Fixed-effects Random-effects
R-sq: within = 0.1037 R-sq: within = 0.1005
Prob > F = 0.0000 Prob > chi2 = 0.0000
Coef P > |z| Coef P > |z| PROFIT -1.4195 0.008 PROFIT -1.4381 0.003 OCF -0.0476 0.842 OCF -0.2276 0.334 SIZE 10.7139 0.205 SIZE 7.8484 0.168 GRO -0.2033 0.000 GRO -0.1935 0.000 CR -7.3861 0.000 CR -5.3401 0.007 DEBT -0.5700 0.196 DEBT -0.5235 0.110 Cons -122.5296 0.592 Cons -49.1928 0.751
Hausman fixed random
chi2(6) = 93.20 Prob>chi2 = 0.0000
Bảng 4.17: Kiểm định Hausman - Nhóm cơng ty quy mơ lớn
Fixed-effects Random-effects
R-sq: within = 0.1556 R-sq: within = 0.1347
Prob > F = 0.0000 Prob > chi2 = 0.0000
Coef P > |z| Coef P > |z| PROFIT -2.4040 0.009 PROFIT -2.6774 0.002 OCF 0.2781 0.475 OCF -0.1646 0.674 SIZE 24.8888 0.084 SIZE 5.1358 0.635 GRO -0.2664 0.003 GRO -0.3063 0.001 CR -19.4004 0.000 CR -11.4404 0.006 DEBT -1.7235 0.018 DEBT -1.2472 0.021 Cons -435.5121 0.275 Cons 91.6248 0.765
Hausman fixed random
chi2(6) = 186.04 Prob>chi2 = 0.0000
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Bảng 4.18: Kiểm định Hausman - Nhóm cơng ty quy mơ vừa và nhỏ Fixed-effects Random-effects
R-sq: within = 0.1195 R-sq: within = 0.1155
Prob > F = 0.0000 Prob > chi2 = 0.0001
Coef P > |z| Coef P > |z| PROFIT -0.6812 0.242 PROFIT -0.5672 0.272 OCF -0.1157 0.680 OCF -0.2803 0.309 SIZE 4.4020 0.639 SIZE 10.3057 0.215 GRO -0.1751 0.000 GRO -0.1481 0.000 QR -2.2718 0.273 QR -2.2196 0.261 DEBT 0.2900 0.551 DEBT 0.0240 0.946 Cons -10.1756 0.967 Cons -158.3883 0.471
Hausman fixed random
chi2(6) = 21.53 Prob>chi2 = 0.0015
4.3.4. Kiểm định Wald – phương sai thay đổi
Tác giả hồi quy theo mơ hình FEM và thực hiện kiểm định phương sai thay đổi. Kết quả thu được như sau:
Bảng 4.19: Kiểm định Wald - Tổng hợp 117 công ty
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
Ho: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (117) = 1.2e+06
Prob>chi2 = 0.0000
Nguồn: Tính tốn của tác giả Bảng 4.20: Kiểm định Wald Nhóm cơng ty quy mơ lớn
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
Ho: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (117) = 1.0e+06
Prob>chi2 = 0.0000
Nguồn: Tính tốn của tác giả Bảng 4.21: Kiểm định Wald - Nhóm cơng ty quy mô vừa và nhỏ
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
Ho: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (117) = 3.0e+06
Prob>chi2 = 0.0000
P-value ở mơ hình tổng hợp các cơng ty và cả 2 nhóm cơng ty đều < 0.05, điều này cho thấy vi phạm giả thiết phương sai thay đổi.
4.3.5. Kiểm định Lagram – Tương quan chuỗi
Tác giả thực hiện kiểm định Lagram để xem xét mơ hình hồi quy có vi phạm giả thiết về tương quan chuỗi hay không. Kết quả kiểm định:
Bảng 4.22: Kiểm định Lagram - Tổng hợp 117 công ty
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity Ho: no first-order autocorrelation
F (1,116) = 91.720 Prob > F = 0.0000
Nguồn: Tính tốn của tác giả Bảng 4.23: Kiểm định Lagram - Nhóm cơng ty quy mô lớn
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity Ho: no first-order autocorrelation
F (1,57) = 99.250 Prob > F = 0.0000
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Bảng 4.24: Kiểm định Lagram - Nhóm cơng ty quy mơ vừa và nhỏ
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity Ho: no first-order autocorrelation
F (1,58) = 118.390 Prob > F = 0.0000
Nhìn vào các giá trị P-value của kiểm định, ở cả ba trường hợp đều < 0.05, như vậy có tồn tại hiện tượng tương quan chuỗi.
Từ các kết quả kiểm định phương sai thay đổi và tương quan chuỗi, tác giả thực hiện phân tích hồi quy theo phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát GLS.
4.4. Kết quả hồi quy
Kết quả ước lượng hồi quy cho mơ hình tổng hợp 117 cơng ty trong mẫu nghiên cứu và các nhóm cơng ty sẽ được trình trong phần này.
4.4.1. Mơ hình tổng hợp
Từ kết quả phân tích hồi quy giữa các biến đặc tính cơng ty với quản trị vốn luân chuyển đại diện bởi chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, tác giả thấy rằng mối quan hệ giữa tỷ lệ thanh tốn hiện hành, dịng tiền hoạt động, quy mô công ty với chu kỳ chuyển đổi tiền mặt có mức ý nghĩa > 0.1, do vậy không tồn tại mối quan hệ có ý nghĩa giữa những biến này với chu kỳ chuyển đổi tiền mặt.
Bảng 4.25: Kết quả hồi quy - Tổng hợp 117 công ty
Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares
Panels: heteroskedastic
Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.8141)
Estimated covariances = 117 Number of obs = 585
Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 117
Estimated coefficients = 7 Time periods = 5
Wald chi2(6) = 137.97
Prob > chi2 = 0.0000
Coef Std.Err z P > |z| [95% Conf. Interval]
PROFIT -0.6235 0.1550 -4.02 0.000 -0.9272 -0.3197 OCF -0.0477 0.0591 -0.81 0.419 -0.1635 0.0680 SIZE 3.9555 2.4149 1.64 0.101 -0.7775 8.6885 GRO -0.2308 0.0250 -9.23 0.000 -0.2798 -0.1818 CR -1.3717 0.9213 -1.49 0.137 -3.1774 0.4340 DEBT -0.2413 0.1258 -1.92 0.055 -0.4878 0.0053 Cons 16.1872 64.8924 0.25 0.803 -110.9996 143.3739
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Trong khi có tồn tại mối quan hệ nghịch biến có nghĩa giữa các biến khả năng sinh lợi, tốc độc tăng trưởng doanh thu, tỷ lệ nợ với chu kỳ chuyển đổi tiền mặt. Trong đó, biến khả năng sinh lợi giải thích mạnh nhất cho CCC.
4.4.2. Nhóm cơng ty quy mơ lớn
Tương tự kết quả cho mơ hình tổng hợp, trong nhóm cơng ty quy mơ lớn, giữa các biến khả năng sinh lợi, tốc độ tăng trưởng doanh thu và tỷ lệ nợ với chu kỳ chuyển đổi tiền mặt có tồn tại mối quan hệ nghịch biến có ý nghĩa. Với mức ý nghĩa > 0.1 dòng tiền hoạt động, quy mô công ty, tỷ lệ thanh tốn hiện hành khơng tồn tại mối quan hệ có ý nghĩa với chu kỳ chuyển đổi tiền mặt. Biến khả năng sinh lợi cũng là biến giải thích mạnh nhất cho CCC.
Bảng 4.26: Kết quả hồi quy - Nhóm cơng ty quy mơ lớn
Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares
Panels: heteroskedastic
Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.6153)
Estimated covariances = 58 Number of obs = 290
Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 58
Estimated coefficients = 7 Time periods = 5
Wald chi2(6) = 60.50
Prob > chi2 = 0.0000
Coef Std.Err z P > |z| [95% Conf. Interval]
PROFIT -1.3015 0.3515 -3.70 0.000 -1.9905 -0.6125 OCF -0.1311 0.1516 -0.87 0.387 -0.4282 0.1660 SIZE 3.6046 3.8976 0.92 0.355 -4.0345 11.2436 GRO -0.3036 0.0551 -9.23 0.000 -0.2798 -0.1818 CR 2.8160 2.7919 1.01 0.313 -2.6560 8.2880 DEBT -0.5516 0.2163 -2.55 0.011 -0.9754 -0.1277 Cons 41.9220 111.2907 0.38 0.706 -176.2037 260.0478
4.4.3. Nhóm cơng ty quy mơ vừa và nhỏ
Kết quả hồi quy cho thấy mối tương quan nghịch có ý nghĩa giữa các biến khả năng sinh lợi, tốc độ tăng trưởng doanh thu và tỷ lệ thanh toán nhanh với chu kỳ chuyển đổi tiền mặt. Các biến còn lại, bao gồm: dịng tiền hoạt động, quy mơ cơng ty và tỷ lệ nợ có mức ý nghĩa > 0.1, do dó giữa các biến này với CCC không tồn tại mối quan hệ có ý nghĩa thống kê.
Bảng 4.27: Kết quả hồi quy - Nhóm cơng ty quy mơ vừa và nhỏ
Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares
Panels: heteroskedastic
Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.9461)
Estimated covariances = 59 Number of obs = 295
Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 59
Estimated coefficients = 7 Time periods = 5
Wald chi2(6) = 101.11
Prob > chi2 = 0.0000
Coef Std.Err z P > |z| [95% Conf. Interval]
PROFIT -0.6810 0.1759 -3.87 0.000 -1.0258 -0.3361 OCF -0.0915 0.0598 -1.53 0.126 -0.2086 0.0256 SIZE -5.0413 5.0356 -1.00 0.317 -14.9110 4.8283 GRO -0.1675 0.0245 -6.84 0.000 -0.2155 -0.1195 QR -1.6944 0.8993 -1.88 0.060 -3.4570 0.0681 DEBT 0.1276 0.1452 0.88 0.379 -0.1569 0.4121 Cons 229.7303 132.2452 1.74 0.082 -29.4654 488.9261
4.5. Thảo luận kết quả:
4.5.1. Khả năng sinh lợi
Dựa theo kết quả hồi quy, tác giả thấy rằng tồn tại mối quan hệ nghịch có ý nghĩa thống kê giữa chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và khả năng sinh lợi của công ty ở cả mơ hình hồi quy tổng thể, nhóm cơng ty quy mơ lớn và nhóm cơng ty quy mơ vừa và nhỏ. Kết quả này cũng được tìm thấy trong nhiều nghiên cứu trước đó (Deloof, 2003; Eljelli, 2004; Raheman và Naser, 2007; Uyar, 2009; Gill, 2010; Rimo và Panbunyuen 2010; Valipour và cộng sự, 2012).
Mối quan hệ nghịch biến giữa khả năng sinh lợi và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt thể hiện hiệu quả trong việc quản lý vốn luân chuyển. Có nghĩa là, khi lợi nhuận của cơng ty tăng lên, chu kỳ chuyển đổi tiền mặt sẽ được rút ngắn lại; để lợi nhuận tăng lên, công ty buộc phải quản lý vốn luân chuyển thật sự hiệu quả, bằng cách tăng doanh thu bán hàng, khi đó thời gian lưu kho và thu tiền khách hàng ngắn lại, đồng thời cơng ty thương lượng để có thể kéo dài thời hạn thanh toán cho nhà cung cấp.
4.5.2. Dòng tiền hoạt động
Trong các nghiên cứu trước chỉ ra những cơng ty có dịng tiền hoạt động cao phản ánh chính sách quản trị vốn luân chuyển hiệu quả, thể hiện qua khả năng tạo ra tiền và việc rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt.
Kết quả nghiên cứu của tác giả tìm thấy mối quan hệ nghịch biến giữa dòng tiền hoạt động và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt trong mơ hình tổng thể, nhóm cơng ty quy mơ lớn và cả trong nhóm cơng ty quy mơ vừa và nhỏ, tuy nhiên mối quan hệ này khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả nghiên cứu của tác giả tương tự với kết quả nghiên cứu của Kamal và các đồng sự (2013).
4.5.3. Quy mô công ty
Nghiên cứu của Jeng – Ren (2006) ghi nhận những cơng ty có quy mơ càng nhỏ thì chu kỳ chuyển đổi tiền mặt càng dài. Các cơng ty lớn có ưu thế trong việc rút ngắn được thời gian thanh toán của khách hàng, đồng thời gia hạn thêm thời gian thanh toán cho nhà cung ứng, khả năng thương lượng và quản trị vốn luân chuyển của các công ty lớn hiệu quả hơn công ty nhỏ.
Tuy nhiên, khi nghiên cứu tại thị trường chứng khoán Việt Nam, tác giả khơng tìm thấy mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và với quy mô công ty trong mơ hình tổng thể, nhóm cơng ty quy mơ lớn, nhóm cơng ty quy mơ vừa và nhỏ. Có thể, ở Việt Nam khơng phải cơng ty nào có quy mơ lớn cũng tận dụng lợi thế của mình để trì hỗn thời gian thanh tốn vì như vậy sẽ làm mất đi các khoản chiết khấu ưu đãi khi thanh toán sớm hoặc đúng hạn.
4.5.4. Tốc độ tăng trưởng doanh thu
Tương quan nghịch biến giữa chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và tốc độ tăng trưởng doanh thu được tìm thấy trong kết quả mơ hình tổng hợp và nhóm cơng ty có quy mơ lớn, nhóm cơng ty quy mơ vừa và nhỏ. Kết quả được hỗ trợ bởi nghiên cứu của Kim (1998), Laplante và Moussawi (2006), Caballero và cộng sự (2010), Zariyawati và cộng sự (2010), Rimo (2010), Valipour (2012) và Kamal (2013). Các cơng ty có tốc độ tăng tưởng doanh thu cao thường có chính sách quản lý hàng tồn kho, khoản phải thu và khoản phải trả tốt hơn so với những cơng ty có tỷ lệ tăng trưởng thấp hơn.
Kết quả nghiên cứu của Jeng-Ren (2006) trái ngược hoàn toàn, Jeng-Ren cho rằng cơng ty có tốc độ tăng trưởng doanh thu cao sẽ sẵn sàng hơn trong việc gia tăng vốn luân chuyển, CCC sẽ dài hơn. Những cơng ty này thường có xu hướng kéo dài thời hạn thanh toán nhằm tăng cường thu hút khách hàng. Nói cách khác, thời hạn thanh toán của khách hàng càng dài, doanh số càng tăng và kết quả là lợi nhuận tăng lên.
4.5.5. Tỷ số thanh toán hiện hành và tỷ số thanh toán nhanh
Trong kết quả nghiên cứu của tác giả khơng tìm thấy mối quan hệ có ý nghĩa giữa tỷ số thanh tốn hiện hành và tỷ lệ thanh toán nhanh với chu kỳ chuyển đổi tiền mặt trong mơ hình tổng thể và nhóm quy mơ lớn, điều này tương tự với nghiên cứu của Rimo và cộng sự (2010), Valipour (2012). Tuy nhiên, trong nhóm quy mơ vừa và nhỏ tồn tại mối quan hệ nghịch biến có ý nghĩa thống kê giữa tỷ số thanh toán nhanh và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt. Ở Việt Nam, các công ty quy mơ vừa và nhỏ ở Việt Nam có tỷ lệ thanh toán hiện hành và tỷ lệ thanh tốn nhanh trung bình cao hơn nhóm cơng ty quy mơ lớn, điều này cho thấy các cơng ty trong nhóm này khó khăn trong việc tiếp cận với nguồn tài trợ từ bên ngồi, việc kéo dài thời hạn thanh tốn thường diễn ra phổ biến ở các công ty nhỏ.
4.5.6. Tỷ lệ nợ
Nếu một cơng ty quản trị vốn ln chuyển hiệu quả, thì khi tỷ lệ vay nợ thấp chu kỳ chuyển đổi tiền mặt phải được rút ngắn lại. Kết quả nghiên cứu này tìm thấy mối quan hệ nghịch có ý nghĩa thống kê giữa tỷ lệ nợ và CCC trong mơ hình tổng hợp, và nhóm cơng ty quy mơ lớn, có thể ở Việt Nam các cơng ty này có khả năng tiếp cận nguồn vốn vay dễ dàng nhưng lại sử dụng khơng hiệu quả. Đối với nhóm cơng ty quy mơ vừa và nhỏ khó khăn hơn trong việc vay nợ, vì vậy mà các nhà quản trị nỗ lực nhiều hơn trong việc rút ngắn CCC bằng việc trì hỗn các khoản thanh tốn cho nhà cung ứng, nhờ đó quản trị vốn luân chuyển đạt hiệu quả, song phát hiện mối quan hệ đồng biến giữa tỷ lệ nợ và CCC đối với nhóm quy mơ vừa và nhỏ lại khơng có ý nghĩa về mặt thống kê.
CHƯƠNG 5 KẾT LUẬN
Các quyết định ngắn hạn được đưa ra dễ dàng hơn các quyết định dài hạn, nhưng không hề kém quan trọng. Một cơng ty có thể xác định được những cơ hội đầu tư có giá trị, tỷ lệ nợ tối ưu, chính sách cổ tức hồn hảo nhưng vẫn thất bại vì khơng quan tâm đến việc quản trị vốn luân chuyển như thế nào để đáp ứng các nghĩa vụ trong ngắn hạn. Có thể thấy hoạt động quản trị vốn luân chuyển giữ vai trò then chốt trong sự phát triển và tồn tại của một cơng ty.
Chính vì vậy, tác giả thực hiện nghiên cứu này cho các công ty niêm yết trên HOSE trong giai đoạn 2008 – 2012, chu kỳ chuyển đổi tiền mặt được sử dụng làm thước đo quản trị vốn luân chuyển, các yếu tố đặc tính cơng ty bao gồm: khả năng sinh lợi, dịng tiền hoạt động, quy mơ, tốc độ tăng trưởng doanh thu, tỷ lệ thanh toán hiện hành, tỷ lệ thanh toán nhanh và tỷ lệ nợ.
Nghiên cứu cung cấp các bằng chứng thực nghiệm cho thấy mối quan hệ nghịch biến có ý nghĩa thống kê giữa khả năng sinh lợi, tốc độ tăng trưởng doanh thu và tỷ lệ nợ với chu kỳ chuyển đổi tiền mặt trong mơ hình tổng hợp các cơng ty và nhóm quy mơ lớn. Ngồi ra, ở nhóm quy mơ vừa và nhỏ tác giả phát hiện mối quan hệ nghịch biến có ý nghĩa thống kê giữa tỷ lệ thanh toán nhanh và CCC, trong khi tỷ lệ nợ khơng có ý nghĩa thống kê ở nhóm này.
Một hạn chế của bài nghiên cứu, đó là mẫu nghiên cứu 117 cơng ty niêm yết trên HOSE không bao gồm các cơng ty hoạt động trong lĩnh vực tài chính và bất động sản, do đó kết quả nghiên cứu khơng mang tính đại diện cho tất cả các công ty tại Việt Nam. Những nghiên cứu tiếp theo có thể tăng tính đại diện bằng cách gia tăng cỡ mẫu,
thời gian nghiên cứu dài hơn nhằm phát hiện thêm mối quan hệ của các yếu tố khác với quản trị vốn luân chuyển.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Tiếng Việt
1. Phạm Trí Cao và Vũ Minh Châu, 2009. Kinh tế lượng ứng dụng. Nhà xuất bản