu kỳ kinh doanh thuần; NTC2 là chu kỳ kinh doanh thuần bình phương; SIZE là quy mơ doanh nghiệp; LEV là tỷ lệ địn bẩy tài chính; GROWTH là cơ hội tăng trưởng; ROA tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản. Thống kê Z được trình bày trong ngoặc. Biến giả ngành và biến giả thời gian cũng được bao gồm trong các hồi quy nhưng khơng trình bày. Kiểm định AR(1) và AR(2) về hiện tượng tương quan chuỗi các bậc, phân phối tiệm cận với phân phối N(0,1) với giả thuyết H0 là khơng có hiện tượng tương quan chuỗi. Kiểm định Sargan với giả thiết H0 biến công cụ là ngoại sinh, khơng tương quan với sai số của mơ hình. Kiểm định Hansen là kiểm định ràng buộc xác định quá mức phân phối tiệm cận với phân phối Chi- bình phương với giả thuyết H0 là các biến công cụ phù hợp với mơ hình.Kiểm định AR(1), AR(2), Sargan test, Hansen test trình bày giá trị p-value. ***, **, * lần lượt là mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%.
Bảng 4.5: So sánh kỳ vọng về dấu và kết quả hồi quy
Biến độc lập Ký hiệu Quan hệ dự kiến với
hiệu quả hoạt động
Kết quả hồi quy
Chu kỳ kinh doanh
thuần NTC + +
Chu kỳ kinh doanh
thuần bình phƣơng NTC2 _ _
Quy mô doanh nghiệp SIZE +/- +
Tỷ lệ địn bẩy tài
chính LEV +/- +
Cơ hội tăng trƣởng GROWTH + Khơng có ý
nghĩa Tỷ suất sinh lợi trên
tổng tài sản ROA + +
(-): quan hệ ngƣợc chiều
Từ bảng kết quả hồi quy cho thấy, đúng nhƣ kỳ vọng hệ số của NTC là dƣơng (β1 >0) và NTC2 là âm (β2 <0) 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