Kết quả kiểm định VIF theo hồi quy phụ các biến trong mơ hình hồi quy mới như sau:
Biến QR PR DER ICR ITR DTR CTR
R2 0.645538 0.507987 0.176499 0.507786 0.13401 0.398476 0.19691
VIF 2.821177 2.032467 1.214328 2.031637 1.154748 1.662444 1.24519
Bảng 4.8. Kết quả VIF theo hồi quy phụ mơ hình hồi quy khơng có biến CR
Kết quả trên cho thấy mơ hình hồi quy mới là tốt hơn mơ hình hồi quy ban đầu khi hiện tượng đa cộng tuyến đã giảm rất đáng kể. Kết quả kiểm định t với mức ý nghĩa 10% cho thấy các biến QR, DER, DTR và CTR có ảnh hưởng đến ROI.
4.2.2.2. Kiểm định tự tương quan
Để phát hiện tự tương quan giữa các biến, tác giả có thể sử dụng hồi quy phần dư et theo biến trễ bậc một et-1. Kiểm định tự tương quan theo phần dư của mơ hình được trình bày như sau:
Dependent Variable: ET Method: Panel Least Squares Date: 01/14/14 Time: 14:44 Sample (adjusted): 2008 2012 Periods included: 5
Cross-sections included: 63
Total panel (balanced) observations: 315
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.004952 0.009865 -0.502002 0.6160 ET(-1) 0.377126 0.071127 5.302129 0.0000 R-squared 0.082414 Mean dependent var -0.000511 Adjusted R-squared 0.079483 S.D. dependent var 0.181834 S.E. of regression 0.174458 Akaike info criterion -0.647934 Sum squared resid 9.526364 Schwarz criterion -0.624108 Log likelihood 104.0496 Hannan-Quinn criter. -0.638415 F-statistic 28.11257 Durbin-Watson stat 1.608484 Prob(F-statistic) 0.000000
Bảng 4.9. Kết quả hồi quy kiểm định tự tƣơng quan
Kết quả kiểm định t cho thấy có mối tương quan giữa et và et-1, tuy nhiên R2 của mơ hình rất nhỏ. Như vậy, có hiện tượng tự tương quan giữa các biến nhưng khá nhỏ và có thể chấp nhận được.
4.2.2.3. Kiểm định phương sai thay đổi
Phương sai thay đổi là hiện tượng có thể làm cho các ước lượng OLS bị chệch, khi đó các kiểm định t và F sẽ khơng cịn đáng tin cậy. Vì vậy bài nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy phần dư theo biến phụ thuộc để phát hiện xem có hay khơng hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình.
Dependent Variable: EP^2 Method: Panel Least Squares Date: 01/14/14 Time: 14:47 Sample: 2007 2012
Periods included: 6
Cross-sections included: 63
Total panel (balanced) observations: 378
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.129031 0.011340 11.37838 0.0000
ROI -0.494936 0.041583 -11.90230 0.0000 R-squared 0.273661 Mean dependent var 0.028936 Adjusted R-squared 0.271729 S.D. dependent var 0.173315 S.E. of regression 0.147905 Akaike info criterion -0.979222 Sum squared resid 8.225290 Schwarz criterion -0.958402 Log likelihood 187.0729 Hannan-Quinn criter. -0.970959 F-statistic 141.6647 Durbin-Watson stat 1.280534 Prob(F-statistic) 0.000000
Bảng 4.10. Kết quả hồi quy kiểm định phƣơng sai thay đổi
Kết quả của hồi quy với giá trị p-value theo kiểm định t cho thấy có mối tuơng quan giữa biến phụ thuộc và phần dư. Điều này cho thấy có hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình.
4.2.2.4. Kiểm định Hausman Test và kết quả mơ hình FEM
Sau khi loại trừ biến CR ra khỏi mơ hình hồi quy, bài nghiên cứu tiến hành hồi quy theo mơ hình FEM và REM. Kết quả hồi quy được trình bày như sau.
Kết quả hồi quy theo mơ hình REM
Dependent Variable: ROI
Method: Panel EGLS (Cross-section random effects) Date: 01/13/14 Time: 20:11
Sample: 2007 2012 Periods included: 6
Cross-sections included: 63
Total panel (balanced) observations: 378
Swamy and Arora estimator of component variances
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.115718 0.022706 5.096289 0.0000 QR -0.027874 0.013382 -2.083002 0.0379 PR 0.037519 0.038221 0.981624 0.3269 DER 0.025836 0.006389 4.043625 0.0001 ICR 0.000533 0.000625 0.853621 0.3939 ITR -0.000523 0.000611 -0.855942 0.3926 DTR 0.022619 0.005025 4.501057 0.0000 CTR -0.000834 0.000376 -2.219112 0.0271
Effects Specification S.D. Rho
Cross-section random
Period fixed (dummy variables) Idiosyncratic random 0.081816 0.146482 0.2378 0.7622 Weighted Statistics
R-squared 0.134155 Mean dependent var 0.202237
Adjusted R-squared 0.105689 S.D. dependent var 0.156161 S.E. of regression 0.147679 Sum squared resid 7.960269
F-statistic 4.712802 Durbin-Watson stat 1.577070
Prob(F-statistic) 0.000000
Unweighted Statistics
R-squared 0.163346 Mean dependent var 0.202237
Sum squared resid 10.58456 Durbin-Watson stat 1.186057
Kết quả hồi quy theo mơ hình FEM:
Dependent Variable: ROI Method: Panel Least Squares Date: 01/13/14 Time: 20:03 Sample: 2007 2012
Periods included: 6
Cross-sections included: 63
Total panel (balanced) observations: 378
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.146704 0.026370 5.563354 0.0000 QR -0.029324 0.014781 -1.983911 0.0482 PR 0.044518 0.043176 1.031087 0.3033 DER 0.018470 0.007091 2.604683 0.0096 ICR 0.000552 0.000683 0.807730 0.4199 ITR -0.000908 0.000640 -1.418537 0.1571 DTR 0.016400 0.005919 2.770619 0.0059 CTR -0.000594 0.000423 -1.401968 0.1619 Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables)
Period fixed (dummy variables)
R-squared 0.486095 Mean dependent var 0.202237
Adjusted R-squared 0.360586 S.D. dependent var 0.183186 S.E. of regression 0.146482 Akaike info criterion -0.828166 Sum squared resid 6.501452 Schwarz criterion -0.047433 Log likelihood 231.5234 Hannan-Quinn criter. -0.518305
F-statistic 3.873010 Durbin-Watson stat 1.873110
Prob(F-statistic) 0.000000
Kiểm định Hausman Test sẽ được thực hiện để xác định sự phù hợp của hai mơ hình trên với giả thuyết như sau:
Giả thuyết H0: cả hai mơ hình FEM và REM là tốt như nhau.
Nếu chấp nhận giả thuyết H0 thì mơ hình REM sẽ thích hợp hơn, ngược lại mơ hình FEM sẽ thích hợp hơn.
Kết quả kiểm định Hausman Test như sau:
Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: HAUSMAN_TEST
Test cross-section random effects
Test Summary StatisticChi-Sq. Chi-Sq.d.f. Prob. Cross-section random 12.988131 7 0.0724
Bảng 4.13. Kiểm định Hausman Test
Với mức ý nghĩa 10%, giả thuyết H0 bị bác bỏ. Như vậy mơ hình FEM là thích hợp hơn.
Kết quả mơ hình FEM như sau: với mức ý nghĩa 10%, giá trị p-value cho thấy các biến QR, DER và DTR có ảnh hưởng lên biến phụ thuộc ROI. Ngồi ra, thống kê F cũng cho thấy sự phù hợp của mơ hình. Bên cạnh đó, R2 của mơ hình là 0.486 cho thấy mơ hình có thể giải thích được 48,6% ảnh hưởng của các biến độc lập lên biến phụ thuộc.
Kết quả trên ủng hộ quan điểm cho rằng việc tập trung quá mức vào việc cải thiện khả năng thanh khoản ngắn hạn có thể làm mất đi cơ hội thu được lợi nhuận trong dài hạn, hay làm giảm tỷ suất sinh lợi của cơng ty. Bên cạnh đó, việc sử dụng nợ hợp lý lại phát huy vai trị của mình trong việc gia tăng tỷ suất sinh lợi cho công ty. Cuối cùng, những cơng ty hoạt động tốt với tính thanh khoản tốt có thể đảm bảo các khoản phải trả của mình đồng thời có tỷ suất sinh lợi cao hơn.
4.3. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
Bài nghiên cứu này đã cung cấp bằng chứng thực nghiệm về tác động của tính thanh khoản đến tỷ suất sinh lợi của các công ty thuộc ngành Hàng tiêu dùng ở Việt Nam trong giai đoạn 2007-2012. Trong số các biến độc lập đại diện cho các yếu tố về tính thanh khoản của doanh nghiệp được đưa vào nghiên cứu trong mơ hình hồi quy, kết quả thực nghiệm thu được đã cung cấp bằng chứng cho thấy các yếu tố bao gồm khả năng thanh toán nhanh (QR), tỷ số nợ trên vốn chủ sở hữu (DER) và vòng quay khoản phải trả (DTR) có tác động đến tỷ suất sinh lợi của doanh nghiệp. Cụ thể, tác động này được thảo luận trong phần trình bày sau đây:
Thứ nhất, kết quả hồi quy cho thấy mối tương quan âm giữa khả năng thanh toán
nhanh và tỷ suất sinh lợi của công ty. Bằng chứng này phù hợp với những nghiên cứu và giả thuyết cho rằng việc các công ty quá chú ý vào tài sản ngắn hạn và khả năng đảm bảo tính thanh khoản trong ngắn hạn mà bỏ qua hoặc không chú ý đến việc đầu tư dài hạn sẽ không đạt được mức tỷ suất sinh lợi cao. Hoặc các công ty này lo sợ nếu chỉ tập trung vào tỷ suất sinh lợi của các khoản đầu tư dài hạn mang lại mà quên mất vấn đề thanh khoản hiện tại có thể dẫn cơng ty đến tình trạng mất khả năng thanh khoản tạm thời mà tệ hơn nữa là phải chịu phá sản vì khơng đáp ứng được các nghĩa vụ nợ tới hạn. Đặc biệt đối với các công ty ngành Hàng tiêu dùng thì vấn đề về khả năng thanh tốn trong ngắn hạn là vơ cùng quan trọng. Như vậy sự đánh đổi giữa tỷ suất sinh lợi và khả năng thanh tốn trong ngắn hạn địi hỏi các cơng ty phải có sự điều chỉnh cân đối trong các chính sách về quản trị tính thanh khoản và chính sách đầu tư để đảm bảo sự phát triển bền vững của công ty.
Thứ hai, bằng chứng thực nghiệm trong bài nghiên cứu này ủng hộ cho lý thuyết về
vai trò của việc sử dụng nợ trong việc gia tăng tỷ suất sinh lợi cho cơng ty. Những cơng ty có khả năng vay nợ cao và sử dụng hợp lý nguồn vốn này có thể đáp ứng nhu cầu vốn cho các quyết định đầu tư của công ty để mang về tỷ suất sinh lợi cao hơn. Tuy nhiên, một tỷ lệ nợ cao quá mức thường đi kèm với một khoản lãi vay cao ảnh hưởng đến khả năng thanh tốn của cơng ty. Nếu cơng ty đầu tư q nhiều cho những tài sản có khả năng thanh khoản thấp thì cơng ty phải đối mặt với vấn đề
nghiêm trọng trong việc thanh tốn các khoản nợ đến hạn. Đây là tính hai mặt của việc sử dụng nợ. Như vậy vấn đề về khả năng thanh khoản đòi hỏi cơng ty phải có chính sách sử dụng nợ hợp lý để đạt được tỷ suất sinh lợi mong đợi nhưng vẫn đảm bảo được sức khỏe tài chính của mình.
Thứ ba, kết quả hồi quy cho thấy mối tương quan dương giữa tỷ số vòng quay
khoản phải trả và tỷ suất sinh lợi của cơng ty. Một tỷ số vịng quay khoản phải trả thấp sẽ tạo tín hiệu trên thị truờng rằng cơng ty đang có thành quả hoạt động tốt, điều này mở ra cơ hội để các cơng ty có thể tiếp cận các khoản đầu tư tốt và nâng cao tỷ suất sinh lợi. Bên cạnh đó, việc tạo ra các tín hiệu tốt sẽ giúp cơng ty tiếp cận được các khoản vay với chi phí thấp. Đây là một trong những điều thường được đề cập trong vấn đề bất cân xứng thông tin giữa doanh nghiệp và đối với chủ nợ và cổ đông của công ty.
CHƢƠNG 5. KẾT LUẬN5.1. Kết quả nghiên cứu 5.1. Kết quả nghiên cứu
Bài nghiên cứu đã cung cấp bằng chứng thực nghiệm về tác động của tính thanh khoản đến tỷ suất sinh lợi của các doanh nghiệp thuộc lĩnh vực Hàng tiêu dùng trong giai đoạn 2007-2012. Bài nghiên cứu này đã tiến hành kiểm định tác động của tính thanh khoản đến tỷ suất sinh lợi của doanh nghiệp thông qua tác động của các biến độc lập bao gồm tỷ số thanh toán hiện hành (CR), tỷ số thanh toán nhanh (QR), tỷ số thanh toán bằng tiền mặt (SQR), tỷ số nợ trên vốn chủ sở hữu (DER), hệ số khả năng thanh tốn lãi vay (ICR), vịng quay hàng tồn kho (ITR), vòng quay các khoản phải trả (DTR), vòng quay các khoản phải thu (CTR) đến biến phụ thuộc là tỷ suất sinh lợi của doanh nghiệp (ROI). Theo kết quả nghiên cứu, có ba trong số bảy biến được đưa vào mơ hình hồi quy có tác động đến tỷ suất sinh lợi của doanh nghiệp, bao gồm tỷ số khả năng thanh toán nhanh (QR), tỷ số nợ trên vốn chủ sở hữu (DER) và vòng quay các khoản phải trả (DTR). Cụ thể như sau:
• Thứ nhất, tỷ số khả năng thanh tốn nhanh (QR) có mối tương quan âm với tỷ
suất sinh lợi của doanh nghiệp. Điều này cho thấy có sự đánh đổi giữa khả năng thanh khoản và tỷ suất sinh lợi của doanh nghiệp. Nếu các doanh nghiệp quá chú tâm vào đầu tư các dự án dài hạn mà bỏ qua việc đảm bảo khả năng thanh khoản trong ngắn hạn có thể phải đối mặt với những hậu quả của việc thiếu khả năng thanh khoản mà đặc biệt là sự gia tăng chi phí kiệt quệ tài chính và mất khả năng thanh tốn.
• Thứ hai, tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu (DER) có mối tương quan dương với tỷ
suất sinh lợi của doanh nghiệp. Kết quả này cho thấy một dấu hiệu tích cực trong chính sách tài trợ và chính sách đầu tư của các doanh nghiệp ngành Hàng tiêu dùng Việt Nam. Việc sử dụng nợ hợp lý đã mang lại tỷ suất sinh lợi cao cho các công ty và đây có thể là một trong những nguyên nhân giúp nhiều cơng ty trong ngành có thể vượt qua giai đoạn khủng hoảng kinh tế thế giới vừa qua.
• Thứ ba, kết quả hồi quy cho thấy mối tương quan dương giữa vòng quay các
khoản phải trả (DTR) và tỷ suất sinh lợi của các doanh nghiệp. Điều này cho 54
thấy việc cải thiện trong vòng quay các khoản phải trả đã mang lại những lại những ưu thế giúp các doanh nghiệp gia tăng tỷ suất sinh lợi của mình thơng qua việc tiếp cận các nguồn tài trợ có chi phí thấp hơn và khả năng giành được các cơ hội đầu tư hấp dẫn.
Như vậy, kết quả của bài nghiên cứu này đã góp phần giải thích lý do tại sao ngành Hàng tiêu dùng vẫn có thể phát triển tốt và các doanh nghiệp trong ngành có thể vượt qua giai đoạn khủng hoảng kinh tế vừa qua. Qua đó, bài nghiên cứu muốn mang đến thông điệp rằng các doanh nghiệp trong ngành Hàng tiêu dùng nói riêng và các doanh nghiệp Việt Nam nói chung cần quan tâm đến tác động của tính thanh khoản đến tỷ suất sinh lợi của doanh nghiệp cũng như là sự đánh đổi giữa mục tiêu thanh khoản và mục tiêu sinh lợi của doanh nghiệp.
5.2. Hạn chế của đề tài
Do hạn chế về mặt dữ liệu được công bố bởi các doanh nghiệp ở Việt Nam nên bài nghiên cứu này chỉ thu thập được 378 quan sát từ 63 công ty thuộc ngành Hàng tiêu dùng trong giai đoạn 2007-2012 với đầy đủ dữ liệu cần thiết cho bài nghiên cứu. Đây có thể là một trong những nguyên nhân mà kết quả nghiên cứu chỉ cung cấp được bằng chứng thực nghiệm cho thấy tác động của ba trong số bảy biến đại diện cho tính thanh khoản đến tỷ suất sinh lợi của doanh nghiệp.
Ngồi ra, kết quả hồi quy vẫn cịn tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi, điều này có thể làm ảnh hưởng đến kết quả hồi quy.
5.3. Hƣớng nghiên cứu tiếp theo
Đây là một đề tài cần thiết và có tính thực tiễn đối với các doanh nghiệp Viêt Nam, do đó các bài nghiên cứu tiếp theo có thể định hướng nhằm khắc phục những hạn chế của bài nghiên cứu này và phát triển ý tưởng nghiên cứu này cho tổng thể các doanh nghiệp Việt Nam. Đặc biệt các bài nghiên cứu sau có thể khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi bằng các phương pháp hồi quy tối ưu hơn như GMM.
TÀI LIỆU THAM KHẢO I. Tài liệu tiếng Anh
1. Agarwal, J.D. (1998), “A goal programming model for working capital management”, Finance India, Vol.2, Issue 2., pp. 49-61.
2. Ben-Caleb, Egbide (Ph.D Candidate), Olubukunola, Uwuigbe (Ph.D), Uwuigbe, Uwalomwa (Ph.D), “Liquidity Management and Profitability of
Manufacturing Companies in Nigeria”, IOSR Journal of Business and Management (IOSR-JBM, ISSN: 2278-487X.Volume 9, Issue 1 (Mar. - Apr. 2013), PP 13-2.
3. Bhunia, A (2010), “A trend analysis of liquidity management efficiency in selected private sector Indian steel industry”, International Journal of Research in Commerce and Management, Volume-1 Issue-5 (Sep,2010), pp. 9- 21.
4. Chakraborty, K. (2008), “Working Capital and Profitability: An Empirical Analysis of Their Relationship with Reference to Selected Companies in the Indian Pharmaceutical Industry”, The Icfai Journal of Management Research, Vol. 34, pp. 112-126.
5. Eljelly, A. (2004), “Liquidity-Profitability Tradeoff: An empirical Investigation in an Emerging Market”, International Journal of Commerce &
Management, Vol. 14 No 2 pp. 48-61.
6. Garcia-Teruel, P.J. and Martinez-Solano, P. (2007), “Effects of working capital management on SME profitability”, International Journal of Mana gerial Finance, Vol.3, Issue 2, pp. 35-51
7. J. Aloy Niresh (2012), “Trade-off between liquidity & profitability: A study of
selected manufacturing firms in Sri Lanka”, International Refereed Research Journal, Volume-III, Issue-4(2).
8. J. Aloy Niresh, “Trade-off between liquidity & profitability: A study of
selected manufacturing firms in Sri-Lanka, Journal of Arts, Science & Commerce, E-ISSN 2229-4686, ISSN 2231-4172.
9. Owolabi, Sunday Ajo & Obida, Solomon Small (2012), “Liquidity Management and Corporate Profitability: Case Study of Selected Manufacturing Companies Listed on the Nigerian Stock Exchange”,