Mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và tỷ suất sinh lợi của các công ty cổ phần Việt Nam

Mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và tỷ suất sinh lợi của các công ty cổ phần Việt Nam

TÓM TẮT ĐỀ TÀI

o Lý do chọn đề tài

Quản trị vốn luân chuyển luôn là vấn đề được các giám đốc tài chính và các nhà khoa học quan tâm vì có tác động lớn đến thành quả hoạt động của công ty, thể hiện ở tỷ suất sinh lợi Hiểu được tầm quan trọng của vấn đề này, mục tiêu của bài nghiên cứu là xem xét tác động của các thành phần vốn luân chuyển lên tỷ suất sinh lợi của doanh nghiệp

o Mục tiêu nghiên cứu

 Liệu có tồn tại mối quan hệ giữa các thành phần của vốn luân chuyển và tỷ suất sinh lợi?

 Mối tương quan này là âm hay dương, có ý nghĩa hay không?

 Có thể dự đoán được tỷ suất sinh lợi dựa vào cấu trúc vốn luân chuyển trong doanh nghiệp thông qua mô hình hồi quy?

Dữ liệu nghiên cứu của đề tài bao gồm 74 công ty được niêm yết trên sàn chứng khoán

Hồ Chí Minh (HOSE), Việt Nam Những công ty này không bao gồm các công ty tài chính và các công ty tiện ích cộng đồng theo phân loại ngành của VCSC (công ty cổ phần chứng khoán Bản Việt) Những công ty được đưa vào nghiên cứu phải có đầy đủ bộ dữ liệu trong giai đoạn 2007-2012, liên tục hoạt động trong giai đoạn này và tiếp tục hoạt động trong năm 2013

Đề tài xem xét mối quan hệ giữa các biến đại diện cho các thành phần của vốn luân chuyển và các biến đại diện cho tỷ suất sinh lợi là mối quan hệ tuyến tính

Phương pháp nghiên cứu được sử dụng là phân tích thống kê mô tả, tương quan Pearson,

và hồi quy các mô hình random effect với dữ liệu bảng (panel data), với RCP,ICP, PDP, CCC, CR, DR, LNS là biến độc lập và ROA, GOP là biến phụ thuộc

Các biến được đưa vào mô hình bao gồm: tỷ suất sinh lợi gộp, tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản, khoản phải thu bình quân ngày, vòng quay hàng tồn kho theo ngày, chu kì khoản phải trả, vòng quay tiền mặt, tỷ số nợ, tỷ số thanh toán hiện hành, quy mô công ty

 Mô hình hồi quy được sử dụng :

o Nội dung nghiên cứu

Nội dung nghiên cứu chỉ ra mối tương quan giữa khoản phải thu bình quân ngày với tỷ suất sinh lợi (đại diện bởi GOP và ROA) là tương quan âm có ý nghĩa thống kê, khá phù hợp với những nghiên cứu trước Điều này thể hiện rằng, doanh nghiệp có thể gia tăng tỷ suất sinh lợi bằng cách giảm khoản phải thu bình quân ngày

Ngoài ra, đề tài cũng chứng minh được mối quan hệ giữa tỷ số nợ, tỷ số thanh toán hiện hành với tỷ suất sinh lợi là tương quan âm có ý nghĩa thống kê Điều này cho thấy rằng

đảm bảo tính thanh khoản và gia tăng tỷ suất sinh lợi luôn là hai mục tiêu đối nghịch nhau Do đó, doanh nghiệp phải có chiến lược tài chính đúng đắn để có sự hòa hợp giữa hai mục tiêu này, hướng tới lợi ích trong ngắn hạn và dài hạn, sao cho giá trị doanh nghiệp là lớn nhất

Trong khi đó, quy mô công ty lại có tác động cùng chiều lên tỷ suất sinh lợi Quy mô công ty lớn hơn, tỷ suất sinh lợi có thể cao hơn Với các thành phần khác của vốn luân chuyển như vòng quay hàng tồn kho theo ngày, chu kì khoản phải trả thì nghiên cứu này chưa tìm ra được chứng cứ thuyết phục về tác động của chúng lên tỷ suất sinh lợi với những tương quan trái chiều và không có ý nghĩa thống kê khi chạy hồi quy

Ở phần mở rộng của đề tài, bài nghiên cứu đã chứng minh được mối quan hệ giữa vòng quay tiền mặt và tỷ suất sinh lợi là phi tuyến tính, được thể hiện bởi một đồ thị hàm số bậc hai hình chữ U Tùy theo từng giá trị của vòng quay tiền mặt mà mối tương quan giữa vòng quay tiền mặt và tỷ suất sinh lợi là âm hay dương

Những kết quả nghiên cứu của đề tài này rất hữu ích ở thị trường Việt Nam và là cơ sở tham chiếu cho các nhà quản trị để đưa ra các quyết định tài chính hướng tới mục tiêu gia tăng giá trị doanh nghiệp Ngoài ra, các nhà đầu tư có thể dự đoán tỷ suất sinh lợi của công ty và đưa ra những chiến lược đầu tư hợp lí trong các danh mục đầu tư nhằm gia tăng tỷ suất sinh lợi mong đợi

Trong các nghiên cứu tiếp theo với điều kiện về thời gian và dữ liệu tốt hơn, hướng nghiên cứu sẽ là phân chia thành hai giai đoạn trước và sau khủng hoảng để thấy được ảnh hưởng của khủng hoảng đến chính sách và tình hình kinh doanh thực tế của các doanh nghiệp

Ngoài ra, yếu tố ngành là yếu tố quan trọng tác động lên tỷ suất sinh lợi của các doanh nghiệp, các nghiên cứu trong tương lai nên chú trọng vấn đề này, có thể đưa thêm các biến giả thể hiện sự phân loại ngành vào mô hình

MỤC LỤC

1 GIỚI THIỆU 1

2 TỔNG QUAN NHỮNG NGHIÊN CỨU TRƯỚC: 5

2.1 Các nghiên cứu với kết quả tương quan âm giữa vốn luân chuyển và tỷ suất sinh lợi………… 5

2.2 Các nghiên cứu với kết quả tương quan dương giữa vốn luân chuyển và tỷ suất sinh lợi 7

3 PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU: 10

4 KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM: 13

4.1 Thống kê mô tả 13

4.2 Phân tích tương quan Pearson 17

4.3 Phân tích hồi quy: 21

4.3.1 Kiểm định Hausman 21

4.3.2 Kiểm định Breusch-Pagan Lagrange Multiplier 22

4.3.3 Tổng hợp kết quả chạy mô hình 26

4.4 Ý nghĩa của kết quả hồi quy 29

4.4.1 Ý nghĩa của các hệ số hồi quy, hệ số xác định trong các mô hình 29

4.4.2 Xem xét tính phù hợp và các hiện tượng đa cộng tuyến, tự tương quan trong mô hình, kiểm định quan hệ nhân quả Granger giữa các biến 32

5 MỞ RỘNG ĐỀ TÀI: XEM XÉT MỐI QUAN HỆ GIỮA VÒNG QUAY TIỀN MẶT VÀ TỶ SUẤT SINH LỢI LÀ PHI TUYẾN TÍNH 37

5.1 Mô hình hồi quy: 37

5.2 Kết quả thực nghiệm: 37

5.3 Xem xét đồ thị thể hiện mối quan hệ giữa vòng quay tiền mặt và tỷ suất sinh lợi:………… 39

6 KẾT LUẬN CỦA BÀI NGHIÊN CỨU: 41

6.1 Kết luận: 41

6.2 Những hạn chế của đề tài: 42

TÀI LIỆU THAM KHẢO 1 PHỤ LỤC 4

1 GIỚI THIỆU

Vốn luân chuyển đóng vai trò quan trọng trong cấu trúc vốn của công ty, và được định nghĩa là chênh lệch giữa tài sản ngắn hạn và nợ ngắn hạn, thể hiện mức vốn cần thiết để tham gia vào quá trình sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp Các yếu tố tác động lên vốn luân chuyển là các khoản mục trong tài sản ngắn hạn như: hàng tồn kho, tiền mặt, tiền gửi ngân hàng, khoản phải thu…và các khoản mục trong nợ ngắn hạn như: nợ ngân hàng, phải trả người bán, thuế…

Vai trò của vốn luân chuyển là đảm bảo các hoạt động sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp được diễn ra liên tục, do đó có tác động rất lớn đến việc ra các quyết định tài chính và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp được thể hiện bằng tỷ suất sinh lợi Tỷ suất sinh lợi được xem xét có thể là tỷ suất sinh lợi trên tài sản hoặc tỷ suất sinh lợi gộp Các yếu tố tác động tới tỷ suất sinh lợi là doanh thu, chi phí, thuế, tổng tài sản…Tỷ suất sinh lợi được đánh giá trong một năm nhưng lại là thành quả kinh doanh trong dài hạn của công ty

Ở Việt Nam, tỷ trọng vốn luân chuyển nằm trong khoảng 0.6% đến 67.6% tổng tài sản, vì vậy các thành phần của vốn luân chuyển có tác động rất lớn đến tỷ suất sinh lợi, đặc biệt

là hàng tồn kho, khoản phải thu và khoản phải trả

Hàng tồn kho bao gồm tất cả nguyên vật liệu và thành phẩm đang nằm trong kho của doanh nghiệp Một doanh nghiệp có chu kì hàng tồn kho dài có nghĩa rằng doanh nghiệp đang đầu tư rất lớn vào hàng tồn kho và hi vọng trong tương lai nguồn cầu đối với hàng hóa của mình sẽ gia tăng, làm gia tăng doanh số, lợi nhuận Tuy nhiên, việc đầu tư rất lớn vào hàng tồn kho sẽ khiến công ty phải gánh chịu rất nhiều rủi ro như sản phẩm hư hỏng, mất mát, lỗi thời và nhiều chi phí như: chi phí lưu trữ, phí bảo hiểm

Trong khi đó, khoản phải thu lại được xem như là các khoản tiền cho khách hàng vay trong ngắn hạn Tài khoản này nên được giữ ổn định, tuy nhiên nếu khoản phải thu đang gia tăng có nghĩa là công ty đang mở rộng chính sách bán chịu, đồng nghĩa với việc công

ty có thêm khách hàng nhưng cũng sẽ gánh chịu nhiều chi phí như là chi phí cơ hội của dòng tiền đáng lẽ phải nhận được

Theo Berry và Jarvis (2006), một công ty nên thiết lập chính sách khoản phải thu tối ưu dựa trên những nguyên tắc sau:

 Sự đánh đổi giữa tính ổn định của doanh thu và lợi nhuận với chi phí cơ hội và chi phí quản lí khi gia tăng khoản phải thu

 Mức độ rủi ro của công ty có thể lớn hơn khi gia tăng khoản phải thu, vì khách hàng có thể không trả nợ khi các khoản phải thu đến hạn

Ngược lại với khoản phải thu, khoản phải trả lại là một nguồn vốn chiếm dụng từ nhà cung cấp Theo Hampton và Wagner (1989), công ty có khoản phải trả khi công ty mua hàng hóa và thõa thuận với nhà cung cấp trả tiền trong một kì hạn nào đó, nghĩa vụ phải trả tiền được ghi nhận trong tài khoản khoản phải trả cho đến khi công ty trả tiền cho nhà cung cấp Do đó, công ty có thể được lợi từ nguồn vốn chiếm dụng này Tuy nhiên, doanh nghiệp sẽ không được hưởng lợi ích từ những chính sách chiết khấu khi trả tiền ngay của nhà cung cấp Mặt khác, việc kéo dài chu kì khoản phải trả có thể làm mất đi danh tiếng của công ty

Từ những lí luận trên, có thể thấy rằng vốn luân chuyển có ảnh hưởng quan trọng đến kết quả hoạt động kinh doanh của công ty Đã có rất nhiều nhà khoa học trên thế giới nghiên cứu về vấn đề này, tuy nhiên kết quả nghiên cứu ở mỗi quốc gia là khác nhau Do đó, đề tài này được thực hiện hướng tới mục tiêu xem xét mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và tỷ suất sinh lợi ở Việt Nam với các câu hỏi nghiên cứu sau:

 Liệu có tồn tại mối quan hệ giữa các thành phần của vốn luân chuyển và tỷ suất sinh lợi?

 Mối tương quan này là âm hay dương, có ý nghĩa hay không?

 Có thể dự đoán được tỷ suất sinh lợi dựa vào cấu trúc vốn luân chuyển trong doanh nghiệp thông qua mô hình hồi quy?

Với định hướng đó, đề tài xây dựng bộ dữ liệu gồm 74 công ty được niêm yết trên sàn chứng khoán Hồ Chí Minh (HOSE) trong khoảng thời gian 2007-2012, dữ liệu tính toán lấy từ báo cáo tài chính hàng năm Kết quả nghiên cứu đã đưa ra những bằng chứng thể hiện rằng các doanh nghiệp Việt Nam có thể gia tăng tỷ suất sinh lợi bằng cách giảm kỳ thu tiền bình quân, tỷ số nợ hay tỷ số thanh toán hiện hành

Từ kết quả nghiên cứu của đề tài, các nhà đầu tư có thể dự đoán tỷ suất sinh lợi của công

ty và đưa ra những chiến lược đầu tư hợp lí trong các danh mục đầu tư, các nhà quản trị trong doanh nghiệp có thể thay đổi cấu trúc vốn luân chuyển hướng tới gia tăng lợi nhuận

và giá trị doanh nghiệp

Trong phần này, đề tài đã đưa ra lý do vì sao cần nghiên cứu vấn đề này, mục tiêu của bài nghiên cứu, từ đó đưa ra các câu hỏi nghiên cứu để trả lời và giá trị của bài nghiên cứu trong thực tiễn Các phần tiếp theo được sắp xếp theo bố cục như sau:

Phần kế tiếp là tổng quan về các nghiên cứu của các nhà khoa học trên thế giới trước đề tài này, ở nhiều quốc gia với những khoảng thời gian, loại hình công ty khác nhau

Phần thứ 3 là phương pháp và dữ liệu nghiên cứu, phần này giải thích mô hình hồi quy được sử dụng và các biến trong mô hình, lý do chọn các biến này đồng thời sẽ giải thích

về thời kì lấy mẫu nghiên cứu và nguồn dữ liệu Sau đó, sẽ đưa ra phương pháp chạy hồi quy random effect trong dữ liệu bảng (panel data) và các kiểm định cần thực hiện

Phần tiếp theo là kết quả thực nghiệm, trong phần này sẽ xem xét kết quả của quá trình nghiên cứu, bao gồm các phân tích về thống kê mô tả, phân tích tương quan và hồi quy

đa nhân tố Ngoài ra, trong phần này sẽ xem xét các hiện tượng tự tương quan, đa cộng tuyến, quan hệ nhân quả Granger trong mô hình

Phần thứ 5 là phần mở rộng bài nghiên cứu xem xét mối quan hệ giữa vòng quay tiền mặt

và tỷ suất sinh lợi là phi tuyến tính

Cuối cùng là phần kết luận của đề tài Trong phần này sẽ đưa ra những kết luận rút ra từ bài nghiên cứu, lời khuyên cho các nhà quản trị, nhà đầu tư Đồng thời định hướng cho các bài nghiên cứu sau khắc phục những giới hạn của đề tài này

2 TỔNG QUAN NHỮNG NGHIÊN CỨU TRƯỚC:

Mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả hoạt động của công ty thể hiện qua tỷ suất sinh lợi đã thu hút sự quan tâm của nhiều nhà nghiên cứu Đa phần các kết quả nghiên cứu trước đây thể hiện tương quan âm giữa vốn luân chuyển và tỷ suất sinh lợi nhưng gần đây lại có kết quả trái ngược ở một số thị trường mới nổi

2.1 Các nghiên cứu với kết quả tương quan âm giữa vốn luân chuyển và tỷ suất sinh lợi

Trong những nghiên cứu liên quan tới đề tài này, phải kể đến nghiên cứu của Jose, Lancaster and Stevens (1996), ba nhà khoa học đã nghiên cứu 2718 công ty trong 20 năm

từ 1974 tới 1993, chỉ ra rằng vòng quay tiền mặt thấp làm gia tăng tỷ suất sinh lợi

Sau đó là nghiên cứu của Wang (2002), tác giả xem xét mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả hoạt động của công ty, giữa quản trị tính thanh khoản và giá trị doanh nghiệp ở Nhật Bản và Đài Loan Tác giả đã tìm ra mối tương quan âm giữa vòng quay tiền mặt và tỷ suất sinh lợi trên tài sản và tỷ suất sinh lợi trên vốn cổ phần, nhưng cả hai mối tương quan khá nhạy cảm với yếu tố ngành

Tương tự, Deloof (2003) đã thực hiện một nghiên cứu ở Belgium bao gồm 1009 công ty phi tài chính với dữ liệu nghiên cứu lấy trong giai đoạn 1992-1996, với hơn 5045 mẫu quan sát Deloof đã tìm ra mối tương quan âm giữa tỷ suất sinh lợi gộp và các thành phần của vòng quay tiền mặt như: kỳ thu tiền bình quân, vòng quay hàng tồn kho theo ngày, chu kì khoản phải trả Kết quả này hàm ý rằng: nhà quản trị có thể gia tăng lợi nhuận bằng cách giảm vòng quay tiền mặt Deloof giải thích mối tương quan âm giữa tỷ suất sinh lợi và khoản phải trả như sau: tỷ suất sinh lợi thấp thì lợi nhuận thấp nên phải chờ lâu hơn mới có tiền trả những hóa đơn

Tiếp theo là nghiên cứu của Lazaridis và Tryfonidis (2006) về mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và tỷ suất sinh lợi ở Ai Cập Hai tác giả sử dụng mẫu nghiên cứu gồm

131 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Athens trong giai đoạn 2001-2004 và tìm thấy

mối tương quan âm giữa tỷ suất sinh lợi gộp và vốn luân chuyển được đo lường bằng vòng quay tiền mặt, khoản phải trả

Trong năm đó, Padachi (2006) sử dụng lợi nhuận ròng trên tổng tài sản như một thước đo của tỷ suất sinh lợi cho một mẫu gồm 58 công ty sản xuất nhỏ ở Mauritius trong giai đoạn 1998-2003và cũng chỉ ra rằng khoản đầu tư lớn ở hàng tồn kho và khoản phải thu làm cho lợi nhuận thấp hơn

Trong thời gian này, cũng có một số nghiên cứu khác như Raheman và Nasr (2007) đã thực hiện một nghiên cứu ở Pakistan và cung cấp nhiều bằng chứng về mối tương quan

âm giữa tỷ suất sinh lợi và vòng quay tiền mặt Họ sử dụng phân tích hồi quy dựa trên dữ liệu mẫu gồm 94 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Karachi trong giai đoạn 6 năm

từ 1999-2004 Ngoài ra, hai nhà khoa học đã tìm ra bằng chứng cho thấy tỷ suất sinh lợi thì tương quan âm với tính thanh khoản và tương quan dương với quy mô công ty

Cùng kết luận như trên, Garcia-Teruel và Martinez-Solano (2007) đã nghiên cứu tác động của vốn luân chuyển lên tỷ suất sinh lợi của những công ty vừa và nhỏ ở Tây Ban Nha

Họ sử dụng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng bao gồm 8872 công ty trong giai đoạn 1996-2002 Kết quả thể hiện rằng nhà quản trị có thể gia tăng giá trị cổ phần bằng cách làm giảm kỳ thu tiền bình quân, vòng quay hàng tồn kho theo ngày và vòng quay tiền mặt

Nghiên cứu của Falope và Ajilore (2009) cũng có kết quả khá phù hợp với kết quả của những nghiên cứu đã đề cập trên Mục tiêu cùa hai tác giả này là hướng tới xác định tác động của vốn luân chuyển lên tỷ suất sinh lợi thông qua sử dụng dữ liệu bảng gồm 50 công ty Nigerian niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Nigerian trong giai đoạn 1996-

2005 Họ tìm thấy mối tương quan âm giữa tỷ suất sinh lợi và vòng quay hàng tồn kho theo ngày, kỳ thu tiền bình quân, số ngày phải trả bình quân Họ cũng phát hiện rằng không có sự khác biệt đáng kể giữa các doanh nghiệp nhỏ và lớn nên cả 2 loại công ty này có thể gia tăng tỷ suất sinh lợi bằng cách làm giảm vòng quay tiền mặt

Với kết quả tương tự, Christopher và Kamalavalli (2009) sử dụng dữ liệu nghiên cứu gồm 14 bệnh viện ở Ấn Độ trong thập niên 1996-1997 và 2005-2006 Các phân tích về

hệ số tương quan và mô hình hồi quy thể hiện rằng các thành phần của vốn luân chuyển như: tỷ số thanh toán hiện hành, tỷ số tiền mặt trên doanh thu, tài sản ngắn hạn trên thu nhập hoạt động, đòn bẩy tài chính có tác động âm lên tỷ suất sinh lợi

Một nghiên cứu khác của Uyar (2009) đã tìm ra mối tương quan âm có ý nghĩa thống kê giữa vòng quay tiền mặt và tỷ suất sinh lợi trên tài sản Bằng phân tích ANOVA và tương quan Pearson với dữ liệu nghiên cứu gồm các công ty trên sàn chứng khoán Istanbul (ISE) năm 2007, tác giả chỉ ra rằng, những công ty với vòng quay tiền mặt thấp hơn thì dường như có tính sinh lợi hơn những công ty với vòng quay tiền mặt dài hơn

Gần đây, Nor E và cộng sự (2010) nghiên cứu 172 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Bursa Malaysia trong 5 năm từ 2003-2007 Thông qua phân tích hồi quy đa nhân

tố và phân tích tương quan, hai nhà khoa học đã chỉ ra rằng có mối tương quan âm có ý nghĩa thống kê giữa vốn luân chuyển và tỷ suất sinh lợi

Trong năm vừa qua, Iluta A và cộng sự (2012) nghiên cứu 182 công ty ở Latvian trong giai đoạn 2004-2010 Các tác giả đã sử dụng phương pháp phân tích tương quan Pearson, hồi quy đa nhân tố và kết luận rằng có mối tương quan âm có ý nghĩa thống kê giữa kỳ thu tiền bình quân và tỷ suất sinh lợi

2.2 Các nghiên cứu với kết quả tương quan dương giữa vốn luân chuyển và tỷ suất sinh lợi

Khác với kết quả của những nghiên cứu trên, Sharma và Kumar (2011) đã nghiên cứu tác động của vốn luân chuyển lên tỷ suất sinh lợi ở những công ty Ấn Độ với dữ liệu nghiên cứu gồm 263 công ty phi tài chính BSE 500 niêm yết trên sàn chứng khoán Bombay từ

2002 đến 2008 Hai nhà khoa học đã phân tích dữ liệu bằng hồi quy đa nhân tố OLS và tìm thấy mối tương quan dương giữa vốn luân chuyển và tỷ suất sinh lợi Điều này có nghĩa rằng khi các công ty Ấn Độ gia tăng vòng quay tiền mặt, tỷ suất sinh lợi có thể cao hơn Các tác giả suy luận rằng Ấn Độ là thị trường đang phát triển, các công ty dường

như sinh lợi nhiều hơn khi mở rộng chính sách bán chịu, do đó có nhiều khách hàng hơn, nhiều doanh thu hơn, và dẫn tới nhiều lợi nhuận hơn

Gần đây nhất, nghiên cứu của Mathias Bernard Baveld (2012) chỉ ra mối tương quan dương giữa khoản phải thu và tỷ suất sinh lợi gộp Vì vậy, các công ty lớn có thể gia tăng lợi ích lâu dài thông qua gia tăng khoản phải thu, mở rộng chính sách bán chịu Điều này dựa trên thực tế rằng: chính sách bán chịu sẽ mở rộng số lượng khách hàng

Đặc biệt, một nghiên cứu rất đáng được chú ý của Sonia B và cộng sự (2011) đã chứng minh rằng: Mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi và vốn luân chuyển là không tuyến tính, các doanh nghiệp có thể có mức vốn luân chuyển tối ưu, cân bằng lợi nhuận và chi phí, đồng thời tỷ suất sinh lợi cũng là lớn nhất

BẢNG 1: Tóm tắt các kết quả nghiên cứu trước

với tỷ suất sinh lợi

Tương quan dương với tỷ suất sinh lợi

Kỳ thu tiền bình quân Deloof (2003)

Lazaridis và Tryfonidis (2006)

Garcia-Teruel và Solano (2007)

Martinez-Falope và Ajilore (2009) Raheman và Nasr (2007) Iluta A và cộng sự (2012) Wang (2002)

Jose và cộng sự (1996) Padachi(2006)

Nor.E và cộng sự (2010)

Sharma và Kumar (2011) Mathias Bernard Baveld (2012)

Chu kì khoản phải trả Deloof (2003)

Lazaridis và Tryfonidis (2006)

Garcia-Teruel và Solano (2007)

Martinez-Sharma và Kumar (2011) Falope và Ajilore (2009) Raheman và Nasr (2007)

Mathuva (2010)

Vòng quay hàng tồn kho

theo ngày

Deloof (2003) Lazaridis và Tryfonidis (2006)

Padachi (2006) Garcia-Teruel và Martinez-Solano (2007)

Sharma và Kumar (2011) Falope và Ajilore (2009) Raheman và Nasr (2007)

Mathuva (2010)

3 PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU:

Dữ liệu nghiên cứu của đề tài bao gồm 74 công ty được niêm yết trên sàn chứng khoán

Hồ Chí Minh (HOSE), Việt Nam Những công ty này không bao gồm các công ty tài chính và các công ty tiện ích cộng đồng theo phân loại ngành của VCSC (công ty cổ phần chứng khoán Bản Việt) Theo sự phân loại này, các công ty tài chính bao gồm tất cả các công ty hoạt động trong lĩnh vực cung cấp các dịch vụ, sản phẩm tài chính và bất động sản như ngân hàng, công ty bảo hiểm cung cấp các dịch vụ bảo hiểm nhân thọ Ngành tiện ích cộng đồng bao gồm các đơn vị sản xuất và cung ứng: điện sinh hoạt và công nghiệp nước, xăng dầu và khí đốt gas Những công ty được đưa vào nghiên cứu phải có đầy đủ bộ dữ liệu trong giai đoạn 2007-2012, liên tục hoạt động trong giai đoạn này và tiếp tục hoạt động trong năm 2013

Kế thừa từ bài nghiên cứu của Iluta Arbidane và Svetlana Ignatjeva (2012), đề tài xem xét mối quan hệ giữa các biến đại diện cho các thành phần của vốn luân chuyển và các biến đại diện cho tỷ suất sinh lợi là mối quan hệ tuyến tính

Các biến được đưa vào mô hình bao gồm: tỷ suất sinh lợi gộp, tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản, kỳ thu tiền bình quân, vòng quay hàng tồn kho theo ngày, chu kì khoản phải trả, vòng quay tiền mặt, tỷ số nợ, tỷ số thanh toán hiện hành, quy mô công ty

 Mô hình hồi quy được sử dụng :

𝐺𝑂𝑃 = 𝛽0+ 𝛽1 (𝑅𝐶𝑃𝑖𝑡) + 𝛽2(𝐶𝑅𝑖𝑡 ) + 𝛽3(𝐷𝑅𝑖𝑡) + 𝛽4(𝐿𝑁𝑆𝑖𝑡) + 𝜀 (1)

𝐺𝑂𝑃 = 𝛽0+ 𝛽1 (𝐼𝐶𝑃𝑖𝑡) + 𝛽2(𝐶𝑅𝑖𝑡 ) + 𝛽3(𝐷𝑅𝑖𝑡) + 𝛽4(𝐿𝑁𝑆𝑖𝑡) + 𝜀 (2)

𝐺𝑂𝑃 = 𝛽0+ 𝛽1 (𝑃𝐷𝑃𝑖𝑡) + 𝛽2(𝐶𝑅𝑖𝑡 ) + 𝛽3(𝐷𝑅𝑖𝑡) + 𝛽4(𝐿𝑁𝑆𝑖𝑡) + 𝜀 (3)

𝐺𝑂𝑃 = 𝛽0+ 𝛽1 (𝐶𝐶𝐶𝑖𝑡) + 𝛽2(𝐶𝑅𝑖𝑡 ) + 𝛽3(𝐷𝑅𝑖𝑡) + 𝛽4(𝐿𝑁𝑆𝑖𝑡) + 𝜀 (4)

Các biến trong mô hình:

Vòng quay hàng tồn kho theo ngày ICP (Hàng tồn kho/ giá vốn hàng bán)*365 Chu kì khoản phải trả PDP (Khoản phải trả/ giá vốn hàng bán)*365

Tỷ suất sinh lợi gộp và tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản là đại diện cho tỷ suất sinh lợi của doanh nghiệp Các nhà đầu tư sử dụng những con số này để xem xét việc đầu tư vào doanh nghiệp, còn các nhà quản trị thì dựa vào đây để xem xét hiệu quả hoạt động, tính hữu dụng của tài sản và việc quản lí chi phí của doanh nghiệp có tốt không Biến GOP đã được sử dụng ở các nghiên cứu của Deloof (2003); Lazaridis và Tryfonidis (2006); trong khi ROA được sử dụng ở các nghiên cứu của Uyar (2009); Sharma và Kumar (2011) … Các biến kỳ thu tiền bình quân (RCP), vòng quay hàng tồn kho theo ngày (ICP), chu kì khoản phải trả (PDP), và vòng quay tiền mặt (CCC) được sử dụng rộng rãi trong rất nhiều nghiên cứu đã được đề cập ở phần tổng quan các nghiên cứu trước, ví dụ như: Garcia-Teruel và Martinez-Solano (2007)

Phương pháp hồi quy random effect được sử dụng để xác định các hệ số hồi quy và hệ số xác định của các mô hình Từ đó, xem xét mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc (thông qua hệ số hồi quy) và mức độ phù hợp của mô hình, các biến độc lập giải thích được bao nhiêu % sự thay đổi của biến phụ thuộc (thông qua hệ số xác định)

Ngoài ra, kiểm định Hausman dùng để xem xét nên chạy bộ dữ liệu với fix effect model hay random effect model, và kiểm định Breusch-Pagan Lagrange Multiplier để lựa chọn

mô hình được sử dụng là random effect hay OLS cũng được tiến hành để đảm bảo độ tin cậy của mô hình hồi quy

Tỷ số thanh toán hiện hành CR Tài sản ngắn hạn/ nợ ngắn hạn

4 KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM:

4.1 Thống kê mô tả

BẢNG 2: Kết quả thống kê mô tả

Nhìn vào bảng 2, có thể thấy giá trị trung bình của GOP (tỷ suất sinh lợi gộp) là 0.221381, GOP có giá trị nhỏ nhất là -0.4097 và giá trị lớn nhất là 0.8139, một nửa số công ty có GOP lớn hơn 0.1841, độ lệch tiêu chuẩn của biến GOP là 0.154508

Trong khi đó, giá trị nhỏ nhất của ROA (tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản) là -64.8%, và giá trị lớn nhất là 66.24%, ROA có giá trị trung bình là 9.09%, trung vị là 6.7% Ở mỗi quốc gia, giá trị ROA có thể khác nhau: Falope và Ajilore (2009) tìm thấy ROA của các doanh nghiệp ở Nigeria đạt giá trị trung bình là 16% và trung vị là 15%; nghiên cứu của Iluta A và cộng sự (2012) phát hiện ROA của Latvian có giá trị trung bình là 1.76% và trung vị là 1.55% Đặc biệt trong một nền kinh tế phát triển mạnh mẽ như Ấn Độ thì giá trị trung bình của ROA lên tới 197% và trung vị là 171%, theo nghiên cứu của Sharma và Kumar (2011)

Chia tách ROA:

Tỷ suất sinh lợi trên tài sản = tỷ suất sinh lợi trên doanh thu × hiệu suất sử dụng tài sản

Có hiện tượng một số doanh nghiệp ở Việt Nam có tỷ suất sinh lợi âm (cả GOP và ROA), điều này có thể xuất phát từ tỷ suất sinh lợi trên doanh thu thấp hay hiệu suất sử dụng tài sản thấp Tỷ suất sinh lợi thấp nguyên nhân là do quản lí không tốt chi phí ở các công ty, làm gia tăng giá vốn, chi phí quản lí doanh nghiệp, chi phí bán hàng, hoặc do lưu trữ hàng tồn kho quá lâu dẫn tới sản phẩm lỗi thời, không thể bán hoặc bán với giá thấp Hiệu suất sử dụng tài sản thấp có thể là do các máy móc đã cũ, năng suất thấp, sản xuất ra các sản phẩm kém chất lượng Đây chính là căn bệnh hay mắc phải ở các doanh nghiệp Việt Nam nhất là các doanh nghiệp có sự góp vốn của nhà nước hay theo cơ chế bao cấp-xin cho chậm và không hiệu quả

Các doanh nghiệp Việt Nam trung bình mất hơn 101 ngày để thu hồi tiền từ việc bán hàng chậm, hơn một nửa số doanh nhiệp mất hơn 58 ngày để thu hồi số tiền này Trong

đó có công ty mất hơn 914 ngày ( hơn 2 năm) để nhận được sự thanh toán từ khách hàng, nhưng cũng có doanh nghiệp nhằm đảm bảo tính thanh khoản cao cho công ty và giảm thiểu rủi ro tín dụng, chỉ cho phép trung bình 1,43 ngày cho việc thu tiền Điều này dẫn

đến sự chênh lệch rất lớn giữa giá trị lớn nhất và nhỏ nhất của RCP (kỳ thu tiền bình quân) Trong những nghiên cứu trước, giá trị RCP của từng quốc gia cũng rất khác nhau như Deloof (2003) tìm ra giá trị trung bình và trung vị của RCP là 54.64 ngày và 51.44 ngày; nghiên cứu của Raheman và Nasr (2007), giá trị trung bình của RCP là 54.79 ngày Với nghiên cứu của Falope và Ajilore (2009), các giá trị này lần lượt là 61.21 ngày và 59.34 ngày; Garcia-Teruel và Martinez-Solano (2007) tìm thấy giá trị trung bình của RCP

là 96.82 ngày

Thời gian lưu trữ hàng tồn kho của các doanh nghiệp Việt Nam trung bình là 157 ngày, một nửa số công ty có vòng quay hàng tồn kho theo ngày (ICP) lớn hơn 94 ngày, với độ lệch chuẩn lên đến 587, đặc biệt năm 2007, có công ty không có hàng tồn kho Theo nghiên cứu của Mathias Bernard Baveld (2012) ở Netherlands, giá trị trung bình của vòng quay hàng tồn kho theo ngày (ICP) là 36.88 ngày, trung vị là 28.46 ngày Một số nghiên cứu khác của Garcia-Teruel và Martinez-Solano (2007); Raheman và Nasr (2007) cho thấy ICP của các nước này là khoảng 80 ngày

Chu kì khoản phải trả (PDP) của các doanh nghiệp Việt Nam có giá trị trung bình vào khoảng 51 ngày, một nửa số công ty có PDP lớn hơn 30 ngày, trong đó giá trị nhỏ nhất là

0 ngày, cao nhất là 1474 ngày Ở các nước khác trên thế giới, chu kì khoản phải trả cũng rất khác nhau, Deloof (2003) tìm ra giá trị trung bình của PDP là 56.77 ngày; nghiên cứu của Falope và Ajilore (2009) cho thấy PDP có giá trị trung bình là 39.77 ngày và trung vị

là 43.56 ngày Một số nghiên cứu khác đưa ra giá trị trung bình của PDP lần lượt là: 96.1 ngày, 97.8 ngày, 59.85 ngày và 683 ngày (Lazaridis và Tryfonidis (2006); Garcia-Teruel

và Martinez-Solano (2007); Raheman và Nasr (2007); Sharma và Kumar (2011))

Vòng quay tiền mặt (CCC) là biến có giá trị trung bình lớn nhất (206.87 ngày), cũng là biến có chênh lệch giữa giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất khá lớn, do đó độ lệch tiêu chuẩn của biến này khá cao là 543 Giá trị lớn nhất của CCC lên tới 1.06×104 trong khi giá trị nhỏ nhất khá thấp và là con số âm, -103 ngày Giá trị CCC ở các nước trên thế giới khác nhau rõ rệt, với nghiên cứu của Mathias Bernard Baveld (2012) ở Netherlands,

trung bình và trung vị của CCC lần lƣợt là 56.08 ngày và 52.68 ngày Giá trị trung bình của CCC theo nghiên cứu của Deloof (2003) ở Belgium là 44.48 ngày; theo nghiên cứu của Raheman và Nasr (2007) là 72.96 ngày; Lazaridis và Tryfonidis (2006) là 188.99 ngày và nghiên cứu của Sharma và Kumar có giá trị trung bình RCP rất cao là 449.09 ngày

Tỷ số nợ (DR) ở các doanh nghiệp Việt Nam là 49%, một nửa số công ty có tỷ trọng nợ trong cơ cấu vốn lớn hơn 53% Bên cạnh vốn chủ sở hữu, nợ là một nguồn vốn chủ lực trong gia tăng tỷ suất sinh lợi cho công ty Tỷ trọng nợ phụ thuộc vào chính sách của từng công ty, có công ty chỉ có 3% nợ trong cơ cấu vốn, tuy nhiên cũng có công ty tận dụng tối đa nguốn vốn vay, và con số này lên tới 94%

Tỷ số thanh toán hiện hành (CR) có giá trị trung bình là 2.02, sự chênh lệch giữa công ty

có khả năng thanh toán tốt nhất và xấu nhất khá lớn Trong khi có công ty chỉ giữ khả năng thanh toán là 0.36, thì có công ty lại giữ tỷ lệ này lên tới 26.65 Giữ tỷ số thanh toán hiện hành cao là một chính sách nhằm hạn chế rủi ro thanh khoản, đồng thời đem lại niềm tin cho cổ đông và nhà cung cấp vào nguồn lực tài chính vững mạnh của công ty

Sự chênh lệch về quy mô giữa các công ty ở Việt Nam rất lớn, đƣợc thể hiện bằng khoảng cách giữa giá trị lớn nhất và nhỏ nhất của biến LNS Công ty có quy mô lớn nhất với doanh thu hàng năm vào khoảng 18 ngàn tỷ đồng và công ty có quy mô doanh thu thấp nhất vào khoảng 545 triệu đồng Sự chênh lệch khá lớn về quy mô công ty có thể dẫn tới hiện tƣợng một số công ty lớn có ƣu thế hơn hẳn so với những công ty khác trong việc ra các quyết định tài chính, mở rộng thị phần, thay đổi các chính sách bán hàng

4.2 Phân tích tương quan Pearson

BẢNG 3: Phân tích tương quan Pearson các biến trong mô hình

Covariance Analysis: Ordinary

Trong bảng tương quan Pearson, các giá trị sig được gạch dưới là các sig>α (với α là

15%), thể hiện mối tương quan giữa hai biến không có ý nghĩa thống kê

Kết quả tương quan Pearson cho thấy tương quan giữa tỷ suất sinh lợi gộp (GOP) và kỳ thu tiền bình quân (RCP), vòng quay hàng tồn kho theo ngày (ICP), chu kì khoản phải trả (PDP), vòng quay tiền mặt (CCC) là tương quan âm, mối tương quan giữa GOP và RCP

là mạnh nhất, hệ số tương quan r = -0.354 với độ tin cậy rất cao Nhưng hệ số tương quan giữa GOP và ICP là -0,056 lại không có ý nghĩa thống kê, khi sig lên đến 24.3% (>α=15%) Trong khi đó, tương quan giữa CCC và GOP có ý nghĩa thống kê và là tương quan âm (r = -0,118), khá phù hợp với kết quả nghiên cứu của Wang (2002); Deloof (2003); Lazaridis và Tryfonidis (2006); Raheman và Nasr (2007); Garcia-Teruel và Martinez-Solano (2007); Falope và Ajilore (2009)

Điều này chứng tỏ rằng các doanh nghiệp có thể gia tăng tỷ suất sinh lợi bằng cách giảm các khoản phải thu, khoản phải trả Doanh nghiệp cũng có thể điều chỉnh những con số này để vòng quay tiền mặt là nhỏ nhất, lúc này tính thanh khoản trong công ty là khá cao, rủi ro tín dụng công ty gặp phải rất thấp, tỷ suất sinh lợi của công ty sẽ tăng

Mối tương quan giữa tỷ số nợ của công ty và tỷ suất sinh lợi gộp (GOP) là tương quan

âm, có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy rất cao, r = -0.42, một doanh nghiệp có tỷ số nợ thấp, thì sẽ trả lãi ít hơn, chi chí tài chính thấp hơn, do đó tỷ suất sinh lợi gộp sẽ cao hơn Tuy nhiên, doanh nghiệp phải giữ cân bằng giữa tỷ số nợ và tỷ suất sinh lợi, vừa đảm bảo

đủ nguồn vốn cho quá trình sản xuất kinh doanh, vừa đảm bảo chi phí sử dụng vốn là thấp nhất có thể, (trong những nguồn tài trợ, nợ vay là nguồn vốn có chi phí sử dụng vốn thấp nhất do có tấm chắn thuế)

Trong khi đó, mối tương quan giữa tỷ số thanh toán hiện hành (CR), quy mô công ty (LNS) với tỷ suất sinh lợi gộp (GOP) lại là tương quan dương và có ý nghĩa thống kê, hệ

số tương quan giữa GOP và CR là 0.1022 và hệ số tương quan giữa GOP và LNS là 0.179 Những con số này cho thấy rằng tỷ suất sinh lợi có được lợi thế từ quy mô, những công ty lớn hơn sẽ có tỷ suất sinh lợi cao hơn Mặt khác, một công ty có chính sách đầu

tư đúng đắn vào các tài sản lưu động, giữ tính thanh khoản ở mức độ tốt nhất thì tỷ suất sinh lợi sẽ cao hơn

Mối tương quan giữa tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) và kỳ thu tiền bình quân (RCP), chu kì khoản trả (PDP) là tương quan âm, khá thống nhất với kết quả của những nghiên cứu trước.Tuy nhiên, mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) và vòng quay hàng tồn kho theo ngày (ICP) lại không có ý nghĩa thống kê, dường như ROA không thể hiện tốt vai trò đại diện cho tỷ suất sinh lợi như tỷ suất sinh lợi gộp (GOP), có

lẽ vì lí do này mà một số nghiên cứu không sử dụng biến ROA như Deloof (2003) nghiên cứu ở Belgium

Mối tương quan giữa tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) và vòng quay tiền mặt (CCC) là âm và có ý nghĩa thống kê với α =5%, r = -0.099 Điều này hàm ý rằng các nhà quản trị có thể gia tăng tỷ suất sinh lợi bằng cách giảm vòng quay tiền mặt Kết quả này thì khá tương đồng với những nghiên cứu của Wang (2002); Lazaridis và Tryfonidis (2006); Deloof (2003) Kết quả này khác với nghiên cứu của Sharma và Kumar (2011) Tương tự như tỷ suất sinh lợi gộp, mối tương quan giữa tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) và tỷ số nợ (DR) là âm (r = - 0.472) và mối tương quan giữa ROA và tỷ số thanh toán hiện hành (CR) là dương (r = 0.2397) Tuy nhiên, khác với tỷ suất sinh lợi gộp, dường như ở Việt Nam, quy mô công ty (LNS) không có tác động tới ROA, tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản không có được lợi thế từ quy mô

Mối tương quan giữa 4 biến kỳ thu tiền bình quân (RCP), vòng quay hàng tồn kho theo ngày (ICP), chu kì khoản phải trả (PDP), vòng quay tiền mặt (CCC), là tương quan dương, có nghĩa rằng, nếu RCP tăng, thì công ty mở rộng chính sách bán chịu, gia tăng doanh thu, gia tăng khách hàng, đồng thời, công ty cũng phải sử dụng các nguồn vốn chiếm dụng, điều này sẽ giúp cho công ty có được nguồn tài sản trong ngắn hạn mà không mất đi lượng tiền mặt trong ngân quỹ khi chưa thu hồi được tiền bán hàng Gia tăng bán chịu đồng nghĩa với việc công ty phải gia tăng mua chịu Lúc này, số lượng khách hàng sẽ gia tăng, nhu cầu về lượng hàng hóa trong kho cũng cần nhiều hơn để đảm bảo có hàng khi khách hàng cần, do đó vòng quay hàng tồn kho theo ngày sẽ gia tăng,

chính sách này nhằm làm giảm chi phí mỗi lần đặt hàng hay gia tăng lợi ích từ việc mua hàng với số lƣợng lớn

4.3 Phân tích hồi quy:

Để lựa chọn dùng fixed effect hay random effect là phù hợp nhất, đề tài sẽ kiểm định

bằng Hausman test và Breusch-Pagan Lagrange Multiplier test

Hausman test là kiểm định xem xét nguồn dữ liệu phù hợp với mô hình nào, fixed effect

hay random effect

Đề tài thực hiện kiểm định Hausman với các giả thuyết sau:

Ho: không có sự khác biệt trong ƣớc lƣợng do sử dụng random effect model hay fixed

effect model

H1: fixed effect model là phù hợp hơn

estimates store random

corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000

Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(4) = 142.15

overall = 0.3424 max = 6

between = 0.3912 avg = 6.0

R-sq: within = 0.2078 Obs per group: min = 6

Group variable: id Number of groups = 74

Random-effects GLS regression Number of obs = 444

Kết quả: Prob là 0.6632 > 0.05 (với mức ý nghĩa 5%), chấp nhận H0, mô hình được sử

dụng trong bài nghiên cứu có thể là random effect hay fixed effect đều được Tuy nhiên,

đề tài cho rằng đặc điểm riêng giữa các công ty là ngẫu nhiên, không có tương quan đến

các biến giải thích trong mô hình và xem đây là một biến giải thích mới Do đó, đề tài sử

dụng random effect model

Ngoài ra, để chính xác hơn, đề tài sẽ xem xét trong trường hợp của Việt Nam, nên sử

dụng random effect model hay OLS Đề tài thực hiện kiểm định Breusch-Pagan Lagrange

Multiplier với giả thuyết:

estimates store fixed

F test that all u_i=0: F(73, 366) = 10.57 Prob > F = 0.0000

R-sq: within = 0.2085 Obs per group: min = 6

Group variable: id Number of groups = 74

Fixed-effects (within) regression Number of obs = 444

xtreg gop rcp cr dr lns, fe

Prob>chi2 = 0.6632

= 2.40

chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)

Test: Ho: difference in coefficients not systematic

B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg

b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg

Ho: Phương sai qua các thực thể là không đổi

H1: Phương sai qua các thực thể là thay đổi

Prob>chi2 là 0.000 <0.05(với mức ý nghĩa 5%), bác bỏ Ho, chấp nhận H1, phương sai

qua các thực thể là thay đổi, sử dụng mô hình random effect là hoàn toàn hợp lí, không

nên sử dụng OLS

Tương tự thực hiện kiểm định Hausman và kiểm định Breusch-Pagan Lagrange

Multiplier cho các mô hình còn lại, đều được kết quả là sử dụng random effect model

Mô hình hồi quy (5) được kiểm định lại bằng random effect

Dependent Variable: GOP

Method: Panel EGLS (Cross-section random effects)

Date: 03/22/13 Time: 19:24

Sample: 1 444

Periods included: 6

Cross-sections included: 74

Total panel (balanced) observations: 444

Swamy and Arora estimator of component variances

gop[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t]

Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects

xttest0

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

Adjusted R-squared 0.236611 S.D dependent var 0.088913

S.E of regression 0.077685 Sum squared resid 2.637288

Prob(F-statistic) 0.000000

Với mô hình hồi quy (5), kết quả nhận được là:

GOP = -0.000846318388458 - 0.000231181834332*RCP - 7.05884870126e-06*ICP + 0.000107854424393*PDP - 0.00751888749634*CR - 0.383117252698*DR + 0.0334872848323*LNS + ε

Kết quả cho thấy các hệ số hồi quy đứng trước kỳ thu tiền bình quân (RCP), vòng quay hàng tồn kho theo ngày (CR), tỷ số nợ (DR), quy mô công ty (LNS) có ý nghĩa thống kê với xác suất mắc phải sai lầm loại 1 rất thấp, (p-value của các biến giải thích nhỏ hơn 5%) Trong khi đó, hệ số hồi quy đứng trước vòng quay hàng tồn kho theo ngày (ICP), chu kì khoản phải trả (PDP) là không có ý nghĩa thống kê Điều này chứng tỏ rằng RCP,

CR, DR, LNS có tác động tới sự thay đổi của tỷ suất sinh lợi gộp (GOP) trong khi tác động của ICP và PDP lên GOP là không có ý nghĩa Durbin-Watson stat bằng 1.300157

>1, mô hình này không xảy ra hiện tượng tự tương quan Hệ số xác định có điều chỉnh bằng 0.236611, các biến trong mô hình chỉ giải thích được 23.66% sự thay đổi của biến phụ thuộc, sai số chuẩn của mô hình là 0.0777, prob (F-statistic) là 0.000000 chứng tỏ mô hình khá phù hợp

4.3.3 Tổng hợp kết quả chạy mô hình

BẢNG 4: Tổng hợp kết quả chạy mô hình

mô hình 1 mô hình 2 mô hình 3 mô hình 4 mô hình 5