Tải bản đầy đủ
3 KẾT QUẢ HỒI QUY OLS

3 KẾT QUẢ HỒI QUY OLS

Tải bản đầy đủ

37

3.3.1 Mô hình 1
Bảng IV
Tác động của quản trị vốn luân chuyển lên dòng tiền hoạt động

β0
D1
D2
QRit
LTDEit
SGit
SIZEit
RCPit

1

2

3

4

6,392
(0,857)
2,853
(1,596)
6,087
(3,439)
-0,016***
(-11,398)
0,029***
(2,999)
-0,002
(-0,771)
-0,044
(-0,077)
-0,019*
(-1,940)

9,361
(1,306)
3,255
(1,889)
6,050
(3,539)
-0,017***
(-12,502)
0,019**
(2,038)
-0,003
(-1,067)
0,170
(0,309)

4,107
(0,552)
3,099
(1,734)
6,120
(3,451)
-0,016***
(-11,254)
0,030***
(3,172)
-0,002
(-0,711)
-0,001
(-0,003)

6,917
(0,955)
2,947
(1,690)
5,678
(3,279)
-0,016***
(-11,897)
0,018*
(1,916)
-0,003
(-1,009)
0,177
(0,318)

Nghịch biến
Đồng biến
Không
Không

Nghịch biến
0,004
(0,631)

PDPit

Không

R2

0,129

0,187

0,126

-0,034***
(-7,367)
0,167

Ajd. R2

0,123

0,182

0,120

0,162

CCCit

(*):

-

Nghịch biến
-0,061***
(-9,054)

ICPit

Tác động

Mức ý nghĩa thống kê 10%

(**): Mức ý nghĩa thống kê 5%
(***): Mức ý nghĩa thống kê 1%
Tất cả các số trong dấu ngoặc đơn là giá trị thống kê t

Nghịch biến

-

-

38

Bảng IV trình bày kết quả nhận được sau khi tiến hành hồi quy 4 phương
trình của mô hình 1. Dựa vào các giá trị thống kê t và mức ý nghĩa hai phía
quan sát được của kiểm định t đối với giả thiết về các hệ số hồi quy, ta thấy
năm biến độc lập QRit, LTDEit, RCPit, ICPit và CCCit có tương quan có ý
nghĩa thống kê với OCFTSit, cụ thể:


LTDEit có tương quan dương với OCFTSit vì trong 4 phương trình,

dấu của hệ số β đều là dấu (+) và độ tin cậy trên 90%


Bốn biến QRit, RCPit, ICPit và CCCit có tương quan âm với OCFTSit.

Điều này thể hiện qua dấu của các hệ số β đều là dấu (-) và độ tin cậy trên 90%.
Ba biến còn lại PDPit, SIZEit và SGit đều không có tương quan có ý nghĩa
thống kê với OCFTSit vì có độ tin cậy nhỏ hơn 90%.
Như vậy, kết quả này chỉ ra rằng kỳ thu tiền khách hàng (RCP), kỳ chuyển
đổi hàng tồn kho (ICP) và chu kỳ tiền mặt (CCC) có tác động ngược chiều
đối với tỉ số dòng tiền hoạt động trên doanh thu (OCFTS) của công ty. Điều
này có nghĩa là việc giảm thời gian thu tiền khách hàng, thời gian tồn kho
hàng hóa, đồng thời rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt sẽ làm tăng dòng
tiền hoạt động của công ty.
Bảng IV còn cho thấy mối quan hệ nghịch biến giữa QR và OCFTS. Tỉ số
thanh toán nhanh (QR) là một chỉ tiêu về khả năng chi trả ngắn hạn của
một công ty, đó là khả năng thanh toán các khoản nợ ngắn hạn bằng những
tài sản có tính thanh khoản cao nhất. Do đó, khi khả năng thanh toán nhanh
tăng lên sẽ làm cho dòng tiền hoạt động giảm xuống.
Ngược lại, mối quan hệ đồng biến giữa LTDE và OCFTS cho thấy khi tăng
tỉ lệ nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu thì dòng tiền cũng tăng lên. Các công
ty thường sử dụng đòn bẩy tài chính như một công cụ hữu hiệu để khuếch
đại dòng tiền vì việc sử dụng đòn bẩy tài chính sẽ tạo ra cho công ty một
dòng tiền vào từ tấm chắn thuế. Do đó, khi công ty tăng tỉ lệ nợ sẽ làm tăng
dòng tiền hoạt động.

39

Nghiên cứu của nhóm tác giả Haitham Nobanee và Maryam AlHajjar trên
thị trường chứng khoán Mỹ [6] cho thấy có mối quan hệ nghịch biến giữa tỉ
số dòng tiền hoạt động trên doanh thu (OCFTS) với kỳ thanh toán cho nhà
cung cấp (PDP), nghĩa là việc kéo dài thời gian trả tiền cho người bán sẽ
làm dòng tiền hoạt động của công ty giảm xuống do việc trì trệ trong thanh
toán sẽ ảnh hưởng xấu đến uy tín của công ty, từ đó cũng có tác động tiêu
cực lên dòng tiền hoạt động. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu cho thấy ở Việt
Nam, mối tương quan giữa hai biến trên không có ý nghĩa thống kê.
Nguyên nhân sự khác biệt này có thể là do các công ty ở Việt Nam có PDP
tương đối ngắn (trung bình là 60 ngày) nên thời gian chiếm dụng vốn của
người bán tác động không đáng kể đến dòng tiền của công ty. Ngoài ra, quy
mô công ty (SIZE) và tốc độ tăng trưởng doanh thu (SG) cũng không ảnh
hưởng đến dòng tiền hoạt động của công ty.
Như vậy, từ kết quả phân tích hồi quy, ta có thể chấp nhận ba giả thiết
nghiên cứu H1, H2 và H3 của mô hình 1. Các giả thiết này cho rằng việc
rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC), kỳ phải thu khách hàng (RCP)
và kỳ chuyển đổi hàng tồn kho (ICP) sẽ làm tăng dòng tiền hoạt động của
công ty. Còn đối với giả thiết H4 cho rằng việc rút ngắn kỳ thanh toán cho
nhà cung cấp (PDP) sẽ làm tăng dòng tiền hoạt động của công ty, ta chưa
có đủ cơ sở để chấp nhận hay bác bỏ giả thiết này.

40

3.3.2 Mô hình 2
Bảng V
Tác động của quản trị vốn luân chuyển lên khả năng sinh lợi

β0
D1
D2
QRit
LTDEit
SGit
SIZEit
RCPit

1

2

3

4

-15,662

-16,501

-16,710

-16,895

(-8,100)

(-8,528)

(-8,543)

(-8,711)

-0,152

0,075

0,018

0,025

(-0,327)

(0,161)

(0,039)

(0,052)

0,554

0,598

0,663

0,536

(1,207)

(1,295)

(1,423)

(1,155)

0,001**

0,001*

0,001*

0,001*

(2,138)

(1,907)

(2,223)

(2,206)

-0,022***

-0,022***

-0,020***

-0,022***

(-8,881)

(-8,875)

(-7,934)

(-8,842)

0,002***

0,002***

0,003***

0,002***

(3,117)

(3,098)

(3,266)

(3,111)

1,663***

1,716***

1,663***

1,717***

(11,261)

(11,545)

(11,083)

(11,502)

-0,017***
-0,010***

Đồng biến
Nghịch biến
Đồng biến
Đồng biến

Nghịch biến

(-5,471)
-0,005***

PDPit

Nghịch biến

(-3,129)
-0,006***

CCCit
R2

0,172

0,162

0,146

(-4,543)
0,155

Ajd. R2

0,167

0,156

0,141

0,149

(*):

-

Nghịch biến

(-6,598)

ICPit

Tác động

Mức ý nghĩa thống kê 10%

(**): Mức ý nghĩa thống kê 5%
(***): Mức ý nghĩa thống kê 1%
Tất cả các số trong dấu ngoặc đơn là giá trị thống kê t

Nghịch biến
-

41

Bảng V trình bày kết quả nhận được sau khi tiến hành hồi quy 4 phương
trình của mô hình 2. Dựa vào các giá trị thống kê t và mức ý nghĩa hai phía
quan sát được của kiểm định t đối với giả thiết về các hệ số hồi quy, ta thấy
tất cả các biến độc lập bao gồm QRit, LTDEit, SGit, SIZEit, RCPit, ICPit,
PDPit và CCCit đều có tương quan có ý nghĩa thống kê với ROAit. Cụ thể:


Ba biến QRit ,SGit và SIZEit có tương quan dương với ROAit vì trong

4 phương trình, dấu của các hệ số β đều là dấu (+) và độ tin cậy đều trên 90%.


Ngược lại, năm biến LTDEit, RCPit, ICPit, PDPit và CCCit có tương

quan âm với ROAit. Điều này thể hiện qua dấu của các hệ số β đều là dấu (-)
và độ tin cậy trên 99%.
Như vậy, kết quả này chỉ ra mối quan hệ giữa tỉ số thanh toán nhanh (QR)
và tỉ số lợi nhuận ròng trên tổng tài sản (ROA) là đồng biến, nghĩa là khi
khả năng thanh khoản của công ty tăng lên thì khả năng sinh lợi cũng được
cải thiện. Kết quả nghiên cứu còn cho thấy lợi nhuận hoạt động tương quan
dương với qui mô công ty (SIZE), do đó, những công ty có qui mô lớn hơn
dường như có nhiều lợi thế để thu được lợi nhuận cao hơn. Ngoài ra, khi
doanh thu tăng lên thì lợi nhuận cũng sẽ tăng theo, thể hiện qua mối quan
hệ đồng biến giữa tốc độ tăng trưởng doanh thu (SG) và khả năng sinh lợi
(ROA).
Mối tương quan giữa tỉ lệ nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu (LTDE) và khả
năng sinh lợi (ROA) là nghịch biến. Mặc dù việc sử dụng đòn bẩy tài chính
sẽ làm tăng giá trị công ty do tận dụng được chi phí vay rẻ hơn so với chi
phí sử dụng vốn cổ phần và lợi ích từ tấm chắn thuế nhưng nó cũng tạo ra
áp lực cho công ty vì các khoản chi trả lãi vay và nợ gốc là nghĩa vụ bắt
buộc. Do đó, công ty muốn tăng lợi nhuận thì phải giảm việc sử dụng đòn
bẩy tài chính bởi vì một công ty được tài trợ nhiều từ nợ sẽ có rủi ro lớn.

42

Tương tự như các nghiên cứu trước đây ở Tây Ban Nha [10] và Nhật Bản
[7] đều cho thấy mối quan hệ nghịch biến giữa khả năng sinh lợi với kỳ thu
tiền khách hàng (RCP), kỳ chuyển đổi hàng tồn kho (ICP), kỳ thanh toán
cho nhà cung cấp (PDP) và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC). Điều đó có
nghĩa là việc rút ngắn thời gian thu tiền khách hàng, thời gian tồn kho hàng
hóa, thời gian trả tiền cho người bán và chu kỳ tiền mặt sẽ làm lợi nhuận
hoạt động của công ty tăng lên. Tuy nhiên, việc giảm số ngày tồn kho (ICP)
có thể làm gia tăng chi phí thiệt hại do không có hàng, hậu quả là công ty
sẽ bị mất nhiều cơ hội kinh doanh, dẫn đến giảm lợi nhuận. Do đó, các nhà
quản lý phải tính toán kỹ lưỡng, tránh thiếu hụt hàng hóa vì điều đó sẽ gây
tác động xấu đến lợi nhuận của công ty.
Mặc dù việc kéo dài kỳ hạn thanh toán cho khách hàng (RCP) có thể làm
tăng doanh thu, từ đó làm lợi nhuận tăng theo nhưng nó cũng tăng rủi ro
cho công ty. Do đó, một chính sách tín dụng chặt chẽ với kỳ hạn thanh toán
ngắn hơn sẽ cải thiện lợi nhuận tốt hơn. Tương tự, việc kéo dài thời gian
thanh toán tiền hàng hóa cho nhà cung cấp (PDP) có một chi phí ẩn khá cao
do công ty đã bỏ qua các khoản chiết khấu thanh toán, ngoài ra việc này
còn có thể gây tổn hại đến uy tín của chính công ty và làm giảm lợi nhuận
trong dài hạn. Ta thấy rõ ràng rằng các công ty có sẵn tiền mặt sẽ mua được
hàng hóa từ các nhà cung cấp với giá tốt hơn trong khi các công ty có khả
năng sinh lợi thấp thường trì trệ trong việc trả tiền cho người bán do họ
thường xuyên gặp khó khăn về thanh khoản.
Như vậy, từ kết quả phân tích hồi quy, ta có cơ sở để chấp nhận bốn giả
thiết nghiên cứu H5, H6, H7 và H8 của mô hình 2. Nhóm giả thiết này cho
rằng việc rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC), kỳ phải thu khách
hàng (RCP), kỳ chuyển đổi hàng tồn kho (ICP) và kỳ thanh toán cho nhà
cung cấp (PDP) sẽ làm tăng hiệu quả hoạt động của công ty.

43

3.4.

KIỂM ĐỊNH THỐNG KÊ

3.4.1 Kiểm định sự phù hợp của mô hình (Phân tích phương sai)
Sau khi xây dựng xong một mô hình hồi quy tuyến tính, vấn đề quan tâm
đầu tiên là ta phải xem xét độ phù hợp của mô hình đối với tập dữ liệu qua
giá trị R2. Để kiểm định độ phù hợp của mô hình hồi quy tổng thể, ta cần
kiểm định giả thiết H0: R2 = 0. Từ bảng phân tích phương sai ANOVA
(ANalysis Of VAriance), ta thấy giá trị F của tất cả các phương trình hồi
quy đều có xác suất rất nhỏ 2 nên ta an toàn bác bỏ giả thiết H0 và kết luận
mô hình hồi quy tuyến tính xây dựng được phù hợp với tổng thể.
3.4.2 Kiểm định vấn đề đa cộng tuyến
Trong ma trận tương quan Pearson đã trình bày ở phần 3.2, ta thấy tương
quan giữa một số biến độc lập tương đối cao, cụ thể hệ số tương quan giữa
chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) với kỳ phải thu khách hàng (RCP), kỳ
chuyển đổi hàng tồn kho (ICP) và kỳ thanh toán cho nhà cung cấp (PDP)
lần lượt là 0,463; 0,686 và -0,469. Vấn đề này phải được kiểm định để xem
trong tất cả các mô hình, hiện tượng đa cộng tuyến có xảy ra hay không.
Để phát hiện trường hợp một biến có tương quan tuyến tính mạnh với các
biến còn lại của mô hình, ta sử dụng hệ số nhân tử phóng đại phương sai
(VIF-Variance Inflation Factor). Theo quy tắc kinh nghiệm, khi VIFj>10
thì mức độ cộng tuyến được xem là cao và khi đó, các hệ số hồi quy được
ước lượng với độ chính xác không cao.
Từ kết quả hồi quy OLS, ta thấy giá trị VIF của tất cả các hệ số trong các
phương trình hồi quy của hai mô hình dao động trong khoảng từ 1,009 đến

2

Xem phần phụ lục

44

1,3653. Như vậy, ta có thể kết luận không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy
ra giữa các biến trong các mô hình hồi quy.
3.4.3 Kiểm định d của Durbin – Watson
Sau khi kiểm định sự phù hợp của mô hình cũng như kiểm định vấn đề đa
cộng tuyến, bước tiếp theo ta phải kiểm định xem trong mô hình, hiện
tượng tự tương quan có xảy ra hay không. Khi có hiện tượng tự tương
quan, tuy các ước lượng OLS vẫn là các ước lượng không chệch nhưng
chúng không phải là ước lượng hiệu quả nữa. Nói cách khác, ước lượng
OLS không phải là ước lượng không chệch tốt nhất. Phương pháp kiểm
định có ý nghĩa nhất để phát hiện có tự tương quan xảy ra trong mô hình
hồi quy hay không là kiểm định d của Durbin – Watson.
Vì nghiên cứu có cỡ mẫu lớn nên các giá trị dùng để kiểm định không có
trong bảng tra. Do đó, ta dùng phương pháp kinh nghiệm như sau:


Khi 1


Khi 0


Khi 3
Từ kết quả hồi quy OLS, ta thấy giá trị d của các phương trình hồi quy
trong mô hình 1 lần lượt là 1,969; 1,967; 1,963; 1,989 và mô hình 2 lần
lượt là 1,421; 1,448; 1,428; 1,427 4. Như vậy, ta có thể kết luận không có
hiện tượng tự tương quan xảy ra trong các mô hình hồi quy.
Tóm lại, qua các thủ tục kiểm định cần thiết, ta thấy mô hình hồi quy xây
dựng được là một mô hình tốt vì phù hợp với tập dữ liệu, đồng thời không
xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến hay tự tương quan trong mô hình.
3
4

Xem phần phụ lục
Xem phần phụ lục

45

KẾT LUẬN CHƯƠNG 3
Qua phần thống kê mô tả, ta có thể thấy được các công ty ở Việt Nam có
kỳ thu tiền khách hàng (RCP) và kỳ thanh toán cho người bán (PDP) tương
đối ngắn trong khi kỳ chuyển đổi hàng tồn kho (ICP) lại khá dài. Kết quả là
chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) bị kéo dài, điều này cũng có nghĩa là
hiệu quả quản lý vốn luân chuyển không cao.
Từ kết quả hồi quy nhận được, ta thấy:


Việc giảm thời gian thu tiền khách hàng (RCP), thời gian tồn kho
hàng hóa (ICP), đồng thời rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt
(CCC) sẽ làm tăng dòng tiền hoạt động của công ty. Ngoài ra, kỳ
thanh toán cho nhà cung cấp (PDP) không có tương quan có ý nghĩa
thống kê với dòng tiền hoạt động của công ty.



Việc rút ngắn thời gian thu tiền khách hàng (RCP), thời gian tồn kho
hàng hóa (ICP), thời gian trả tiền cho người bán (PDP) và chu kỳ
tiền mặt (CCC) sẽ góp phần cải thiện khả năng sinh lợi của công ty.

46

CHƯƠNG 4
KẾT LUẬN, MỘT SỐ GỢI Ý CHÍNH SÁCH
VÀ HẠN CHẾ CỦA ĐỀ TÀI
Chương này trình bày những kết luận rút ra từ kết quả nghiên cứu, từ đó
đưa ra một số gợi ý chính sách trong quản trị vốn luân chuyển nhằm nâng
cao hiệu quả hoạt động của các công ty cổ phần niêm yết trên thị trường
chứng khoán Việt Nam và cuối cùng là những điểm còn hạn chế của đề tài,
đây cũng là cơ sở cho hướng nghiên cứu tiếp theo.
4.1

KẾT LUẬN

Các nghiên cứu trước đây trong lĩnh vực quản trị vốn luân chuyển cho rằng
có mối tương quan mạnh giữa chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và khả năng sinh
lợi của công ty. Ba thành phần của chu kỳ tiền mặt gồm kỳ phải thu khách
hàng, kỳ chuyển đổi hàng tồn kho và kỳ thanh toán cho nhà cung cấp được
quản lý theo những cách khác nhau để tối đa hóa lợi nhuận hoặc để thúc
đẩy tăng trưởng. Tuy nhiên, để đạt được giá trị tối đa, trạng thái cân bằng
phải được duy trì trong ba thành phần này.
Các nghiên cứu trước đây chủ yếu đi sâu vào phương pháp quản trị hàng
tồn kho tối ưu hoặc quản trị tín dụng tối ưu nhằm tối đa hóa lợi nhuận. Kết
quả thực nghiệm cho thấy cách quản lý vốn luân chuyển có tác động đáng
kể lên khả năng sinh lợi của công ty. Ngoài ra, phương pháp quản lý vốn
luân chuyển cũng khác nhau tùy vào qui mô hoạt động của công ty. Các
công ty lớn thường tập trung vào quản trị tiền mặt, trong khi các công ty
nhỏ hơn thì tập trung quản trị hàng tồn kho còn các công ty có khả năng
sinh lợi thấp lại đặc biệt quan tâm đến quản trị tín dụng.

47

Tín dụng thương mại là một phương tiện để thu hút khách hàng mới. Nhiều
công ty đã thay đổi các điều khoản tín dụng chuẩn của họ để lôi kéo các
khách hàng mới và để giành được các đơn hàng lớn. Việc mở rộng tín dụng
có thể kích thích doanh thu tăng lên bởi vì nó cho khách hàng một khoảng
thời gian để kiểm tra lại số lượng cũng như chất lượng sản phẩm trước khi
thanh toán. Tín dụng thương mại cũng là một cách giảm giá hữu hiệu, giúp
công ty duy trì mối quan hệ lâu dài với khách hàng. Tuy nhiên, điều đó có
thể làm cho bộ phận tài chính của công ty phải đối mặt với các vấn đề về
thanh khoản và dòng tiền.
Bên cạnh quản trị tín dụng, quản trị hàng tồn kho cũng là một vấn đề không
kém phần quan trọng. Việc duy trì mức tồn kho cao sẽ giúp doanh nghiệp
tránh được sự gián đoạn trong quá trình sản xuất và thua lỗ trong kinh
doanh do khan hiếm hàng hóa, giảm được chi phí cung ứng và hạn chế sự
biến động về giá cả. Mặc dù vậy, một công ty có lượng hàng tồn kho lớn và
chính sách tín dụng thiếu chặt chẽ có thể phải gánh chịu sự sụt giảm về khả
năng sinh lợi. Do đó, đầu tư nhiều vào hàng tồn kho sẽ giúp công ty giảm
thiểu rủi ro nhưng đồng thời cũng làm giảm khả năng sinh lợi của công ty.
Bài nghiên cứu này phân tích tác động của quản trị vốn luân chuyển lên
khả năng sinh lợi và dòng tiền hoạt động của công ty, được tiến hành dựa
trên một mẫu gồm 365 công ty phi tài chính niêm yết trên Sở giao dịch
chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) và Sở giao dịch chứng
khoán Hà Nội (HNX) trong giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2010.
Bài nghiên cứu này đã cung cấp một bằng chứng thực nghiệm về tác động
của quản lý vốn luân chuyển lên dòng tiền và khả năng sinh lợi, đồng thời
thiết lập mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa chu kỳ chuyển đổi tiền mặt