Ảnh hưởng của dòng tiền đến hiệu quả hoạt động của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam bằng mô hình tác động cố định

Nội dung text: Ảnh hưởng của dòng tiền đến hiệu quả hoạt động của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam bằng mô hình tác động cố định

1. P-ISSN 1859-3585 E-ISSN 2615-9619 ECONOMICS - SOCIETY ẢNH HƯỞNG CỦA DÒNG TIỀN ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM BẰNG MÔ HÌNH TÁC ĐỘNG CỐ ĐỊNH EFFECTS OF CASH FLOW ON THE PERFORMANCE OF NON-FINANCIAL COMPANIES LISTED ON VIETNAM'S STOCK MARKET USE THE FIXED EFFECTS MODEL Trương Thị Thu Hương ty cạnh tranh trên thị trường. Ngoài ra, hiệu quả hoạt động TÓM TẮT cũng là một tiêu chí được các nhà đầu tư xem xét khi quyết Bài báo nghiên cứu ảnh hưởng của dòng tiền đến hiệu quả hoạt động của định mua bán cổ phiếu trên thị trường chứng khoán. Do các công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đó, các nhà quản lý luôn cố gắng tìm ra các biện pháp đoạn 2009 - 2018. Kết quả ước lượng hồi quy dữ liệu bảng, với mô hình tác động nhằm nâng cao hiệu quả hoạt động. Vì vậy, việc nghiên cứu cố định (Fixed effects) cho thấy, dòng tiền có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả để tìm ra các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động hoạt động của công ty. Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu cũng chỉ ra quy mô công kinh doanh của công ty là chủ đề được nhiều học giả bàn ty và tỷ lệ nợ có ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả hoạt động. Ngược lại, tốc độ luận trong tài chính doanh nghiệp. Một trong các yếu tố đó tăng trưởng tài sản và cơ hội đầu tư có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả hoạt là dòng tiền. động. Từ đó tác giả đã đưa ra một số khuyến nghị cho doanh nghiệp nhằm nâng cao hiệu quả hoạt động của công ty. Dòng tiền là sự chuyển động ra, vào của luồng tiền trong công ty hay đơn vị nào đó, trong một khoảng thời Từ khóa: Dòng tiền; hiệu quả hoạt động; thị trường chứng khoán, cơ hội đầu tư. gian nhất định. Đối với mỗi công ty, dòng tiền được ví như ABSTRACT máu chảy trong cơ thể và việc quản trị dòng tiền có thể quyết định sự sống còn của công ty. Dòng tiền giữ vai trò The paper study the effects of cash flow on the performance of non-financial quan trọng, ảnh hưởng tới các quyết định kinh tế companies listed on Vietnam's stock market for the period of 2009-2018. The của doanh nghiệp, bởi vì mục tiêu của các doanh nghiệp stuty use the fixed effects model, with panel data. The results show that cash hay cơ sở kinh doanh nào là tạo ra được dòng tiền dương, flow has a positive effect on the performance of the business. In addition, the tức là dòng tiền vào lớn hơn dòng tiền ra. Việc quản lý tốt results also indicate that the size of the business and the debt ratio have a dòng tiền sẽ giúp công ty đáp ứng được nhu cầu tài chính negative impact on the performance of the business. In contrast, asset growth để mở rộng, phát triển kinh doanh, tận dụng tối đa các cơ and investment opportunities have a positive effect on business performance. hội kinh doanh, đồng thời giảm thiểu chi phí, nâng cao From which, the author highlighted some recomemdations for manager to hiệu quả hoạt động. Một số nghiên cứu thực nghiệm trên improve operational efficiency. thế giới và Việt Nam đã được thực hiện nhằm đánh giá ảnh Keywords: Cash flow; operational efficiency; stock market; investment opportunities. hưởng của dòng tiền đến hiệu quả hoạt động. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu chưa thống nhất và có sự khác nhau. Vì Trường Đại học Thủy Lợi vậy, bài báo này được thực hiện nhằm làm rõ ảnh hưởng Email: truongthuhuong2703@gmail.com của dòng tiền đến hiệu quả hoạt động của các công ty phi Ngày nhận bài: 20/01/2020 tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán (TTCK) Việt Ngày nhận bài sửa sau phản biện: 25/6/2020 Nam. Từ đó, cung cấp các thông tin hữu ích cho nhà quản Ngày chấp nhận đăng: 25/4/2021 lý khi quản lý dòng tiền góp phần nâng cao hiệu quả quả kinh doanh của doanh nghiệp. Nội dung bài báo gồm 3 phần: Thứ nhất, nêu cơ sở lý 1. GIỚI THIỆU thuyết, tổng quan các công trình nghiên cứu liên quan đến đề tài và mô tả phương pháp nghiên cứu được sử dụng. Hiệu quả hoạt động (HQHĐ) của công ty là chỉ tiêu tài Thứ hai, trình bày các kết quả nghiên cứu và thảo luận. Cuối chính quan trọng được các nhà đầu tư và nhà quản lý quan cùng, tóm tắt các kết luận rút ra từ kết quả nghiên cứu và tâm. Việc nâng cao hiệu quả hoạt động đóng vai trò quan đưa ra một số khuyến nghị. trọng đối với sự tồn tại và phát triển của công ty, giúp công Website: Vol. 57 - No. 2 (Apr 2021) ● Journal of SCIENCE & TECHNOLOGY 147
2. K INH T Ế XÃ HỘI P-ISSN 1859-3585 E-ISSN 2615-9619 2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT, TỔNG QUAN VÀ PHƯƠNG PHÁP của công ty, hơn nữa quá nhiều dòng tiền tự do sẽ làm NGHIÊN CỨU giảm hiệu quả tài chính của công ty. 2.1. Cơ sở lý thuyết Ali và cộng sự nghiên cứu mối quan hệ giữa biến lợi nhuận và dòng tiền trên TTCK Iran [2]. Phương pháp phân Cơ sở lý thuyết để nghiên cứu ảnh hưởng của dòng tiền tích hồi quy đa biến, sử dụng dữ liệu trong giai đoạn năm đến hiệu quả hoạt động của công ty dựa trên lý thuyết người 2003-2011. Kết quả hồi quy cho thấy mối tương quan đại diện và lý thuyết dòng tiền tự do. Một trong những giả ngược chiều và có ý nghĩa giữa hiệu quả của công ty và định của thị trường vốn hoàn hảo là không có xung đột lợi dòng tiền. ích giữa các nhà quản lý và các cổ đông. Tuy nhiên, trong thực tế chủ sở hữu của công ty thường không đồng thời là Thanh và Nguyen nghiên cứu về ảnh hưởng của mối nhà quản lý. Khi đó, nhà quản lý không phải là người đại diện quan hệ với ngân hàng lên hiệu quả của công ty tại Việt cho các cổ đông vì lợi ích nhà quản lý không đồng nhất với Nam [20]. Tác giả sử dụng mô hình hồi quy đa biến, dựa lợi ích của cổ đông. Vì vậy, họ có thể tiến hành các hành trên dữ liệu gồm 465 công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam động bất lợi cho các cổ đông hay làm giảm giá trị công ty. giai đoạn 2007 - 2010. Kết quả nghiên cứu chỉ ra hiệu quả Do đó, cổ đông gánh chịu chi phí đại diện liên quan đến việc hoạt động của công ty giảm khi các mối quan hệ với ngân giám sát các nhà quản lý và những chi phí đại diện này là hàng của công ty tăng. Ngoài ra, nghiên cứu cũng chỉ ra một chi phí tiềm ẩn do xung đột lợi ích giữa các cổ đông và dòng tiền có tương quan ngược chiều với chỉ tiêu thu nhập các nhà quản lý của công ty gây ra. Lý thuyết này được trên vốn chủ sở hữu của công ty. Như vậy, dòng tiền ảnh Jensen và Meckling đê ̀ câp̣ [13], sau đo ́ được Jensen nhăć laị hưởng tiêu cực đến hiệu quả của các công ty niêm yết trên trong môṭ nghiên cưú khác của ông [14]. Jensen cho rằng TTCK Việt Nam. các nhà quản lý có động lực để mở rộng quy mô doanh Chikashi nghiên cứu về thu nhập và hiệu quả hoạt động nghiệp vượt quá quy mô tối ưu để khuếch đại các nguồn lực của doanh nghiệp trong lĩnh vực thiết bị điện trên Sở giao dưới sự kiểm soát của họ. Việc giảm thiểu lượng tiền dưới sự dịch chứng khoán Tokyo [7]. Tác giả sử dụng dữ liệu hàng kiểm soát của nhà quản lý sẽ giúp ngăn cản nhà quản lý đầu năm, giai đoạn 2009-2011 và phương pháp hồi quy OLS. Kết tư vào các dự án kém hiệu quả. Đồng thời, buộc họ phải tiếp quả cho thấy dòng tiền và hiệu quả của doanh nghiệp có cận thị trường bên ngoài để huy động vốn. Từ đó, dòng tiền mối quan hệ ngược chiều. Bên cạnh đó, các biến về dòng trong công ty có thể ảnh hưởng đến giá trị hoặc hiệu quả tiền còn giúp dự báo thu nhập cổ phiếu trong tương lai. hoạt động của công ty. Bingilar và Oyadenghan đã nghiên cứu mối tương quan 2.2. Tổng quan nghiên cứu giữa dòng tiền và hiệu quả trong các bệnh viện và ngành Có nhiều học giả đã nghiên cứu mối quan hệ giữa dòng công nghiệp truyền thông ở Nigeria [5]. Kết quả phân tích tiền và hiệu quả hoạt động của công ty. Tuy nhiên, kết quả thống kê mô tả và tương quan Pearson cho thấy tồn tại mối nghiên cứu thực nghiệm không đồng nhất. Một số tác giả tương quan tích cực và có ý nghĩa thống kê cao giữa dòng đã tìm thấy mối quan hệ thuận chiều giữa dòng tiền và tiền và lợi nhuận ròng. Từ đó, tác giả khẳng định dòng tiền hiệu quả hoạt động. Trong khí đó, một số nghiên cứu khác có ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. lại tìm thấy mối quan hệ ngược chiều giữa dòng tiền và Một nghiên cứu khác cũng được thực hiện tại TTCK Nigeria. hiệu quả hoạt động. Nghiên cứu của Ogbonnaya và cộng sự phân tích mối quan hệ giữa dòng tiền và hiệu quả tài chính của các ngân hàng Adelegan đã phân tích thực nghiệm mối quan hệ giữa niêm yết tại các nền kinh tế mới nổi. Kết quả nghiên cứu dòng tiền và thay đổi cổ tức trên TTCK Nigeria [1]. Tác giả cho thấy dòng tiền hoạt động có ảnh hưởng tích cực đến sử dụng phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất OLS, hiệu quả tài chính của các ngân hàng [16]. Ngược lại, dòng với dữ liệu từ 63 công ty, trong giai đoạn 1984 đến 1997. tiền từ hoạt động đầu tư và hoạt động tài chính có tác Kết quả nghiên cứu cho thấy dòng tiền có ảnh hưởng đến động tiêu cực nhưng mức độ yếu đến hiệu quả tài chính sự thay đổi cổ tức trong công ty. Ngoài ra, tác giả còn tìm của ngân hàng. thấy mối quan hệ cùng chiều và có ý nghĩa giữa dòng tiền và hiệu quả của công ty. Như vậy, các kết quả nghiên cứu thực nghiệm trên cho Nghiên cứu của tác giả Ashtiani cho thấy mối quan hệ thấy dòng tiền có ảnh hưởng khác nhau đến hiệu quả hoạt giữa dòng tiền, hoạt động đầu tư và hiệu quả tài chính của động của công ty. Kết quả này thay đổi giữa các nước và các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Tehran theo ngành nghề kinh doanh. có mối tương quan ngược chiều nhưng không có ý nghĩa 2.3. Phương pháp nghiên cứu thống kê [4]. Trong khi đó, nghiên cứu của Watson tìm thấy Để nghiên cứu ảnh hưởng của dòng tiền đến hiệu quả mối quan hệ ngược chiều và có ý nghĩa thống kê giữa dòng hoạt động của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam thì tiền và hiệu quả hoạt động [22]. biến phụ thuộc là hiệu quả hoạt động của công ty, biến độc Zhou và cộng sự kiểm định mối quan hệ giữa dòng tiền lập là dòng tiền của công ty. Trong nghiên cứu này, hiệu quả tự do và hiệu quả tài chính từ các công ty bất động sản hoạt động được đo lường thông qua hai chỉ tiêu thu nhập niêm yết tại Trung Quốc. Phân tích hồi quy với dữ liệu từ trên tài sản (ROA) và thu nhập trên vốn chủ sở hữu (ROE). năm 2006 đến năm 2011 [23]. Nghiên cứu kết luận dòng Biến dòng tiền là dòng tiền từ hoạt động kinh doanh của tiền tự do tương quan ngược chiều đến hiệu quả tài chính công ty (CF). Ngoài ra, các biến kiểm soát được sử dụng 148 Tạp chí KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ ● Tập 57 - Số2 (4/2021) Website:
3. P-ISSN 1859-3585 E-ISSN 2615-9619 ECONOMICS - SOCIETY trong mô hình là: Quy mô doanh nghiệp (SIZE), cơ hội đầu tư xttest3. Để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến tác giả (MTB), tốc độ tăng trưởng (GROW) và tỷ lệ nợ (LEV). dùng lệnh VIF trong STATA. Mô hình nghiên cứu như sau: Bảng 2. Kiểm định tự tương quan Mô hình 1: ROA = α0 + α1CF+ α2 MTB + α3GROW + Wooldridge test for autocorrelation in panel data  α4SIZE + α5LEV + t Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 2: ROE = α0 + α1CF+ α2 MTB + α3GROW + F( 1, 502) = 17,710 F( 1, 502) = 5,664 α SIZE + α LEV +  4 5 t Prob > F = 0,0000 Prob > F = 0,0177 Bảng 1. Định nghĩa và diễn giải các biến trong mô hình Nguồn: Tính toán của tác giả Tên biến Đo lường biến Bảng 3. Kiểm định phương sai sai số thay đổi Hiệu quả hoạt động Thu nhập trên tổng tài sản của doanh nghiệp cuối (ROA) năm Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model Hiệu quả hoạt động Thu nhập trên vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp Mô hình 1 Mô hình 2 (ROE) cuối năm Bằng dòng tiền hoạt động hàng năm/tổng tài sản chi2 (502) = 2.2e+34 chi2 (502) = 2.4e+34 Dòng tiền (CF) cuối năm Prob>chi2 = 0,0000 Prob>chi2 = 0,0000 Quy mô doanh Bằng Logarit tự nhiên của tổng tài sản cuối năm Nguồn: Tính toán của tác giả nghiệp (SIZE) Bảng 4. Hệ số phóng đại phương sai (VIF) giữa các biến độc lập Tốc độ tăng trưởng Bằng tỷ lệ thay đổi tổng tài sản hàng năm: VIF 1/VIF (GROW) GROW = (TA0 – TA-1)/TA-1 Bằng Logarit tự nhiên của giá trị thị trường/giá trị SIZE 7,50 0,1333 Cơ hội đầu tư (MTB) sổ sách cuối năm [10]. LEV 6,81 0,1469 Tỷ lệ nợ (LEV) Bằng tỷ lệ tổng nợ/tổng tài sản cuối năm MTB 1,57 0,6362 Mẫu nghiên cứu gồm 502 công ty phi tài chính niêm yết CF 1,23 0,8124 trên Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh và GROW 1,10 0,9103 Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội giai đoạn 2009 - 2018 (loại trừ ngành bảo hiểm, bất động sản, chứng khoán và Mean VIF 3,64 ngân hàng). Bởi vì theo Fama và French các công ty tài Nguồn: Tính toán của tác giả chính có cấu trúc báo cáo tài chính khác và đòn bẩy cao so Kết quả kiểm định Wooldridge test và Modified Wald với các ngành còn lại nên loại khỏi mẫu nghiên cứu [9]. Dữ test cho thấy hai mô hình đều có hiện tượng tự tương quan liệu về các chỉ tiêu tài chính của được cung cấp bởi nguồn và phương sai sai số thay đổi. Kết quả hệ số phóng đại dữ liệu StoxPlus. phương sai VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 10, nên Dữ liệu được sử dụng để nghiên cứu ảnh hưởng của không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình. Do dòng tiền đến hiệu quả hoạt động của các công ty niêm yết đó, lệnh cluster trong STATA được sử dụng để khắc phục trên TTCK Việt Nam giai đoạn 2009 - 2018 là dữ liệu bảng hiện tượng tự tương quan và phương sai sai số thay đổi (panel data). Tác giả vận dụng mô hình tác động cố định trong mô hình FEM. (FEM) và mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) để thực hiện 3. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN phân tích hồi quy. Trước hết, tác giả ước lượng 2 mô hình 3.1. Thống kê mô tả trên với dạng FEM và REM. Sau đó, tác giả sử dụng kiểm định Hausman để so sánh giữa dạng mô hình FEM hay REM. Bảng 5. Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu Kết quả kiểm định Hausman cho thấy hai mô hình đều có Giá trị Số quan Độ lệch Giá trị Giá trị hệ số Prob>chi2 = 0,0000 < 0,05 nên mô hình tác động cố Biến trung sát chuẩn định (FEM) phù hợp hơn mô hình tác động ngẫu nhiên bình lớn nhất nhỏ nhất (REM). Do đó, nghiên cứu sử dụng mô hình dạng FEM với ROA 4,325 0,0703 0,0887 -0,9883 0,8391 công cụ STATA 14 để kiểm định ảnh hưởng của dòng tiền đến hiệu quả hoạt động của các công ty phi tài chính niêm ROE 4,325 0,1418 0,1818 -2,1678 4,6557 yết trên TTCK Việt Nam. MTB 4,325 -0,5639 0,7509 -3,0865 3,9070 Tiếp theo, tác giả tiến hành kiểm tra hiện tượng tự CF 4,325 0,0574 0,1666 -1,2975 2,0194 tương quan (bảng 2), phương sai sai số thay đổi (bảng 3) và SIZE 4,325 26,7993 1,4853 20,7202 31,9220 đa cộng tuyến trong các mô hình (bảng 4). Kiểm định Wooldridge test (với lệnh xtserial) được sử dụng để kiểm GROW 4,325 0,4597 12,5384 -0,7453 783,2311 định hiện tượng tự tương quan. Kiểm định phương sai sai LEV 4,325 0,5010 0,2276 0,0003 1,4087 số thay đổi trong mô hình FEM được thực hiện với lệnh Nguồn: Tính toán của tác giả Website: Vol. 57 - No. 2 (Apr 2021) ● Journal of SCIENCE & TECHNOLOGY 149
4. K INH T Ế XÃ HỘI P-ISSN 1859-3585 E-ISSN 2615-9619 Bảng 5 thống kê mô tả giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, MTB 0,0107 0,0110 giá trị nhỏ nhất và giá trị lớn nhất của các biến trong mô (0,00251) (0,00784) hình nghiên cứu. Bảng số liệu cho thấy giá trị trung bình GROW 0,0231 0,0488 ROA của các công ty phi tài chính niêm yết trên TTCK Việt (0,00724) (0,0156) Nam trong giai đoạn 2009 - 2018 là 7,03%; trong khi giá trị trung bình của ROE là 14,18%. Kết quả này có nghĩa là khi LEV -0,150 -0,235 công ty đầu tư 100 đồng tài sản thì bình quân sẽ tạo ra (0,0235) (0,0651) khoản lợi nhuận sau thuế là 7,03 đồng và khoản lợi nhuận Hằng số 0,659 0,858 lớn nhất mà công ty có thể thu được là 83,91. Bên cạnh đó, (0,109) (0,299) 100 đồng vốn chủ sở hữu đầu tư vào công ty sẽ tạo ra Số quan sát 4,325 4,325 khoản lợi nhuận sau thuế bình quân là 14,18 đồng. Giá trị R-squared 0,126 0,068 trung bình của biến CF bằng 0,0574 nghĩa là trong giai Ghi chú: Trong ngoặc là Robust standard errors, p<0,01; p<0,05; * đoạn 2009 - 2018, dòng tiền hoạt động bình quân của các p<0,1 Nguồn: Tính toán của tác giả công ty phi tài chính niêm yết trên TTCK Việt Nam bằng 5,74% so với tổng tài sản của công ty. Giá trị trung bình của Thông qua số liệu trong bảng 8 cho thấy: biến tỷ lệ nợ bằng 0,5010 nghĩa là bình quân các công ty sử  Biến độc lập dòng tiền hoạt động (CF) dụng khoảng 50% vốn đi vay để hình thành tài sản cho Hệ số Beta của biến dòng tiền trong mô hình 1 là 0,0375, công ty. ở mức ý nghĩa cao 1%. Hệ số Beta của biến dòng tiền trong 3.2. Kiểm định mối quan hệ tương quan và hệ số phóng mô hình 2 là 0,0481; ở mức ý nghĩa 10%. Như vậy, dòng tiền đại phương sai hoạt động có ảnh hưởng tích cực và có ý nghĩa thống kê đến 2 chỉ tiêu đo lường hiệu quả hoạt động của công ty là thu Bảng 6. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình 1 nhập trên tài sản và thu nhập trên vốn chủ sở hữu của các ROA CF MTB SIZE GROW LEV công ty phi tài chính niêm yết trên TTCK Việt Nam. Kết quả ROA 1,0000 này có nghĩa là khi tỷ lệ dòng tiền hoạt động của các công ty CF 0,3318 1,0000 tăng thì HQHĐ của các công ty cũng tăng. Kết quả này cũng MTB 0,2743 0,1174 1,0000 được tìm thấy trong các nghiên cứu [1, 5, 16]. Tuy nhiên, mối SIZE -0,0276 -0,039 0,1706 1,0000 tương quan trên ngược lại với kết quả được tìm thấy trong GROW 0,1047 -0,1057 0,1026 0,0836 1,0000 nghiên cứu [4] trên Sở giao dịch chứng khoán Tehran, [2, 22] LEV -0,4045 -0,2062 -0,1426 0,3395 0,0327 1,0000 trên TTCK Iran, [20] trên TTCK Việt Nam giai đoạn 2007 - 2010 với biến phụ thuộc là thu nhập trên vốn chủ sở hữu, [23] với Nguồn: Tính toán của tác giả các công ty bất động sản niêm yết tại Trung Quốc, [7] trên Sở Bảng 7. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình 2 giao dịch chứng khoán Tokyo. ROE CF MTB SIZE GROW LEV  Biến quy mô doanh nghiệp (SIZE) ROE 1,0000 Hệ số Beta của biến SIZE trong mô hình 1 và mô hình 2 CF 0,2211 1,0000 đều có giá trị âm (-0,0193 và -0,0230) với mức ý nghĩa lần MTB 0,1628 0,1174 1,0000 lượt là 1% và 10%. Như vậy, quy mô công ty có ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả kinh doanh của các công ty phi tài SIZE 0,0672 -0,039 0,1706 1,0000 chính niêm yết trên TTCK Việt Nam. Nghĩa là với các doanh GROW 0,1314 -0,1057 0,1026 0,0836 1,0000 nghiệp có quy mô nhỏ thì hiệu quả hoạt động cao hơn các LEV -0,1278 -0,2062 -0,1426 0,3395 0,0327 1,0000 công ty có quy mô lớn. Điều này có thể được giải thích như Nguồn: Tính toán của tác giả sau: các công ty có quy mô tài sản lớn thì vấn đề quản lý tài Kết quả ma trận hệ số tương quan giữa các cặp biến sản và bộ máy tổ chức sẽ gặp nhiều khó khăn hơn, nên ảnh đều có giá trị tuyệt đối nhỏ hơn 0,7 nên không có sự tương hưởng đến hiệu quả sử dụng tài sản hoặc vốn chủ sở hữu quan giữa các biến trong mô hình (bảng 6, 7). Do đó, việc của các công ty. Tuy nhiên, một số tác giả lại tìm thấy mối loại biến nghiên cứu là không cần thiết và mô hình hợp lý. tương quan tích cực hoặc không có tương quan giữa quy mô và HQHĐ như: Hồ Thị Hồng Minh và Nguyễn Thị Cành 3.3. Kết quả ước lượng mô hình không tìm thấy minh chứng về tác động của biến quy mô Bảng 8 trình bày kết quả hồi quy theo mô hình tác động đến HQHĐ của công ty (ROA và ROE) [12], Bùi Ngọc Toản cố định (FEM) mô hình 1 và mô hình 2. tìm thấy tương quan tích cực giữa quy mô doanh nghiệp và Bảng 8. Kết quả ước lượng mô hình ROA của các doanh nghiệp ngành bất động sản [6], Lê Thị Biến Mô hình 1 (ROA) Mô hình 2 (ROE) Nhu cũng kết luận quy mô doanh nghiệp có ảnh hưởng tích cực đến HQHĐ của các công ty xây dựng niêm yết trên CF 0,0375 0,0481* TTCK Việt Nam [15]. Như vậy, có thể thấy kết quả về ảnh (0,0131) (0,0271) hưởng của quy mô đến HQHĐ không đồng nhất giữa các SIZE -0,0193 -0,0230* nghiên cứu, phụ thuộc vào đặc điểm của từng ngành nghề (0,00428) (0,0119) khác nhau. 150 Tạp chí KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ ● Tập 57 - Số2 (4/2021) Website:
5. P-ISSN 1859-3585 E-ISSN 2615-9619 ECONOMICS - SOCIETY  Biến cơ hội đầu tư (MTB) và tốc độ tăng trưởng Từ các kết quả nghiên cứu thực nghiệm trên, tác giả đưa (GROW) ra một số khuyến nghị cho công ty nhằm nâng cao hiệu Hệ số Beta của biến cơ hội đầu tư (MTB) trong mô hình quả hoạt động, qua đó làm tăng giá trị của công ty và giúp 1 và mô hình 2 đều có giá trị dương. Hệ số Beta về ảnh thu hút các nhà đầu tư. Cụ thể, một số khuyến nghị được hưởng của MTB đến ROA là 0,0107, mức ý nghĩa cao 1%. đề xuất như sau: Tuy nhiên, hệ số Beta về ảnh hưởng của MTB đến ROE là Hiệu quả hoạt động của công ty có tương quan cùng 0,0110 nhưng không có ý nghĩa thống kê. Kết quả này cho chiều với tỷ lệ dòng tiền hoạt động trên tổng tài sản. Nên thấy, cơ hội đầu tư có ảnh hưởng tích cực đến thu nhập nếu công ty muốn tăng hiệu quả hoạt động thì cần kiểm trên tài sản của các công ty phi tài chính niêm yết trên TTCK soát tỷ lệ dòng tiền hoạt động trong công ty. Công ty nên Việt Nam nhưng chưa đủ căn cứ để khẳng định với chỉ tiêu xem xét tăng dòng tiền hoạt động khi tổng tài sản của thu nhập trên vốn chủ sở hữu. công ty tăng. Ngược lại, khi tổng tài sản giảm thì công ty Với biến tốc độ tăng trưởng (GROW) đều có hệ số Beta nên giảm dòng tiền hoạt động. Điều này sẽ giúp công ty dương (0,0231 và 0,0488) và có ý nghĩa thống kê rất cao 1% nâng cao hiệu quả hoạt động. trong 2 mô hình trên. Do đó, nếu công ty có tốc độ tăng Ngoài ra, cơ hội đầu tư và tốc độ tăng trưởng của công trưởng cao thì HQHĐ của công ty cũng tăng. ty cũng là chỉ tiêu quan trọng có ảnh hưởng tốt đến hiệu Như vậy, cơ hội đầu tư và tốc độ tăng trưởng có ảnh quả hoạt động. Tuy nhiên, theo lý thuyết vòng đời thì hai hưởng tích cực đến HQHĐ của các công ty phi tài chính niêm chỉ tiêu này sẽ thay đổi theo các chu kỳ phát triển khác yết trên TTCK Việt Nam. Kết quả này nói lên các công ty có nhau của công ty. Trong giai đoạn đầu và giai đoạn tăng nhiều cơ hội đầu tư và đang trong giai đoạn tăng trưởng cao trưởng, công ty thường có nhiều cơ hội đầu tư tốt nhằm thì hiệu quả hoạt động cũng cao hơn các doanh nghiệp có ít mở rộng đối tượng khách hàng và tiếp cận các thị trường cơ hội đầu tư và tăng trưởng thấp. Tác giả Võ Thị Lệ Huyền tiềm năng. Do đó, công ty nên duy trì lượng tiền mặt lớn cũng tìm thấy bằng chứng về ảnh hưởng tích cực của cơ hội hơn để thực hiện các hoạt động đầu tư phát triển, gia tăng đầu tư và tốc độ tăng trưởng đến khả năng sinh lợi của các tài sản, qua đó giúp nâng cao hiệu quả hoạt động. Đến giai công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Thành phố đoạn chín muồi, cơ hội đầu tư giảm dần và mức độ cạnh Hồ Chí Minh [21]. Luận án tiến sỹ của Lê Thị Nhu cũng đã tìm tranh trên thị trường gia tăng, dẫn đến hiệu quả sử dụng tài ra bằng chứng thực nghiệm về ảnh hưởng tích cực của tốc sản và vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp cũng giảm dần. độ tăng trưởng đến khả năng sinh lợi của tổng tài sản và vốn Trong trường hợp đó, công ty nên giảm lượng tiền mặt chủ sở hữu của các doanh nghiệp xây dựng niêm yết trên bằng cách phân phối bớt cho cổ đông như trả cổ tức bằng TTCK Việt Nam [15]. Kết quả này tương đồng với nhiều tiền. Động thái trên có thể giúp ổn định tâm lý của nhà đầu nghiên cứu trên thế giới [3, 11, 17]. tư khi nhận được khoản cổ tức từ doanh nghiệp. Cuối cùng, để nâng cao hiệu quả hoạt động, công ty cần hạn chế sử  Biến tỷ lệ nợ (LEV) dụng nợ vay. Việc sử dụng quá nhiều nợ vay sẽ tác động Hệ số Beta của biến tỷ lệ nợ trong mô hình 1 và mô hình ngược làm giảm hiệu quả hoạt động. Do đó, nhà quản lý 2 đều có giá trị âm (-0,150 và -0,235), có ý nghĩa thống kê cần tính toán để xác định cơ cấu nợ tối ưu cho mỗi doanh cao ở mức 1%. Do đó, tỷ lệ nợ có ảnh hưởng tiêu cực đến nghiệp, nhằm nâng cao hiệu quả hoạt động. HQHĐ. Như vậy, với các công ty phi tài chính niêm yết trên Bên cạnh những kết quả mà nghiên cứu đã đạt được, TTCK Việt Nam sử dụng nợ vay nhiều thì hiệu quả hoạt bài viết còn tồn tại một số hạn chế như mới đánh giá ảnh động giảm. Kết quả này cũng được tìm thấy trong nghiên hưởng của dòng tiền hoạt động mà chưa phân tích ảnh cứu [21]; và tương đồng với kết quả nghiên cứu [3, 8] với hưởng của dòng tiền từ hoạt động đầu tư và dòng tiền từ biến phụ thuộc là ROA. Tuy nhiên, một số nghiên cứu lại hoạt động tài chính đến hiệu quả hoạt động của công ty. tìm thấy ảnh hưởng tích cực của sử dụng nợ vay đến HQHĐ Hạn chế này sẽ là khoảng trống để các học giả khác có như: với biến phụ thuộc là ROA [19], với biến phụ thuộc là nghiên cứu sâu. ROE [8, 18]. 4. KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ Bài báo đã kiểm định ảnh hưởng của dòng tiền đến hiệu TÀI LIỆU THAM KHẢO quả hoạt động của các công ty phi tài chính niêm yết trên [1]. Adelegan O.J., 2003. An Empirical Analysis of the relationship between TTCK Việt Nam giai đoạn 2009 - 2018. Kết quả nghiên cứu cash flow and Divided charges in Nigeria. Journal of Research in Development and đã cho thấy dòng tiền hoạt động trong doanh nghiệp có Management, 15, 35-49. ảnh hưởng tích cực đến HQHĐ được đo lường thông qua [2]. Ali M., Alireza A., Jalal A., 2013. The association between various Earnings hai chỉ tiêu thu nhập trên tài sản (ROA) và thu nhập trên and cashflow measures of firm performance and stock returns: some Iranian vốn chủ sở hữu (ROE). Bên cạnh đó, cơ hội đầu tư và tốc độ evidence. International journal of accounting and financial reporting, 3 (1), tăng trưởng tổng tài sản cũng có ảnh hưởng tích cực đến 24 – 39. hiệu quả hoạt động của công ty. Ngược lại, chỉ tiêu quy mô công ty và tỷ lệ nợ có ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả [3]. Amidu M., 2007. How does Dividend Policy affect Performance of the firm hoạt động. on Ghana Stock Exchange?. Investment Management and Financial Innovations, 4 (2), 103-112. Website: Vol. 57 - No. 2 (Apr 2021) ● Journal of SCIENCE & TECHNOLOGY 151
6. K INH T Ế XÃ HỘI P-ISSN 1859-3585 E-ISSN 2615-9619 [4]. Ashtiani A. R., 2005. The study of relationship between accounting ratios [22]. Watson J., 2005. The Association of various earnings and cash flow and operating cash. Journal of Business Practice, 18(5), 101-118. measures of firm performance and stock returns. School of accounting, University [5]. Bingilar P. F., Oyadenghan K.J., 2014. Cash flow and corporate of Technology, Sydney. performance: A study of selected food and beverage companies in Nigeria. Journal [23]. Zhou H., S. Yang, M. Zhang, 2012. Relationship between free cash flow of Business Management, 14(3), 10-24. and financial performance. Evidence from listed real estate companies in China. [6]. Bui Ngoc Toan, 2016. Effects of working capital management on return on China. IPC. SI, 36, 331-335. assets of Vietnam real estate enterprises. Can Tho University Journal of Science, Vol. 44, 18-27. [7]. Chikashi T. O., 2013. An Investigation of comprehensive income and firm AUTHOR INFORMATION performance: The earnings with stock returns and growth of net market value of Truong Thi Thu Huong operating assest in TSE. Mashhad, Islamic Azad University of Mashhod, Iran. Thuy Loi University [8]. Dongan M., Topal Y., 2014. The Influence of Dividend Payments on Company Performance: The Case of Istanbul Stock Exchange (BIST). European Journal of Business and Management, 6 (3), 189-197. [9]. Fama E. F., French K. R.,1993. Common risk factors in the returns on stocks and bonds. Journal of Financial Economics, 33 (1), 3-56. [10]. Fama F.E., French K.R, 2001. Disappearing Dividends: Changing Firm Characteristics or Lower Propensity to Pay? Journal of Financial Economics, 60, 3-43. [11]. Gill A., Biger N., Mathur N., 2011. The Effect of Capital Structure on Profitability: Evidence from the United State. International Journal of Management, 4 (28), 3-15. [12]. Ho Thi Hong Minh, Nguyen Thi Canh, 2015. Da dang hoa thu nhap va cac yeu to tac dong den kha nang sinh loi cua cac ngan hang thuong mai Viet Nam. Tap chi Cong nghe Ngan hang, 106+107, 13-23. [13]. Jensen M. C., Meckling W. H, 1976. Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics, 3, 305- 360. [14]. Jensen M. C., 1986. Agency costs of free cash flow, corporate finance, and takeovers. The American Economic Review, 76, 323-329. [15]. Le Thi Nhu, 2018. Phan tich moi quan he giua cau truc tai chinh voi kha nang sinh lpi trong cac cong ty xay dung niem yet tren thi truong chung khoan Viet Nam. PhD thesis, National Economics University. [16]. Ogbonnaya A. K., Ekwe M. C., Uzoma I. J., 2016. Relationship of cash flow ratios and financial performance of listed banks in emerging economies – Nigeria example. European Journal of Accounting, Auditing and Finance Research, 4(4), 89-97. [17] Onanjiri R. N., Korankye T., 2014. Dividend Payout and Performance of Quoted Manufacturing Firms in Ghana. Research Journal of Finance and Accounting, 5 (15), 37 – 42. [18]. Priya K., Nimalathasan B., 2013. Dividend Policy Ratios and Firm Performance: a case study of Selected Hotels & Restaurants in Sri Lanka. G.J.C.M.P, 2(6), 16-22. [19]. Sunday O Kajola, Ademola A Adewumi, Oyefemi O Oworu, 2015. Dividend pay-out policy and firm financial performance: evidence from nigerian listed non-financial firms. International Journal of Economics, Commerce and Management, 3 (4), 1–13. [20]. Thanh V.H., Nguyen M.H., 2013. The effect of Banking relationship on firm performance in Vietnam. International Journal of Economics and Finance, 5 (5), 148- 158 [21]. Vo Thi Le Huyen, 2015. Tac dong chinh sach co tuc den hieu qua hoat dong cua cac doanh nghiep niem yet tren San chung khoan HOSE. Master thesis, Ho Chi Minh City University of Technology. 152 Tạp chí KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ ● Tập 57 - Số2 (4/2021) Website: