PHẦN 4 NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3. Phân tích hồi quy
Phân tích tương quan trên đây chưa thể là căn cứ đáng tin cậy để đưa ra nhận định về mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả hoạt động của cơng ty. Do đó, tác giả đã tiến hành thực hiện phân tích hồi quy để kiểm định các mối quan hệ này.
Sử dụng phần mềm Stata 11, chúng ta sẽ hồi quy 6 mơ hình nhằm phân tích tác động các thành phần của vốn luân chuyển tới lợi nhuận và giá trị thị trường của công ty. Tác giả hồi quy lần lượt 6 mơ hình bằng 3 phương pháp hồi quy khác nhau, đó là pooled OLS, Fixed effects và Random effects. Tiêu chuẩn để lựa chọn mơ hình thích hợp dựa trên kiểm định F-test và kiểm định Hausman.
Đầu tiên tác giả xem xét tác động của vốn luân chuyển lên hiệu quả tài chính của cơng ty bằng phương pháp pooled OLS, nhận được các kết quả R2 lần lượt của 6 mơ hình là 8.60%, 7.31%, 35.60%, 34.45%, 26.37% và 25.21%. Tuy nhiên trong ước tính theo mơ hình pooled OLS khơng phản ánh được tác động của sự khác biệt của mỗi cơng ty. Tác động này có thể là đặc trưng ngành kinh tế, chu kỳ kinh doanh của doanh nghiệp hoặc các chính sách kinh tế vĩ mơ của quốc gia…
Vì vậy, tác giả sử dụng F-test để kiểm định xem có tồn tại tác động cố định của mỗi công ty trong mơ hình hay khơng.
Bảng 4.3: Kết quả hồi quy mơ hình 2 bằng phương pháp Fixed Effects
Rõ ràng, từ kết quả trên cho thấy phương pháp pooled OLS được sử dụng khơng thích hợp bởi vì sự tồn tại của tác động cố định ở mỗi cơng ty ở mơ hình 2 có kết quả Prob > F là 0.0000 < 0.01% , 5 mơ hình cịn lại cũng cho kết quả tương tự theo bảng phụ lục, bác bỏ giả thuyết Ho là cho rằng khơng có tác động của các yếu tố không quan sát được (không thay đổi theo thời gian) lên hiệu quả tài chính của cơng ty, chấp nhận H1, do đó ta có thể kết luận rằng sử dụng mơ hình fixed effects là phù hợp hơn so với mơ hình pooled OLS.
F test that all u_i=0: F(112, 558) = 7.76 Prob > F = 0.0000 rho .62691105 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .2954202 sigma_u .38294548 _cons 1.242223 .1392105 8.92 0.000 .968782 1.515663 dtar -.0964181 .2443286 -0.39 0.693 -.5763343 .3834981 cltar .2575723 .2613556 0.99 0.325 -.2557888 .7709333 catar -.1237455 .1822506 -0.68 0.497 -.4817266 .2342357 caclr -.014808 .0164433 -0.90 0.368 -.0471064 .0174904 dpo -.0001368 .0004467 -0.31 0.760 -.0010143 .0007406 dso -.0004667 .0002172 -2.15 0.032 -.0008933 -.00004 dsi -.0001602 .0000759 -2.11 0.035 -.0003093 -.0000112 tobinq Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = -0.3428 Prob > F = 0.0060 F(7,558) = 2.87 overall = 0.0042 max = 6 between = 0.0311 avg = 6.0 R-sq: within = 0.0347 Obs per group: min = 6 Group variable: mck Number of groups = 113 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 678
Bảng 4.4: Kết quả hồi quy mơ hình 2 bằng phương pháp random effects
Tiếp theo để lựa chọn dùng fixed effects hay random effects là phù hợp nhất, đề tài sẽ kiểm định bằng Hausman test với các giả thuyết sau:
Ho: Random effects model là mơ hình thích hợp hơn H1: Fixed effect model là mơ hình thích hợp hơn
Bảng 4.5: Kết quả kiểm định Hausman mơ hình 2
Ta thấy giá trị p-value của mơ hình 2 là 0.0002 nhỏ hơn mức ý nghĩa 1% do đó ta bác bỏ giả thuyết Ho, mơ hình fixed là mơ hình thích hợp. Thực hiện kiểm định tương tự các mơ hình cịn lại (kết quả tại bảng phụ lục 1, 2 và 3) cho thấy kết
rho .52487168 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .2954202 sigma_u .31049978 _cons 1.367042 .1053912 12.97 0.000 1.16048 1.573605 dtar -.3811909 .1889455 -2.02 0.044 -.7515173 -.0108646 cltar .0954572 .2334731 0.41 0.683 -.3621416 .553056 catar -.0583939 .1490652 -0.39 0.695 -.3505563 .2337684 caclr -.0106941 .0151182 -0.71 0.479 -.0403252 .0189369 dpo .0003547 .0004058 0.87 0.382 -.0004406 .00115 dso -.0004198 .0002006 -2.09 0.036 -.000813 -.0000267 dsi -.0001051 .0000703 -1.49 0.135 -.0002428 .0000327 tobinq Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0166 Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(7) = 17.12 overall = 0.0395 max = 6 between = 0.0517 avg = 6.0 R-sq: within = 0.0190 Obs per group: min = 6 Group variable: mck Number of groups = 113 Random-effects GLS regression Number of obs = 678
Prob>chi2 = 0.0002 = 28.91
chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) Test: Ho: difference in coefficients not systematic
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg dtar -.0964181 -.3811909 .2847728 .1549066 cltar .2575723 .0954572 .162115 .117461 catar -.1237455 -.0583939 -.0653515 .1048564 caclr -.014808 -.0106941 -.0041139 .0064672 dpo -.0001368 .0003547 -.0004915 .0001868 dso -.0004667 -.0004198 -.0000468 .0000833 dsi -.0001602 -.0001051 -.0000552 .0000286 fixed random Difference S.E.
hơn 5%, mơ hình 6 là 0.0005, do đó ta bác bỏ giả thuyết Ho, mơ hình fixed effects là mơ hình thích hợp. Ngược lại, ở mơ hình 3, giá trị P -value là 0.2192 cao hơn so với mức 10%, do đó random effects là mơ hình thích hợp để hồi quy phương trình 3.
Tóm lại, kết hợp kết quả từ các kiểm định F-test và Hausman test, chúng ta có thể kết luận rằng mơ hình các yếu tố ảnh hưởng cố định (fixed effects) là thích hợp để hồi quy cho mơ hình 1, 2, 4, 5 và 6 (tác động của các thành phần quản trị vốn luân chuyển lên giá trị thị trường TobinQ và tỷ suất sinh lợi trên vốn đầu tư ROIC); cịn mơ hình các yếu tố ảnh hưởng ngẫu nhiên (random effects) phù hợp để tính tốn mơ hình 3 (tác động của chu kỳ luân chuyển tiền mặt CCC tới lợi nhuận trên tổng tài sản ROA). Sau khi thực hiện hồi quy mơ hình, kết quả được đưa ở bảng dưới đây:
Bảng 4.6: Kết quả hồi quy bằng mơ hình FEM và REM: TQ ROA ROIC Mơ hình 1 ( Fixed effects) Mơ hình 2 ( Fixed effects) Mơ hình 3 ( Fixed effects) Mơ hình 4 ( Random effects) Mơ hình 5 ( Fixed effects) Mơ hình 6 ( Fixed effects) DSI -0.1602x10-3** (0.035) -0.384x10-4*** (0.002) -0.643x10-4*** (0.000) DSO -0.4667x10-3** (0.032) -0.669x10-4** (0.064) -0.965x10-4** (0.054) DPO -0.1368x10-3 (0.760) -0.1x10-3 (0.178) -0.1797x10-3** (0.081) CCC -0.2271x10-3 *** (0.000) -0.441x10-4 *** (0.000) -0.783x10-4 *** (0.000) CACLR -0.0102809 (0.521) -0.0148 (0.368) 0.0007356 (0.761) 0.9663x10-3 (0.1723) -0.0004029 (0.914) -0.838x10-3 (0.825) CATAR -0.1601592 (0.376) -0.1237 (0.497) 0.0455144 * (0.056) 0.0767** (0.011) 0.0930078 ** (0.027) 0.1003** (0.017) CLTAR 0.3346711 (0.192) 0.2575 (0.325) 0.0119146 (0.749) 0.0116 (0.788) 0.228322 *** (0.000) 0.2154*** (0.000) DTAR -0.172543 (0.473) -0.0964 (0.693) -0.1932185*** (0.000) -0.1492*** (0.000) -0.2260256 *** (0.000) -0.1958*** (0.001) Cons 1.235291*** (0.000) 1.2422*** (0.000) 0.2047238*** (0.000) 0.1745*** (0.000) 0.1281003 *** (0.000) 0.125*** (0.000) R2 0.0281 0.4548 0.3728 0.2076 0.1769
*, **, và *** tương ứng với các mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Kết quả trên cho thấy quản trị vốn luân chuyển thơng qua quản trị chu kỳ tiền mặt đều có mối tương quan ngược chiều đến giá trị thị trường và lợi nhuận hoạt động của công ty.
Tác động của quản trị vốn luân chuyển lên giá trị thị trường doanh nghiệp
Kết quả hồi quy mơ hình 1 và mơ hình 2 bằng fixed effects model ở bảng trên cho thấy kỳ tồn kho DSI, kỳ phải thu DSO và chu kỳ tiền mặt có tác động ngược chiều đến giá trị thị trường của công ty với ý nghĩa ở mức cao, các biến còn
lại khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này hồn tồn phù hợp với các kết luận trong nghiên cứu của Binti Mohamad và Mohd Saad (2010) và Nghiên cứu của Abiola Idowu và Lawrencia (2012). Ngoài ra một nghiên cứu khác về mối quan hệ của quản trị vốn luân chuyển và giá trị công ty của Kieschnick, LaPlante, and Moussawi (2009) cũng có kết quả tương tự, họ đã chỉ ra rằng (i) một đồng đô la đầu tư vào vốn luân chuyển sẽ mang lại giá trị trung bình ít hơn một đơ la được nắm giữ dưới dạng tiền mặt, (ii) trung bình một đơ la đầu tư bổ sung vào vốn luân chuyển ròng ở mức hiện tại của đầu tư sẽ làm giảm giá trị doanh nghiệp, (iii) Bằng chứng nghiên cứu cũng cho thấy đầu tư một đô la cho vốn luân chuyển sẽ tạo ra giá trị thấp hơn là ưu tiên đầu tư vào các vấn đề tài chính khác của cơng ty. Tóm lại, nếu nhà quản trị thực hiện tăng chu kỳ luân chuyển tiền mặt thông qua tăng số ngày tồn kho và phải thu sẽ làm giảm giá trị thị trường của doanh nghiệp do mức vốn luân chuyển tăng lên cho thấy nhu cầu vốn tăng thêm mà các công ty cần phải tài trợ, liên quan đến chi phí tài chính và chi phí cơ hội. Một mặt công ty giữ mức vốn luân chuyển cao hơn cũng phải đối mặt với lãi suất cao hơn (Kieschnick 2011) do đó rủi ro tín dụng nhiều hơn. Khi tăng vốn ln chuyển thì có nhiều khả năng công ty gặp phải khó khăn tài chính và đối mặt với nguy cơ phá sản. Mặt khác, giữ mức vốn luân chuyển cao có nghĩa là tiền bị giữ chặt trong vốn luân chuyển (Deloof 2003), vì thế đầu tư nhiều vào vốn luân chuyển cũng có thể cản trở khả năng của các công ty tăng cường thực hiện các dự án có giá trị khác.
Tác động của quản trị vốn luân chuyển lên lợi nhuận trên tài sản của doanh nghiệp
Như đã thể hiện ở bảng trên, vòng quay tiền mặt là thước đo tổng hợp từ 3 nhân tố đó là kỳ phải trả, kỳ phải thu và kỳ tồn kho, do đó đây là chỉ số bao quát nhất cho mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và lợi nhuận của công ty. Kết quả mơ hình 4 cho thấy được lợi ích gia tăng tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản khi nhà quản trị rút ngắn thời gian dự trữ hàng tồn kho và thời gian thu tiền bình quân. Điều này cũng được khẳng định ở kết quả mơ hình 3 khi tác giả phát
luân chuyển tiền của cơng ty, cụ thể là khi vịng ln chuyển tiền mặt của công ty giảm đi 1 ngày thì lợi nhuận cơng ty sẽ tăng lên 0.00441%. Những lợi ích của việc giảm chu kỳ tiền mặt làm tăng khả năng sinh lời của công ty. Kết quả của tác giả đồng nhất với Wang (2002); Deloof (2003) và V.Taghizadeh (2012). Kết quả cũng chỉ ra tồn tại mối quan hệ ngược chiều giữa tỷ lệ nợ và lợi nhuận tại mức ý nghĩa cao là 1%. Việc công ty tăng sử dụng nợ sẽ làm tăng chi phí kiệt quệ tài chính làm giảm khả năng sinh lời của công ty, khi công ty gia tăng tỷ lệ nợ (DR) lên 1% thì sẽ làm giảm khả năng sinh lời của công ty đi 0.19 %. Tỷ số tài sản ngắn hạn (CATAR) có tác động tích cực lên khả năng sinh lời của công ty, hệ số này càng lớn cho thấy công ty sử dụng càng hiệu quả các tài sản ngắn hạn vào quá trình hoạt động kinh doanh, mơ hình 3 cho thấy nếu CATAR tăng lên 1% thì khả năng sinh lời của cơng ty tăng lên 0.04% với mức ý nghĩa thống kê 10%. R2 của mơ hình là 45.48%, chứng tỏ 45.48 % sự thay đổi trong lợi nhuận của cơng ty được giải thích thơng qua chu kỳ luân chuyển tiền mặt, tỷ số tài sản ngắn hạn trên tổng tài sản và tỷ lệ nợ.
Tác động của quản trị vốn luân chuyển lên lợi nhuận trên vốn đầu tư của doanh nghiệp
Bảng trên đưa ra kết quả hồi quy của mơ hình 5 và 6 ta thấy được ngoài biến hệ số thanh tốn hiện hành khơng có ý nghĩa thống kê thì các biến độc lập cịn lại đều có tương quan với lợi nhuận trên vốn đầu tư với mức ý nghĩa cao 1% và 5%. Tương tự với lợi nhuận trên tổng tài sản thì các thành phần của vốn luân chuyển và đòn bẫy tài chính đều có mối quan hệ ngược chiều với khả năng sinh lời trên vốn đầu tư. Khác với hai mơ hình 2 và 4, kết quả mơ hình 6 cho thấy số ngày phải trả có mối quan hệ ngược chiều với lợi nhuận của công ty ở mức ý nghĩa 5%, điều này phù hợp với Raheman và Nasr (2007), có nghĩa là một sự tăng lên trong kỳ phải trả thì sẽ làm giảm lợi nhuận của cơng ty. Việc thanh tốn nhanh cho nhà cung cấp giúp công ty tận dụng được các mức giá thấp hay chiết khấu khi trả tiền ngay, hơn nữa lòng tin với nhà cung cấp được củng cố mối quan hệ
được liên tục, lợi thế thương mại tăng khi cơng ty có chính sách trả tiền sớm hoặc đúng hạn. Mặt khác công ty khơng tốn nhiều chi phí để quản lý những khoản phải trả q hạn. Bên cạnh đó, việc duy trì tài sản ngắn hạn ở một mức thích hợp sẽ giúp đảm bảo khả năng thanh toán và đáp ứng nhu cầu hoạt động kinh doanh, mơ hình 5 cho thấy khi tỷ lệ tài sản ngắn hạn (CATAR) tăng 1% thì khả năng sinh lời của cơng ty tăng 0.09%. Việc tăng tài sản ngắn hạn vượt mức tối ưu sẽ làm cho khả năng sinh lời trên tổng tài sản giảm, nên nếu khi lợi ích từ việc gia tăng tài sản ngắn hạn vẫn lớn hơn sự sụt giảm trong khả năng sinh lời trên tổng tài sản thì vẫn làm gia tăng khả năng sinh lời cho công ty. Tài sản ngắn hạn của công ty thường được tài trợ bằng các nguồn vốn ngắn hạn bao gồm tiền mặt và các khoản nợ ngắn hạn, việc gia tăng tài sản ngắn hạn sẽ dẫn đến tăng tỷ lệ nợ ngắn hạn (CLTAR) khi tỷ lệ nợ ngắn hạn tăng 1% thì khả năng sinh lời tăng khoảng 0.22%.
Tóm lại, thơng qua 6 mơ hình hồi quy, chúng ta thấy rằng quản trị các
thành phần vốn luân chuyển chiếm một vai trị cực kì quan trọng trong việc duy trì lợi nhuận của mỗi doanh nghiệp, mỗi thay đổi dù nhỏ trong các thành phần của vốn luân chuyển đều có thể tác động tích cực hoặc tiêu cực lên thành quả của công ty.