Kiểm định này dùng để xác định xem dùng kiểm định mô hình các ảnh hưởng cố định-FEM hiệu quả hay dùng mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên-REM hiệu quả
Giả thiết Ho: p > 0.05 sử dụng mô hình REM hiệu quả
Kết quả kiểm định Hausman Test (Phụ lục 5):
Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: Untitled
Test cross-section random effects
Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.
Cross-section random 151.394239 8 0.0000
Nguồn: Tác giả tính toán từ chương trình Eviews
Như vậy P-value = 0.0000<0.05 do đó bác bỏ giả thiết Ho, tức dùng mô hình FEM hiệu quả hơn.
Như vậy, tác giả sau khi kiểm định Likelihood Ratio và Hausman test cho thấy dùng mô hình FEM hiệu quả nhất.
Bảng 4.5: Bảng kết quả kiểm định hồi quy dữ liệu bảng theo phƣơng pháp mô hình ảnh hƣởng cố định FEM (Fixed Effect Model) Biến phụ thuộc: ois
Biến nghiên cứu Hệ số β Sai số chuẩn Thống kê T Phân phối Student Mức ý nghĩa Ký hiệu Kỳ vọng dấu Chấp nhận/Bác bỏ giả thiết HỆ SỐ TỰ DO (c) 0.061158 0.013788 4.435709 3.311802 0.000000 *** Tỷ lệ lợi nhuận trên doanh thu
năm trƣớc [ois(-1)] 0.237873 0.061346 3.877561 3.311802 0.000100 *** + chấp nhận Kỳ thu tiền khách hàng (rcp) -0.004694 0.000661 -7.105448 3.311802 0.000000 *** - chấp nhận Tỷ số thanh toán nhanh (qr) 0.007438 0.003229 2.303412 1.965134 0.022300 * + chấp nhận Chu kỳ luân chuyển hàng tồn kho (icp) -0.004134 0.000547 -7.560923 3.311802 0.000000 *** - chấp nhận Kỳ thanh toán cho ngừoi bán (pdp) 0.004001 0.000529 7.557823 3.311802 0.000000 *** + chấp nhận Tỷ số tổng nợ trên vốn chủ sở hữu (tde) -0.006308 0.006683 -0.943870 - 0.346400 - - không có ý nghĩa thống kê
Tốc độ tăng trƣởng doanh thu (sg) 0.011329 0.008376 1.352579 - 0.177800 - + không có ý nghĩa thống kê Chu kỳ kinh doanh thuần (ntc) 0.004603 0.000639 7.205453 3.311802 0.000000 *** - bác bỏ
R bình phƣơng 0.828186 Thống kê Durbin-Watson 2.106965 R bình phƣơng
điều chỉnh 0.777179 Quan sát: 250
Nguồn: Tác giả tính toán từ chương trình Eviews
Dựa vào bảng 4.5, các giá trị thống kê và mức ý nghĩa quan sát ta thấy có ba biến độc lập là rcp, icp, pdp tương quan và có ý nghĩa thống kê đối với biến phụ thuộc ois, trong đó pdp có tương quan dương với ois vì có hệ số β mang dấu (+) và độ tin cậy lớn hơn 95%, hai biến còn lại là rcp, icp có tương quan âm với ois vì hệ số β đều là dấu (-) và có độ tin cậy lớn hơn 95%. Năm biến kiểm soát còn lại có biến ois(-1), qr và ntc có tương quan dương với ois vì hệ số β mang dấu (+) và độ tin cậy lớn hơn 95%, hai biến còn lại là tde và sg không có ý nghĩa thống kê vì có độ tin cậy nhỏ hơn 95%(mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 34.64% và 17.78% cao hơn mức 5%). Kết quả tương quan của các biến với biến ois cụ thể như sau:
Tỷ lệ lợi nhuận trên doanh thu năm trước ois(-1) có hệ số tương quan dương với lợi nhuận trên doanh thu ois là 0.237873, cùng dấu so với giả thiết tác giả đặt ra ban đầu (tác động cùng chiều, mang dấu +), bên cạnh đó mức ý nghĩa của ois(-1) là 0.0001<0,05 cho thấy ois(-1) có độ tin cậy cao là 99.9% do đó kết quả nghiên cứu này có ý nghĩa thống kê và được chấp nhận. Điều này nói nên rằng tỷ lệ lợi nhuận trên doanh thu năm trước ois(-1) có tác động cùng chiều và mức tác động là 23,79% lên ois, đây là mức tác động mạnh.
Hệ số tương quan của kỳ thu tiền khách hàng (rcp) với ois là - 0.004694, mức ý nghĩa thống kê là 0.0000. So với giả thiết ban đầu của tác giả là rcp tác động ngược chiều và mang dấu âm (-), như vậy với dấu âm (-) của hệ số tương quan và mức ý nghĩa nhỏ hơn 0.05 thì giả thiết đặt ra được chấp nhận. Như vậy theo bài nghiên cứu của tác giả thì khi rút ngăn kỳ thu tiềnrcp thì sẽ làm cho tỷ lệ lợi nhuận trên doanh thu ois sẽ tăng với mức 0.47%. Do đó để gia tăng lợi nhuận thì doanh nghiệp cần phải quan tâm đến việc rút ngắn kỳ thu tiền khách hàng.
Tỷ số thanh toán nhanh (qr) có hệ số tương quan dương với ois ở mức 0.007438 và mức ý nghĩa là 0.0223<0.05, so với giả thiết tác giả đặt ra ban
đầu thì qr tác động cùng chiều. Điều này cho thấy doanh nghiệp tăng khả năng thanh khoản thì khả năng sinh lợi cũng sẽ được cải thiện.
Chu kỳ luân chuyển hàng tồn kho (icp) có hệ số tương quan âm với ois ở mức -0.004134 và mức ý nghĩa là 0.0000<0.05, trùng với giả thiết của tác giả. Điều này chỉ ra rằng doanh nghiệp giảm chu kỳ luân chuyển hàng tồn kho sẽ làm tăng khả năng sinh lợi.
Hệ số tương quan của kỳ thanh toán cho nhà cung cấp (pdp) với ois mang dấu dương với giá trị là 0.004001 và mức ý nghĩa là 0.0000<0.05. Điều này trùng với giả thiết mà tác giả đưa ra, cho thấy khi doanh nghiệp kéo dài thời gian trả nợ cho khách hàng sẽ làm cho khả năng sinh lợi tăng lên.
Mức ý nghĩa của tỷ số tổng nợ trên vốn chủ sở hữu (tde) là 0.346400>0.05 không có ý nghĩa về mặt thống kê, do đó không có tác động đến ois nên không xét đến.
Tương tự tde, mức ý nghĩa của tốc độ tăng trưởng doanh thu (sg) là 0.177800>0.05 không có ý nghĩa về mặt thống kê nên sg không có tác động đến ois.
Chu kỳ kinh doanh thuần (ntc) có hệ số tương quan dương với OIS là 0.004603, mức ý nghĩa là 0.0000<0.05. So với giả thiết ban đầu của tác giả thì NTC tác động ngược chiều và mang dấu âm (-), do đó bác bỏ giả thiết. Như vậy kéo dài chu kỳ doanh thu thuần sẽ làm gia tăng khả năng sinh lợi của doanh nghiệp.
Ngoài ra, chỉ tiêu R2
và R2 điều chỉnh lần lượt là 0.828186 và 0.777179 cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính phù hợp với dữ liệu mẫu đến 77.7%. Chỉ số thống kê Durbin-Watson là 2.106965 nằm trong khoảng cho phép (1<Durbin-Watson<3) do đó mô hình không có hiện tượng tương quan nhiễu.
CHƢƠNG 5 KẾT LUẬN 5.1. Kết luận
Mối liên hệ truyền thống giữa vòng quay luân chuyển tiền, chu kỳ kinh doanh thuần, chu kỳ hoạt động với lợi nhuận công ty đó là vòng quay luân chuyển tiền ngắn hơn, chu kỳ kinh doanh thuần ngắn hơn, chu kỳ hoạt động ngắn hơn lợi nhuận công ty sẽ cao hơn. Điều này có thể đạt được bằng cách rút ngắn vòng quay hàng tồn kho thông qua việc chế biến và bán hàng nhanh hơn, bằng cách rút ngắn thời gian thu hồi vốn bằng việc đẩy nhanh thu hồi nợ, hoặc bằng cách kéo dài thời hạn thanh toán thông qua việc chậm trả các khoản nợ cho nhà cung cấp. Mặt khác, vòng quay luân chuyển tiền ngắn hơn, chu kỳ kinh doanh thuần ngắn hơn, chu kỳ hoạt động ngắn hơn cũng có thể làm cho lợi nhuận công ty ít đi. Điều này xảy ra bởi vì, khi giảm thời gian luân chuyển hàng tồn có thể làm tăng chi phí ngắn hạn, hoặc khi giảm vòng quay thu hồi nợ thì công ty có thể mất các khách hàng tốt, hoặc khi kéo dài thời hạn thanh toán sẽ làm tổn hại đến uy tín của công ty về lâu dài thì nhà cung cấp sẽ tăng giá bán do thời gian thu tiền bán hàng kéo dài hoặc sẽ ưu tiên bán hàng cho các khách hàng khác có thời gian thanh toán ngắn hơn, điều đó sẽ ảnh hưởng đến quá trình sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp do không ổn định được đầu vào từ đó làm ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của doanh nghiệp.
Qua bài nghiên cứu, từ ứng dụng mô hình nghiên cứu ban đầu của Haitham Nobanee (Jordan), Wasim K. AlShattarat và Ayman E.Haddad (Kuwait), sau khi phân tích hệ số tương quan, tác giả đã loại hai biến chu kỳ chu chuyển tiền mặt (ccc) và chu kỳ hoạt động (oc) do xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Mô hình sau khi rút gọn được tác giả kiểm định lại, phù hợp so với giả thiết tác giả đưa ra thể hiện ở kết quả cho thấy chu kỳ phải thu khách
hàng (rcp), chu kỳ luân chuyển hàng tồn kho (icp) tác động ngược chiều với khả năng sinh lợi; còn chu kỳ phải trả nhà cung cấp (pdp) tác động cùng chiều với khả năng sinh lợi phù hợp với giả thiết đưa ra ban đầu, cũng như trùng với mối liên hệ truyền thống (muốn gia tăng khả năng sinh lợi thì phải giảm kỳ thu tiền khách hàng, giảm chu kỳ luân chuyển hàng tồn kho, tăng thời gian phải trả nhà cung cấp). Tuy nhiên, theo kết quả khi kiểm định thì chu kỳ kinh doanh thuần ntc [ntc= 365*(Các khoản phải thu + HTK – Các khoản phải trả)/doanh thu thuần)] có mối liên hệ tác động cùng chiều với khả năng sinh lợi, trái với giả thiết ban đầu đưa ra, theo đó, để gia tăng khả năng sinh lợi thì phải tăng chu kỳ kinh doanh thuần, đồng nghĩa với việc gia tăng thời gian thu tiền, thời gian chuyển đổi hàng tồn kho cao hơn so với kéo dài thời gian phải trả khách hàng. Điều này sẽ dẫn đến hệ quả giảm khả năng sinh lợi do rcp, icp tăng tác động ngược chiều với ois.
5.2. Hạn chế của đề tài
Việc thu thập số liệu rất khó khăn, tác giả sau khi loại trừ các công ty tài chính, các công ty có dữ liệu dị biệt, đã chọn 50 công ty cổ phần niêm yết trên thị trường chứng khoán TPHCM (HOSE) là quá ít, thời gian nghiên cứu trong sáu năm (2007-2012) để thực hiện nghiên cứu là quá ngắn, chưa thể đại diện cho toàn bộ doanh nghiệp ở Việt Nam.
Tính đại diện của các công ty niêm yết trên sàn chứng khoán TPHCM (HOSE) chưa cao do nhiều công ty lớn chưa niêm yết trên thị trường này.
Bài nghiên cứu chỉ mang tính khái quát, chưa đi vào nghiên cứu theo từng ngành để cung cấp cho cái nhìn toàn diện hơn về hiệu quả quản lý vốn luân chuyển.
Những hạn chế trên nên được khắc phục và mở rộng trong các nghiên cứu tiếp theo.
TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt:
1. Dương Hữu Hạnh, 2005. Quản trị tài chính doanh nghiệp. Hà Nội: NXB Thống kê.
2. Hoàng Trọng – Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008. Phân tích dữ liệu nghiên cứu với SPSS. Đại Học Kinh Tế TP.HCM: NXB Hồng Đức.
3. Nguyễn Tấn Bình, 2007. Quản trị tài chính ngắn hạn. Hà Nội: NXB Thống kê.
4. Phạm Trí Cao, Vũ Minh Châu, 2009. Kinh tế lượng ứng dụng, NXB Thống kê.
5. Trần Ngọc Thơ, 2007. Tài chính doanh nghiệp hiện đại. NXB Thống kê.
Tiếng Anh:
6. Dandapani, K., Chang, C., and Prakash, A., 1993. Current Asset Policies of European and Asian Corporations: a Critical Examination, Working Paper.
7. Deloof, M, 2003. “Does working capital management affect profitability of Belgian firms?”, Journal of Business Finance & Accounting, Vol. 30, Nos. 3- 4, pp. 573-587.
8. Ganesan, V., 2007, An Analysis of Working Capital Management Efficiency in Telecommunication Equipment Industry, Rivier Academic Journal, Volume 3, Number 2.
9. Gentry, A., Vaidyanathan, R., Wai L., 1990, A Weighted Cash Conversion Cycle, Financial Management 19 (No.1, Spring), 90-99.
10. Moussawi, LaPlante and Kieschnick, 2006. “Corporate working capital management: Determinants and Consequences”. Working Paper, The Wharton School.
11. Nobanee, Wasim K. AlShattarat, Ayman E. Haddad, 2010. “Optimizing Working Capital Management”. International Journal of Strategic Management, Kuwait
12. Richards, D. Laughlin, J., 1980, A Cash Conversion Cycle Approach to Liquidity Analysis, Financial Management 9, 1, 32-38.
13. Ross, S., Westerfield, R., and Jordan, B., 2008, Corporate Finance Fundamentals, 8th Edition, Mcgraw Hill.
14. Shin, H. H., & Soenen, L, 1998. “Efficiency of working capital management and corporate profitability”, Financial Practice and Education, 8(2), pp. 37-45.
PHẦN PHỤ LỤC Bảng 4.3: Thống kê mô tả
Date: 09/23/13 Time: 10:42 Sample: 2007 2012
ois ois(-1) rcp qr icp pdp ccc tde sg oc ntc
Mean 0.074584 0.079266 53.78802 1.390565 69.40321 113.791 9.399812 1.232162 0.177993 123.1912 16.10997 Median 0.054549 0.067086 46.13202 0.955594 68.54087 107.446 1.975706 1.054278 0.174384 127.2159 7.554007 Maximum 0.273843 0.27736 190.0097 9.803861 185.3646 282.197 157.3488 4.024653 1.102508 300.5292 147.0752 Minimum -0.08146 -0.08146 3.594531 0.225217 1.767111 4.06081 -234.858 0.051946 -0.57797 7.416354 -177.55 Std. Dev. 0.065031 0.064738 33.82477 1.192224 38.5688 60.0846 53.7028 0.950675 0.26512 58.15694 47.57483 Skewness 0.902246 0.872571 1.052061 2.619403 0.412088 0.5127 -0.23963 0.778694 0.285183 0.109835 -0.00342 Kurtosis 3.665751 3.640488 4.370246 13.76357 2.708538 2.73921 4.495217 2.784465 3.977838 2.587437 3.747571 Jarque-Bera 38.53556 35.99735 65.67608 1492.703 7.960595 11.6609 25.68094 25.7491 13.34879 2.275655 5.821974 Probability 0 0 0 0 0.01868 0.00294 0.000003 0.000003 0.001263 0.320515 0.054422 Sum 18.64611 19.81644 13447.01 347.6413 17350.8 28447.9 2349.953 308.0404 44.49816 30797.81 4027.492 Sum Sq. Dev. 1.053037 1.043562 284884.7 353.9282 370400.6 898931 718113.7 225.042 17.50181 842175.3 563577.6 Observations 250 250 250 250 250 250 250 250 250 250 250
Nguồn: Tác giả tính toán từ chương trình Eviews
Bảng 4.4: Ma trận tƣơng quan
ois ois(-1) rcp qr icp pdp ccc tde sg oc ntc ois 1 ois(-1) 0.786182 1 rcp 0.047247 0.085512 1 qr 0.206295 0.198092 0.288412 1 icp 0.249193 0.283482 0.287664 -0.10899 1 pdp 0.169955 0.193596 0.356365 -0.37811 0.573897 1 ccc 0.018575 0.040852 0.437735 0.526419 0.257279 -0.48221 1 tde -0.15187 -0.09461 -0.16467 -0.48669 -0.08568 0.334137 -0.5391 1 sg 0.130442 0.061528 -0.14648 -0.05549 -0.0104 -0.02563 -0.07105 0.08368 1 oc 0.19274 0.237736 0.772386 0.09546 0.830494 0.587865 0.425216 -0.1526 -0.09209 1 ntc 0.073712 0.083393 0.52461 0.547987 0.292407 -0.40015 0.988137 -0.56727 -0.07292 0.49904 1
Phụ lục 1: Bảng kết quả kiểm định hồi quy dữ liệu bảng theo phƣơng pháp mô hình hồi quy gộp (POOL)
Dependent Variable: OIS Method: Panel Least Squares Date: 09/24/13 Time: 21:59 Sample (adjusted): 2008 2012 Periods included: 5
Cross-sections included: 50
Total panel (balanced) observations: 250
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
ois(-1) 0.700446 0.041944 16.69949 0.0000 rcp -0.002458 0.000512 -4.799719 0.0000 qr 0.003510 0.002775 1.265030 0.2071 icp -0.001977 0.000441 -4.482745 0.0000 pdp 0.002049 0.000425 4.824250 0.0000 tde -0.000766 0.003494 -0.219349 0.8266 sg 0.016869 0.009288 1.816167 0.0706 ntc 0.002392 0.000529 4.518400 0.0000 c 0.009773 0.008907 1.097314 0.2736
R-squared 0.670406 Mean dependent var 0.074584
Adjusted R-squared 0.659465 S.D. dependent var 0.065031 S.E. of regression 0.037949 Akaike info criterion -3.669800 Sum squared resid 0.347074 Schwarz criterion -3.543028 Log likelihood 467.7250 Hannan-Quinn criter. -3.618778
F-statistic 61.27540 Durbin-Watson stat 2.070891
Prob(F-statistic) 0.000000
Phụ lục 2: Bảng kết quả kiểm định hồi quy dữ liệu bảng theo phƣơng pháp mô hình ảnh hƣởng cố định FEM (Fixed Effect Model)
Dependent Variable: OIS Method: Panel Least Squares Date: 09/24/13 Time: 22:02 Sample (adjusted): 2008 2012 Periods included: 5
Cross-sections included: 50
Total panel (balanced) observations: 250
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
ois(-1) 0.237873 0.061346 3.877561 0.0001 rcp -0.004694 0.000661 -7.105448 0.0000 qr 0.007438 0.003229 2.303412 0.0223 icp -0.004134 0.000547 -7.560923 0.0000 pdp 0.004001 0.000529 7.557823 0.0000 tde -0.006308 0.006683 -0.943870 0.3464 sg 0.011329 0.008376 1.352579 0.1778 ntc 0.004603 0.000639 7.205453 0.0000 c 0.061158 0.013788 4.435709 0.0000 Effects Specification
Cross-section fixed (dummy variables)
R-squared 0.828186 Mean dependent var 0.074584
Adjusted R-squared 0.777179 S.D. dependent var 0.065031 S.E. of regression 0.030697 Akaike info criterion -3.929250 Sum squared resid 0.180926 Schwarz criterion -3.112271 Log likelihood 549.1562 Hannan-Quinn criter. -3.600439 F-statistic 16.23664 Durbin-Watson stat 2.106965 Prob(F-statistic) 0.000000
Phụ lục 3: Bảng kết quả kiểm định hồi quy dữ liệu bảng theo phƣơng pháp mô hình ảnh hƣởng ngẫu nhiên REM (Random Effects Model)
Dependent Variable: OIS
Method: Panel EGLS (Cross-section random effects) Date: 09/24/13 Time: 22:03
Sample (adjusted): 2008 2012 Periods included: 5
Cross-sections included: 50
Total panel (balanced) observations: 250
Swamy and Arora estimator of component variances
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
ois(-1) 0.700446 0.033929 20.64456 0.0000 rcp -0.002458 0.000414 -5.933601 0.0000 qr 0.003510 0.002245 1.563879 0.1192 icp -0.001977 0.000357 -5.541745 0.0000 pdp 0.002049 0.000344 5.963926 0.0000 tde -0.000766 0.002826 -0.271168 0.7865 sg 0.016869 0.007513 2.245217 0.0257 ntc 0.002392 0.000428 5.585823 0.0000 c 0.009773 0.007205 1.356543 0.1762 Effects Specification S.D. Rho Cross-section random 0.000000 0.0000 Idiosyncratic random 0.030697 1.0000 Weighted Statistics
R-squared 0.670406 Mean dependent var 0.074584
Adjusted R-squared 0.659465 S.D. dependent var 0.065031 S.E. of regression 0.037949 Sum squared resid 0.347074 F-statistic 61.27540 Durbin-Watson stat 2.070891 Prob(F-statistic) 0.000000
Unweighted Statistics
R-squared 0.670406 Mean dependent var 0.074584
Sum squared resid 0.347074 Durbin-Watson stat 2.070891
Phụ lục 4: Bảng kết quả kiểm định Likelihood Ratio