Chương 4: KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM
4.3. Phân tích kết quả ước lượng hồi quy
4.3.1. Phân tích kết quả ước lượng hồi quy mô hình thứ nhất
4.3.1.6. Kết quả hồi quy mô hình thứ nhất (1) bằng phương pháp GMM
Phân tích ma trận hệ số tương quan trên chưa đưa ra được kết quả sau cùng về mối quan hệ giữa chu kỳ thương mại thuần và và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp tại Việt Nam trong giai đoạn 2008 - 2016, vì vậy chúng ta cần phân tích hồi mô trình bằng phương pháp ước lượng GMM hai bước để đưa ra nhận định cuối cùng về mối quan hệ này.
Bảng 4.5. Kết quả hồi quy phương trình (1) theo phương pháp GMM hai bước
Biến độc lập
Biến phụ thuộc Q
Hệ số hồi quy Giá trị p-value
NTC 0,0004083 ** 0,013
NTC2 -4,59e-08** 0,019
ZIZE 0,1228851 *** 0,008
LEV 0,167707 0,136
GROWTH 0,0102913 0,263
ROA 0,4327781 0,118
AR(1) 0,000
AR(2) 0,111
Sargan test 0,777
Hansen test 0,844
Nguồn: Theo tính toán của tác giả; bao gồm 1.812 quan sát từ 222 doanh nghiệp Việt Nam giai đoạn 2008 - 2016.
*** có ý nghĩa ở mức 1%
** có ý nghĩa ở mức 5%
* có ý nghĩa ở mức 10%
Trong đó: Q: Hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp; NTC: Chu kỳ thường mại thuần; NTC2: Chu kỳ thương mại thuần bình phương; SIZE: Quy mô của doanh
nghiệp; LEV: Đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp; GROWTH: Cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp; ROA: Tỷ suất sinh lợi trên tài sản của doanh nghiệp.
Tác giả đã hồi quy mô hình bằng phương pháp ước lượng GMM hai bước trong đó sử dụng các biến công cụ trong phương trình sai phân để khắc phục nội sinh với các biến công cụ tương ứng NTC, NTC2, SIZE, LEV, GROWTH, ROA với độ trễ từ 1 đến 3. Từ kết quả hồi quy của bảng 4.5 cho chúng ta thấy hoàn toàn phù hợp theo kỳ vọng ban đầu của chúng ta là tác động đầu tư vốn luân chuyển lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp có dạng hình chữ U ngược giống như kết qua nghiên cứu của tác giả Caballero, S et al (2013) đã chỉ ra hệ số β1 của các doanh nghiệp ở Anh trong giai đoạn 2001 - 2007 là 0,0391 (β1 = 0,0391 > 0) và hệ số β2 của các doanh nghiệp này tương ứng là - 0,0292 (β2 = - 0,0292 < 0). Kết quả hồi quy cho chúng ta biết các doanh nghiệp Việt Nam có hồi quy của biến chu kỳ thương mại thuần β1 = 0,0004083 > 0 với mức ý nghĩa 5% và β2 = -4,59e-08 < 0 với mức ý nghĩa 5%. Nếu so về dấu của các hệ số β1, β2 của các doanh nghiệp ở Anh là hoàn toàn giống nhau. Theo tính toán ở chương 3 thì giá trị chu kỳ thương mại thuần tối ưu để hiệu quả hoạt động doanh nghiệp cao nhất là NTC = - β1 / 2β2 =.- 0,0004083/2.(-4,59e-08) =.- 0,0004083/2.(- 0,0000000459) =4.448 ngày > 0. Với công thức này cho thấy NTC tối ưu > 0. Điều này hàm ý rằng cần đầu tư vốn luân chuyển đặc biệt đầu tư vào hàng tồn kho, nợ phải thu của các doanh nghiệp Việt Nam. Đầu tư vốn vào chu kỳ thương mại thuần giúp doanh nghiệp ổn định sản xuất kinh doanh, mở rộng khách hàng, phát triển sản phẩm mới… v.v. Đây là những điều kiện cần thiết tạo điều kiện để doanh nghiệp làm ăn có hiệu quả. Tuy nhiên nếu đầu tư quá mức vượt qua đỉnh - β1 / 2β2 thì lợi ích thu được không đủ bù đắp cho tổn thất của doanh nghiệp dẫn đến doanh nghiệp làm ăn kém hiệu quả. Như vậy kết quả nghiên cứu cho chúng ta có cái nhìn bao quát hơn, toàn diện hơn là ban đầu vốn luân chuyển tăng cùng chiều với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp nhưng tăng đến một ngưỡng cửa nhất định thì nó có tác dụng ngược chiều làm giảm hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Như vậy mối quan hệ của chúng rõ ràng có dạng hình chữ U lật úp xuống. Hoàn toàn phù hợp với kết quả nghiên cứu các doanh nghiệp ở Anh.
Kết quả hồi quy trong bảng 4.5 cũng cho thấy tác động của quy mô doanh nghiệp SIZE lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp là cùng chiều với hệ số hồi quy 0,1228851
> 0 với mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy doanh nghiệp có quy mô càng lớn càng có cơ hội tiếp cận nguồn vốn, xâm nhập tốt thị trường, phát triển lợi thế theo quy mô vì vậy doanh nghiệp Việt Nam có quy mô càng lớn càng hiệu quả. Nếu so sánh với kết quả nghiên cứu của Caballero, S et al (2013) đã chỉ ra hệ số β3 của các doanh nghiệp ở Anh trong giai đoạn 2001- 2007 là - 0,0470 (β3 = - 0,0470 < 0) là hoàn toàn ngược nhau, Đồng thời có hệ số hồi quy không có ý nghĩa thống kê. Sở dĩ chúng có tác động khác nhau là do môi trường khác nhau, điều kiện khác nhau như Việt Nam đang thực hiện chính sách thu hút đầu tư, tạo cơ chế thông thoáng trong thời kỳ kêu gọi vốn đầu tư nước ngoài. Còn ngược lại chúng ta đem so sánh với một số tác giả nghiên cứu gần đây về các doanh nghiệp Việt Nam như Đoàn Thị Vân (2015) chỉ ra rằng quy mô doanh nghiệp trong giai đoạn 2011 - 2014 có tác động cùng chiều với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp với hệ số hồi quy β3 = 0,6744, còn tác giả Bùi Ngọc Toàn (2014) đã củng cố thêm trong giai đoạn 2008 - 2012 các doanh nghiệp Việt Nam có tác động cùng chiều với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp với hệ số hồi quy β3 = 0,6158. Kết quả nghiên cứu của tác giả phần nào đã củng cố về mặt thực nghiệm là quy mô các doanh nghiệp Việt Nam có tác động cùng chiều lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Điều này hàm ý rằng doanh nghiệp Việt Nam càng lớn càng hiệu quả.
Tiếp theo là biến LEV trong mô hình, tỷ lệ đòn bẩy tài chính có tác dụng cùng chiều lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp với hệ số 0,167707, tuy nhiên hồi quy biến này không có ý nghĩa thống kê. Nếu so sánh với kết quả nghiên cứu của Caballero, S et al (2013) đã chỉ ra hệ số β4 của các doanh nghiệp ở Anh trong giai đoạn 2001- 2007 là 0,4843 (β4 = 0,4843 > 0) là hoàn toàn cùng chiều hướng. Kết quả nghiên cứu các doanh nghiệp trong nhiều giai đoạn khác nhau của các tác giả (Bùi Ngọc Toàn, 2014; Đoàn Thị Vân, 2015; Lê Thị Thanh Thảo, 2016) điều chỉ ra rằng hệ số hồi quy của biến đòn bẩy tài chính là không có ý nghĩa thống kê, điều này củng cố thêm cho kết quả hồi quy biến LEV trong mô hình nghiên cứu của bài nghiên cứu là không có ý nghĩa thống kê. Hơn nữa kết quả nghiên của tác giả có nét tương đồng
về chiều hướng với nghiên cứu của tác giả Lê Thị Thanh Thảo (2016) đã chỉ ra hệ số β4 của các doanh nghiệp ở Việt Nam trong giai đoạn 2009 - 2014 là 0,2456 (β4 = 0,2456 > 0) là hoàn toàn cùng chiều hướng và tác giả Bùi Ngọc Toàn (2014) cũng chỉ ra hệ số β4 của các doanh nghiệp ở Việt Nam trong giai đoạn 2008 - 2012 là 0,07 (β4
= 0,07 > 0).
Tiếp theo nữa là cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp - biến GROWTH, kết quả hồi quy cho chúng ta thấy phù hợp với kỳ vọng ban đầu là dương có tác động cùng chiều với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, cụ thể hệ số hồi quy của biến cơ hội tăng trưởng là 0,0102913 (β5 = 0,0102913 >0). Tuy nhiên cũng như biến LEV, biến GROWTH không có ý nghĩa thống kê. Nếu so sánh với kết quả nghiên cứu của Caballero, S et al (2013) đã chỉ ra hệ số β5 của các doanh nghiệp ở Anh trong giai đoạn 2001- 2007 là 1,0798 (β5 = 1,0798 > 0) là hoàn toàn cùng chiều hướng.
Sau cùng là tỷ suất sinh lợi trên tài sản của doanh nghiệp - biến ROA, kết quả hồi quy cho chúng ta thấy phù hợp với kỳ vọng ban đầu là dương có tác động cùng chiều với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, cụ thể hệ số hồi quy của biến tỷ suất sinh lợi trên tài sản của doanh nghiệp là 0,4327781(β6 = 0,4327781> 0). Tuy nhiên cũng như biến LEV, GROWTH biến ROA không có ý nghĩa thống kê. Nếu so sánh với kết quả nghiên cứu của Caballero, S et al (2013) đã chỉ ra hệ số β5 của các doanh nghiệp ở Anh trong giai đoạn 2001- 2007 là - 0,0395 (β6 = - 0,0395 < 0) và không có ý nghĩa thống kê, là hoàn toàn ngược chiều hướng.
Hơn nữa kết quả nghiên của tác giả có nét tương đồng về chiều hướng với nghiên cứu của tác giả Lê Thị Thanh Thảo (2016) đã chỉ ra hệ số β6 của các doanh nghiệp ở Việt Nam trong giai đoạn 2009 - 2014 là 0,6303 (β6 = 0,6303 > 0) là hoàn toàn cùng chiều hướng với kết quả nghiên cứu của chính tác giả.
Cuối cùng kết quả hồi quy cho biết các giá trị kiểm định trong mô hình, kiểm định AR(2) có P value = 0,111 = 11,1% > 10 % nên không có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0: Không có sự tương quan chuỗi vì vậy chúng ta chấp nhận giả thuyết H0
này không có sự tương quan chuỗi. Giá trị kiểm định Sargan test có p value = 0,777
= 77,7 % > 10% nên chấp nhận giả thuyết H0: Các biến công cụ trong mô hình là thỏa điều kiện overid. restrictions (Thỏa hơn điều kiện xác định. Ví dụ có n biến nội sinh, nhưng chúng dùng m biến công cụ để khắc phục mà m > n). Sau cùng là giá trị kiểm định Hansen test có p value = 0,844 = 84,4% > 10% nên chấp nhận giả thuyết H0: Các biến công cụ trong mô hình là phù hợp. Từ tất cả các kiểm định này hàm ý việc ước lượng mô hình bằng phương pháp GMM hai bước là phù hợp.