Giả định H0: không có hiện tượng tự tương quan. Nếu Prob>F lớn hơn 0,05 thì chấp nhận H0, ngược lại bác bỏ H0, tức có hiện tượng tự tương quan.
Bảng 4.9: Kết quả hiện tượng tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data
H0: no first-order autocorrelation F( 1, 163) = 44.810 Prob > F = 0.0000
(Nguồn: tính toán từ bộ số liệu) Prob>F = 0,0000, nhỏ hơn 0,05, bác bỏ giả thiết H0, tức là có hiện tượng tự tương quan. Vì vậy tác giả tiến hành hồi quy bằng phương pháp GLS khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan ta được bảng kết quả 4.10 như sau:
Bảng 4.10: Kết quả GLS khắc phục phương sai thay đổi và tự tương quan
Biến phụ thuộc GOI
Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4
Size -0,0511607***
(-9,34)
-0,0493874***
(-8,80)
-0,0482261***
(-8,77)
-0,0505441***
(-8,80)
DR -0,2304636***
(-14,05)
-0,2465236***
(-14,33)
-0,238977***
(-14,15)
-0,231482***
(-13,48)
CR -0,0046727**
(-3,46)
-0,004804***
(-3,56)
-0,0050641***
(-3,74)
-0,0044191**
(-3,33)
AR -0,0003694***
(-8,66)
INV -0,0000203
(-0,72)
AP -0,0002635***
(-4,38)
CCC -0,0000737**
(-3,21) Cons 4.3.7 0,9578201***
4.3.8 (15,11)
0,9239057***
(14,26)
0,9155435***
(14,43)
0,9358138***
(14,10)
N 984 984 984 984
Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%. Các số trong ngoặc là chỉ số t- statistic.
(Nguồn: tính toán từ bộ số liệu) Kết quả trên cho thấy, kỳ thu tiền, kỳ phải trả và chu kỳ luân chuyển tiền mặt đều có tác động nghịch biến đến khả năng sinh lợi của doanh nghiệp. Riêng kỳ tồn kho cũng thể hiện tác động âm nhưng lại không có ý nghĩa thống kê. Các biến kiểm soát quy mô công ty, tỷ lệ nợ và hệ số thanh toán hiện hành cũng cho thấy mối tương quan nghịch đến lợi nhuận hoạt động gộp của công ty trong cả 4 mô hình.
Giải thích kết quả hồi quy
Bảng 4.10 thể hiện kết quả hồi quy cuối cùng bằng phương pháp GLS có khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan. Kết quả cho thấy:
Hệ số tương quan của chu kỳ khoản phải thu là -0,036% với mức ý nghĩa 1%, điều này chứng tỏ chu kỳ khoản phải thu có quan hệ nghịch biến với khả năng sinh lợi, nghĩa là khi chu kỳ khoản phải thu rút ngắn một ngày thì lợi nhuận công ty tăng lên 0,036%, ngược lại nếu khách hàng chậm trễ trong việc thanh toán sẽ làm ảnh hưởng đến lợi nhuận của doanh nghiệp. Điều này có thể giải thích như Mathuva (2010) rằng khi khách hàng thanh toán tiền hàng càng sớm thì công ty càng có nhiều tiền mặt để tái đầu tư vào hàng tồn kho và các khoản mục có khả năng sinh lời, vì vậy làm tăng khả năng sinh lợi của công ty. Mặt khác cũng cho thấy việc nới lỏng chính sách bán hàng sẽ làm cho thành quả tài chính của một công ty xấu đi do khách hàng lợi dụng chính sách tín dụng để chậm trễ trong việc thanh toán dẫn đến nguồn tiền mặt của công ty bị hạn chế, bắt buộc công ty phải tìm những nguồn khác
để tài trợ cho nhu cầu vốn luân chuyển hàng ngày, dẫn đến tốn nhiều chi phí, đồng thời cũng làm công ty bỏ qua nhiều cơ hội đầu tư sinh lợi, dẫn đến tốn chi phí cơ hội. Nếu những chi phí này lớn hơn lợi ích của chính sách tín dụng cho khách hàng mang lại thì chắc chắn sẽ làm giảm sút lợi nhuận.
Hệ số tương quan của chu kỳ khoản phải trả là -0,026% với mức ý nghĩa 1%, điều này nghĩa là khi thời gian trả tiền cho người bán kéo dài thì khả năng sinh lợi của công ty sẽ bị giảm. Kéo dài thời gian thanh toán cũng được coi là một dạng doanh nghiệp được tài trợ tín dụng ngắn hạn, doanh nghiệp có thể sử dụng nguồn tiền đó để đầu tư vào nhu cầu khác cần thiết hơn. Tuy nhiên theo như Nobanee (2011) thì một khi công ty kéo dài thời gian thanh toán cho nhà cung cấp sẽ ảnh hưởng đến uy tín của công ty, có thể công ty không còn được nhận những khoản chiết khấu thương mại hoặc nhà cung cấp sẽ bán các mặt hàng kém chất lượng dẫn đến hàng hóa sản xuất bán ra của công ty cũng sẽ kém chất lượng, những điều này làm ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của doanh nghiệp.
Hệ số tương quan của chu kỳ luân chuyển tiền mặt đối với biến lợi nhuận GOI là -0,007% với mức ý nghĩa 5%, điều này được giải thích khi chu kỳ luân chuyển tiền mặt càng ngắn, tức công ty đang sử dụng đồng tiền hiệu quả, khả năng quay vòng vốn nhanh thì công ty sẽ có nhiều tiền để đầu tư vào các cơ hội sinh lợi, gia tăng khả năng sinh lợi cho công ty, khi chu kỳ luân chuyển tiền mặt giảm đi 1 ngày thì lợi nhuận của công ty tăng lên 0.007%. Ngược lại nếu chu kỳ luân chuyển tiền mặt kéo dài bắt buộc công ty phải đầu tư thêm vốn vào để đáp ứng các nhu cầu vốn ngắn hạn, vừa tốn thêm chi phí, vừa bỏ qua các cơ hội đầu tư tốt từ đó sẽ ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của doanh nghiệp. Kết quả này cũng tương đồng với các bài nghiên cứu trước của Shin và Soenen (1998), Deloof (2003), Lazaridis và Trifonidis (2006)…
Riêng biến chu kỳ hàng tồn kho INV có tương quan âm với lợi nhuận nhưng lại không có ý nghĩa thống kê, điều này tác giả bài viết cho rằng do dữ liệu của bài nghiên cứu còn hạn chế vì vậy cần thu thập mẫu lớn hơn để kiểm định mối quan hệ
này, nhưng xét thấy biến INV là một thành phần của biến CCC, trong khi CCC vẫn có ý nghĩa thống kê cao nên mục tiêu nghiên cứu vẫn đạt được.
Các biến kiểm soát Size, DR, CR trong cả 4 mô hình đều có tương quan âm với lợi nhuận GOI với mức ý nghĩa cao, nghĩa là một khi doanh nghiệp mở rộng quy mô, tăng tỷ lệ nợ, tỷ số thanh toán nhanh thì sẽ làm lợi nhuận giảm.
Như vậy các biến chu kỳ luân chuyển tiền mặt, chu kỳ khoản phải thu và chu kỳ khoản phải trả đều có tương quan âm với khả năng sinh lợi của công ty. Vì vậy để nâng cao khả năng sinh lợi cho các doanh nghiệp, các nhà quản trị cần tìm cách giảm chu kỳ khoản phải thu và chu kỳ khoản phải trả bằng các chính sách bán hàng, mua hàng hợp lý, rút ngắn thời gian chuyển đổi tiền mặt, luân chuyển tiền mặt hiệu quả hơn, nhanh hơn. Kết quả này cũng tương đồng với kỳ vọng của tác giả và các nghiên cứu trước đây. Riêng biến chu kỳ lưu trữ hàng tồn kho tác giả đánh giá cần thu thập thêm số liệu để tìm hiểu kỹ hơn mối quan hệ của biến này với GOI.