Biến Giá Trị Trung Bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Q 1,2194 0,8966 0,3409 14,0072 NTC 0,8954 0,8832 -2,9254 7,7303 SIZE 27,0750 1,3982 23,1799 31,4705 LEV 0,5001 0,2155 0,0309 0,9659 GROWTH 0,0212 0,0399 -0,0116 0,4910 ROA 0,1179 0,0960 -0,4482 0,8065
41
Với nguồn dữ liệu được thu thập thơng qua các báo cáo tài chính, giá chứng khoán và số lượng cổ phiếu lưu hành của 202 doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Thành Phố Hồ Chí Minh (HSX) và Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HNX) trong giai đoạn 2006 - 2013, bảng 4.1 cung cấp kết quả thống kê mô tả các biến số liên quan đến chu kỳ thương mại thuần và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Kết quả mô tả thống kê 6 biến số bao gồm giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất.
Khi so sánh với bài nghiên cứu năm 2014 của nhóm tác giả Sonia Bos-Caballero, Pedro J. García-Teruel và Pedro Martínez-Solano: “Working capital management, corporate performance and financial constraints - Quản trị vốn luân chuyển, hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp và hạn chế tài chính” nghiên cứu tại Vương quốc Anh, kết quả mô tả thống kê các biến tại thị trường Việt Nam có một số điểm khác biệt. Điều này có thể xuất phát từ việc mức độ phát triển thị trường chứng khốn của hai quốc gia là hồn tồn khác nhau; ngoài ra, số lượng doanh nghiệp, thời gian thu thập dữ liệu, quy mô, hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp trong mỗi thị trường cũng khác nhau.
Giá trị trung bình hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp Việt Nam trong giai đoạn 2006 - 2013 là 1,2194. Trong khi đó, giá trị trung bình hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp Anh là 1,4874. Điều này đến từ sự khác biệt về thời gian thu thập số liệu, quy mô thị trường khác nhau. Hơn nữa, các doanh nghiệp Anh là những doanh nghiệp hoạt động lâu đời nên giá trị tăng thêm cao hơn so với các doanh nghiệp Việt Nam.
Giá trị trung bình chu kỳ thương mại thuần của các doanh nghiệp Việt Nam là 89,54 ngày cao hơn so với giá trị trung bình các doanh nghiệp Anh là 56,47 ngày. Trong giai đoạn nền kinh tế cịn nhiều khó khăn, hàng tồn kho khó tiêu thụ, các khoản phải thu khó thu hồi thì giá trị trung bình chu kỳ thương mại thuần của các doanh nghiệp Việt Nam được đánh giá ở mức chấp nhận được.
Giá trị trung bình quy mơ doanh nghiệp Việt Nam trong khoảng thời gian này là 27,0750. Khi so sánh với kết quả mô tả thống kê của các doanh nghiệp tại Anh là 12,1233 cho thấy quy mô doanh nghiệp Việt Nam cao hơn. Tuy nhiên điều này đến từ việc đơn vị tiền tệ của Việt Nam nhỏ hơn so với đơn vị tiền tệ của Anh. Do đó, quy mơ các doanh nghiệp Việt Nam vẫn nhỏ hơn so với các doanh nghiệp tại Anh.
Giá trị trung bình của tỷ lệ địn bẩy tài chính của các doanh nghiệp Việt Nam trong giai đoạn 2006 – 2013 là 0,5001. Giá trị này tương đối thấp hơn so với kết quả nghiên cứu các doanh nghiệp của Anh là 0,5687. Kết quả này cho thấy các doanh nghiệp Việt Nam duy trì tỷ lệ nợ thấp trong cấu trúc vốn trong thời điểm lãi suất ngân hàng tăng cao là điều hoàn toàn hợp lý. Nguồn vốn vay của doanh nghiệp đóng vai trị là một trong các nguồn tài trợ mang tính quyết định trong hoạt động sản xuất kinh doanh cũng như trong việc gia tăng vốn ln chuyển. Chính vì vậy, khi đánh giá tác động của việc gia tăng vốn luân chuyển lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp không thể không đánh giá ảnh hưởng của yếu tố tỷ lệ địn bẩy tài chính.
Giá trị trung bình cơ hội tăng trưởng của các doanh nghiệp Việt Nam trong giai đoạn này là 0,0212 rất nhỏ so với các doanh nghiệp tại Anh là 0,2119. Điều này xuất phát từ việc các doanh nghiệp Việt Nam ít khi nào hạch tốn các tài sản vơ hình, trong đó có giá trị thương hiệu, bằng sáng chế vào bảng cân đối kế tốn vì năng lực hạn chế trong việc định giá những tài sản này.
Giá trị trung bình tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản của các doanh nghiệp Việt Nam là 0,1179 tương đối cao so với các doanh nghiệp của Anh là 0,0559. Kết quả này cho thấy mặc dù tình hình kinh tế khó khăn nhưng khả năng sinh lợi của các doanh nghiệp Việt Nam vẫn duy trì khá tốt.
4.2Phân tích tƣơng quan
Trong phần này, Luận văn sử dụng ma trận tương quan để khảo sát mức độ tương quan giữa các biến liên quan đến chu kỳ thương mại thuần và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Nhằm tránh hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra trong mơ hình nghiên cứu, Luận văn xem xét loại những biến nào có hệ số tương quan q cao ra khỏi mơ hình và
hiệu chỉnh lại mơ hình cho phù hợp. Hơn nữa, nhằm đảm bảo hiện tượng đa cộng tuyến khơng xuất hiện trong mơ hình, Luận văn ước lượng hệ số phóng đại phương sai (Variance inflation factor – VIF) của từng biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu. Nếu hệ số phóng đại phương sai của biến số nào quá cao, Luận văn sẽ xem xét loại biến đó ra khỏi mơ hình và hiệu chỉnh lại mơ hình nghiên cứu.
Bảng 4.2: Ma trận tƣơng quan giữa các biến nghiên cứu
Q NTC SIZE LEV GROWTH ROA
Q 1 NTC -0,0206 (0,4625) 1 SIZE 0,0240 0,0338 1 (0,3918) (0,2281) LEV -0,2253*** -0,0107 0,2938*** 1 (0,0000) (0,7036) (0,0000) GROWTH -0,0095 -0,0114 -0,1017*** -0,1649*** 1 (0,7343) (0,6845) (0,0003) (0,0000) ROA 0,4070*** -0,2300*** -0,0518* -0,3520*** 0,0365 1 (0,0000) (0,0000) (0,0649) (0,0000) (0,1933)
Tất cả các số trong dấu ngoặc đơn là mức ý nghĩa thống kê (***): tương ứng với mức ý nghĩa 1%
(**): tương ứng với mức ý nghĩa 5% (*):tương ứng với mức ý nghĩa 10%
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 12.0
Bảng 4.2 thể hiện ma trận tương quan của các biến số liên quan đến chu kỳ thương mại thuần và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Kết quả từ ma trận tương quan cho thấy giữa chu kỳ thương mại thuần (NTC) và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp có mối quan hệ nghịch chiều tuy nhiên lại khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Tuy nhiên, kết quả phân tích từ ma trận tương quan mới chỉ cho thấy mức độ kết hợp tuyến tính giữa chu kỳ thương mại thuần và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp nhưng chưa thể
kiểm định mối quan hệ phi tuyến giữa hai biến số này. Vì vậy, để đánh giá chính xác mối quan hệ phi tuyến giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, Luận văn sẽ xem xét kết quả thực nghiệm từ phân tích hồi quy.
Kết quả từ phân tích tương quan cho thấy mối quan hệ cùng chiều giữa quy mô doanh nghiệp (SIZE), được đánh giá thông qua logairit tự nhiên doanh thu thuần đối với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp với hệ số tương quan là 0,0240; tuy nhiên mối quan hệ này lại khơng có ý nghĩa về mặt thống kê.
Khi phân tích tương quan về mối quan hệ giữa tỷ lệ địn bẩy tài chính (LEV), được đánh giá thơng qua tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản đối với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Luận văn đã tìm thấy mối quan hệ nghịch chiều với hệ số tương quan khá cao là -0,2253 và có mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy nếu doanh nghiệp gia tăng tỷ lệ địn bẩy tài chính sẽ làm giảm hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Kết quả này phù hợp với quan điểm cho rằng, khi một doanh nghiệp có tỷ lệ địn bẩy tài chính q cao trong cấu trúc vốn thì các chủ nợ thường địi hỏi một mức lãi suất lớn hơn từ khoản vay này để bù đắp cho các rủi ro mà họ gặp phải. Hơn nữa, khi gia tăng tỷ lệ địn bẩy tài chính làm gia tăng chi phí kiệt quệ tài chính, làm tăng nguy cơ phá sản doanh nghiệp.
Kết quả từ phân tích tương quan cho thấy mối quan hệ nghịch chiều giữa cơ hội tăng trưởng (GROWTH), được đánh giá thông qua tỷ lệ giá trị sổ sách tài sản vơ hình trên tổng tài sản đối với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, tuy nhiên mối quan hệ này lại khơng có nghĩa về mặt thống kê. Bởi vì, tại Việt Nam với những hạn chế năng lực trong việc định giá các tài sản vơ hình như giá trị thương hiệu, bằng sáng chế nên giá trị tài sản vơ hình thường ít khi nào được hạch toán vào bảng cân đối kế toán của doanh nghiệp. Do vậy, giá trị tài sản vơ hình của các doanh nghiệp Việt Nam thường rất thấp so với tổng tài sản, làm cho tỷ lệ giá trị sổ sách tài sản vơ hình trên tổng tài sản khơng thể hiện được cơ hội tăng trưởng của các doanh nghiệp Việt Nam, từ đó dẫn đến mối tương quan thấp giữa cơ hội tăng trưởng và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.
Kết quả phân tích tương quan Pearson cho thấy mối quan hệ cùng chiều đáng kể giữa tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp với mức ý nghĩa 1%. Từ đây cho thấy những doanh nghiệp nào có khả năng sinh lợi càng cao thì hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp đó càng cao. Khả năng sinh lợi của doanh nghiệp ảnh hưởng rất lớn đến khả năng chi trả cổ tức cũng như tăng trưởng của doanh nghiệp trong tương lai, từ đó ảnh hưởng trực tiếp đến giá trị doanh nghiệp. Chính vì vậy, những nhà đầu tư thường đánh giá cao các doanh nghiệp có khả năng sinh lợi cao. Ngồi ra, kết quả phân tích từ ma trận tương quan cho thấy hệ số tương quan giữa các biến còn lại liên quan đến chu kỳ thương mại thuần và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp là không cao. Hệ số tương quan cao nhất trong các cặp biến là hệ số tương quan giữa tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp có giá trị 0,4070 với mức ý nghĩa là 1%. Nhìn chung, tất cả các hệ số tương quan đều nhỏ hơn 0,8. Từ nhiều kinh nghiệm của các nghiên cứu trước đây, việc hệ số tương quan nhỏ hơn 0,8 thì giữa các biến số ít có khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Tuy nhiên nhằm đảm bảo hiện đa cộng tuyến khơng xuất hiện trong mơ hình nghiên cứu, Luận văn tiếp tục ước lượng hệ số phóng đại phương sai (Variance inflation factor - VIF) cho từng biến độc lập của mơ hình nghiên cứu. Bảng 4.3 dưới đây sẽ trình bày hệ số phóng đại phương sai (VIF) của từng biến độc lập.
Bảng 4.3: Hệ số VIF và 1/VIF của từng biến độc lập
Biến VIF 1/VIF
LEV 1,29 0,7742 ROA 1,22 0,8170 SIZE 1,10 0,9052 NTC 1,07 0,9344 GROWTH 1,03 0,9690 Giá trị trung bình 1,14
Kết quả phân tích hệ số phóng đại phương sai (VIF) từng biến độc lập từ bảng 4.3 cho thấy hệ số phóng đại phương sai của tỷ lệ địn bẩy tài chính có giá trị lớn nhất là 1,29. Giá trị này nhỏ hơn so với 5 nên khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình nghiên cứu thấp (Studenmund,1997).
Từ việc đánh giá ma trận tương quan và hệ số phóng đại phương sai (VIF) cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến không xuất hiện trong mơ hình nghiên cứu. Vì vậy, Luận văn vẫn giữ ngun mơ hình nghiên cứu như ban đầu.
4.3Kết quả phân tích hồi quy
Trong chương này, Luận văn sẽ lần lượt trình bày những kết quả hồi quy của hai mơ hình nghiên cứu. Mơ hình đầu tiên nghiên cứu mối quan hệ phi tuyến giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Sau đó, mơ hình thứ hai nghiên cứu ảnh hưởng của hạn chế tài chính lên mối quan hệ phi tuyến giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.
4.3.1 Kết quả phân tích hồi quy mối quan hệ phi tuyến giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp
Nhằm khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi, tự tương quan và kiểm soát vấn đề nội sinh xảy ra trong mơ hình nghiên cứu về mối quan hệ phi tuyến giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, Luận văn sử dụng phương pháp GMM để thực hiện phân tích hồi quy. Theo đó, bảng dưới đây sẽ trình bày kết quả hồi quy về mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.
Bảng 4.4: Kết quả hồi quy về mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp
Biến Phụ Thuộc Hệ Số Tƣơng Quan P-value
NTC 0,7630 * (1,76) 0,081 NTC2 -0,0810 * (-1,69) 0,093 SIZE 0,0381 (0,08) 0,934 LEV -0,5213 (-0,60) 0,547 GROWTH 1,9729 (1,23) 0,218 ROA 2,7723 ** (2,34) 0,020 m2 0,09 0,926 Hansen test 8,39 (11) 0,678 Số quan sát 1271
Biến phụ thuộc là biến Tobin’q đại diện cho hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp; NTC là chu kỳ thương mại thuần; NTC2 là chu kỳ thương mại thuần bình phương; SIZE là quy mô doanh nghiệp; LEV là tỷ lệ địn bẩy tài chính; GROWTH là cơ hội tăng trưởng; ROA là tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản; ước lượng bao gồm cả biến giả thời gian nhưng không đề cập ở đây. Z-statistic trong ngoặc kép. m2 là kiểm định hiện tượng tương quan chuỗi bậc hai bằng cách sử dụng phần dư của sai phân bậc một, phân phối tiệm cận với phân phối N(0,1) với giả thuyết H0 (null hypothesis) là khơng có hiện tượng tương quan chuỗi. Kiểm định Hansen là kiểm định ràng buộc xác định quá mức (over- identifying restrictions) phân phối tiệm cận với phân phối Chi – bình phương với giả thuyết H0 (null hypothesis) là các biến công cụ phù hợp với mơ hình. Bậc tự do trong ngoặc kép. (***): tương ứng với mức ý nghĩa 1%; (**): tương ứng với mức ý nghĩa 5%; (*):tương ứng với mức ý nghĩa 10%.
Từ kết quả hồi quy bảng 4.4 cho thấy những kỳ vọng ban đầu của Luận văn về mối quan hệ phi tuyến giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp là hồn tồn hợp lý. Trong đó, hệ số ước lượng của chu kỳ thương mại thuần là 0,7630 với mức ý nghĩa 10% (β1>0) và hệ số ước lượng của chu kỳ thương mại thuần bình phương là -0,0810 với mức ý nghĩa 10% (β2<0). Từ đây cung cấp bằng chứng cho thấy mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp là mối quan hệ phi tuyến và có hình chữ U ngược. Điều này ngụ ý rằng việc gia tăng vốn luân chuyển có thể giúp làm gia tăng hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp nhưng chỉ đến một mức vốn luân chuyển nhất định nào đó. Nếu vốn luân chuyển của doanh nghiệp vượt quá mức này thì việc gia tăng vốn luân chuyển lại có thể làm giảm hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Mức vốn luân chuyển tại điểm đảo chiều chính là mức vốn luân chuyển tối ưu, mà tại mức vốn này doanh nghiệp có thể cân bằng giữa chi phí và lợi ích trong việc quản trị vốn luân chuyển để tối đa hoá hiệu quả hoạt động cho các doanh nghiệp.
Từ hệ số ước lượng của chu kỳ thương mại thuần (β1) và hệ số ước lượng của chu kỳ thương mại thuần bình phương (β2) cho phép Luận văn xác định mức vốn luân chuyển tối ưu trong mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Cụ thể, tại mức vốn luân chuyển tối ưu thì chu kỳ thương mại thuần của doanh nghiệp có giá trị là (-β1/2β2).
Ngồi ra, kết quả hồi quy từ bảng 4.4 còn cho thấy tác động của các biến số khác lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.
Kết quả hồi quy cho thấy quy mơ doanh nghiệp có tác động cùng chiều lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp với hệ số ước lượng 0,0381 tuy nhiên lại khơng có nghĩa