Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Tác động của quản trị vốn luân chuyển đến khả năng sinh lợi của các công ty niêm yết tại thị trường chứng khoán Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN THỊ ÚT THƯ

TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ VỐN LUÂN CHUYỂN

ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỢI CỦA CÁC CÔNG TY

NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. Hồ Chí Minh - Năm 2017

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN THỊ ÚT THƯ

TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ VỐN LUÂN CHUYỂN

ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỢI CỦA CÁC CÔNG TY

NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng

Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS.TS. TRẦN THỊ HẢI LÝ

TP. Hồ Chí Minh - Năm 2017

LỜI CAM ĐOAN

Luận văn này được viết xuất phát từ nhu cầu học tập và nghiên cứu của tác

giả. Nội dung luận văn được viết dựa vào các nghiên cứu và tài liệu trích dẫn cụ thể,

hoàn toàn minh bạch. Các dữ liệu tính toán dựa trên nguồn thông tin đáng tin cậy và

được công bố rộng rãi trên các Website. Tác giả cam kết không sao chép lại nội

dung các nghiên cứu khác.

Tác giả luận văn

Nguyễn Thị Út Thư

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

DANH MỤC BẢNG

TÓM TẮT …………………………………………………...…………………………………………… 1

Giới thiệu đề tài ................................................................................ 3

Mục tiêu và các vấn đề nghiên cứu .................................................................. 4

Lý do chọn đề tài .............................................................................................. 3

Ý nghĩa nghiên cứu của đề tài.......................................................................... 5

Bố cục của đề tài .............................................................................................. 6

Phương pháp nghiên cứu.................................................................................. 5

Mô hình lý thuyết ............................................................................................. 7

Tổng quan các nghiên cứu trước đây ............................................... 7

2.1.1 Lý thuyết về quản trị vốn luân chuyển ............................................................. 7

Tổng quan các nghiên cứu trước đây .............................................................. 12

2.1.2 Sở hữu nhà nước và quản trị vốn luân chuyển ............................................... 11

Dữ liệu nghiên cứu ......................................................................................... 20

Mô hình nghiên cứu ........................................................................................ 21

Phương pháp nghiên cứu ............................................................... 20

3.2.1 Biến độc lập và các giả thuyết nghiên cứu..................................................... 21

3.2.1.1 Kỳ thu tiền khoản phải thu bình quân(AR) .................................................. 21

3.2.1.2 Kỳ lưu kho hàng tồn kho bình quân (INV) ................................................... 22

3.2.1.3 Kỳ trả tiền khoản phải trả bình quân (AP) .................................................. 22

3.2.1.4 Chu kỳ luân chuyển tiền mặt (CCC) ............................................................ 23

3.2.2 Biến phụ thuộc ............................................................................................... 24

3.2.3 Biến kiểm soát ................................................................................................ 25

Các bước phân tích định lượng ....................................................................... 26

3.2.4 Mô hình nghiên cứu đề xuất .......................................................................... 26

Thống kê mô tả ................................................................................................ 29

Phân tích tương quan giữa các biến................................................................. 30

Kết quả hồi quy ............................................................................................... 31

Kết quả nghiên cứu thực nghiệm ................................................... 29

4.3.1 Kết quả hồi quy Pooled Ordinary Least Square (Pooled OLS) ..................... 31

4.3.2 Kết quả hồi quy theo phương pháp Random Effects Model (REM) ............. 33

4.3.3 Kết quả hồi quy theo phương pháp Fixed Effects Model (FEM) .................. 35

4.3.4 Kiểm định Hausman để so sánh hai mô hình REM và FEM ......................... 36

4.3.5 Kiểm định phương sai thay đổi đối với mô hình FEM .................................. 38

Giải thích kết quả hồi quy ............................................................................... 41

4.3.6 Kiểm định hiện tượng tự tương quan ............................................................. 40

4.5. Phân tích với biến giả STATE ........................................................................ 43

Kết luận chung ................................................................................................. 47

Hạn chế của bài nghiên cứu và hướng mở rộng .............................................. 48

Kết luận .......................................................................................... 47

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

CCC : Chu kỳ luân chuyển tiền mặt

GOI : Lợi nhuận hoạt động

INV : Chu kỳ tồn trữ hàng tồn kho

AR : Chu kỳ khoản phải thu

AP : Chu kỳ khoản phải trả

Size : Quy mô công ty

DR : Tỷ lệ nợ

CR : Chỉ số thanh toán hiện thời

: Phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất OLS

FEM : Mô hình tác động cố định

REM : Mô hình tác động ngẫu nhiên

GLS : Phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát

DANH MỤC BẢNG

Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến

Bảng 4.2: Phân tích tương quan giữa các biến

Bảng 4.3: Kết quả hồi quy theo OLS

Bảng 4.4: Kết quả hồi quy theo REM

Bảng 4.5: Kết quả hồi quy theo FEM

Bảng 4.6: Kết quả kiểm định Hausman tương ứng với 4 mô hình

Bảng 4.7 Kết quả kiểm định phương sai thay đổi

Bảng 4.8: Kết quả sử dụng phương pháp GLS khắc phục phương sai thay đổi

Bảng 4.9: Kết quả hiện tượng tự tương quan

Bảng 4.10: Kết quả GLS khắc phục phương sai thay đổi và tự tương quan

Bảng 4.11 Mô tả các chỉ tiêu của nhóm các công ty có sở hữu nhà nước

Bảng 4.12 Mô tả các chỉ tiêu của nhóm các công ty không có sở hữu nhà nước

Bảng 4.13: Kết quả hồi quy với biến giả STATE

TÓM TẮT

Bài nghiên cứu được thực hiện nhằm xem xét ảnh hưởng của việc quản trị

vốn luân chuyển lên khả năng sinh lợi của các công ty niêm yết trên sàn chứng

khoán Việt Nam giai đoạn từ năm 2010 đến 2015, đặc biệt tác giả mở rộng hơn khi

nghiên cứu trên mẫu các công ty có sở hữu nhà nước để đánh giá xem liệu rằng hình

thức sở hữu có tác động như thế nào đến mối quan hệ này. Quản trị vốn luân chuyển

được xem xét thông qua chỉ tiêu chu kỳ luân chuyển tiền mặt (cash conversion

cycle – CCC), mà chu kỳ luân chuyển tiền mặt bao gồm chu kỳ các khoản phải thu,

chu kỳ hàng tồn kho và chu kỳ các khoản phải trả, còn khả năng sinh lợi được tìm

hiểu thông qua chỉ số lợi nhuận hoạt động kinh doanh trên tổng tài sản trừ tài sản tài

chính. Tác giả thu thập dữ liệu từ báo cáo tài chính của 164 công ty trên hai sàn

chứng khoán HNX và HOSE trong vòng 6 năm liên tiếp, sau đó thực hiện hồi quy

với các phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS), hiệu ứng cố định (FEM), hiệu

ứng ngẫu nhiên (REM) với dữ liệu bảng và dùng các kiểm định T-test và Hausman

để lựa chọn phương pháp hồi quy phù hợp nhất, sau đó tiến hành các kiểm định

phương sai thay đổi và tự tương quan, nhận thấy dữ liệu có các hiện tượng này nên

tác giả đã thực hiện phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS) để

khắc phục nhằm cho ra kết quả ước lượng chính xác nhất. Kết quả nghiên cứu cho

thấy doanh nghiệp càng quản trị vốn luân chuyển hiệu quả thì khả năng sinh lợi sẽ

càng tăng lên bằng chứng là chu kỳ luân chuyển tiền mặt ảnh hưởng nghịch biến lên

lợi nhuận hoạt động, cụ thể khi nghiên cứu ảnh hưởng của từng chỉ tiêu của chu kỳ

luân chuyển tiền mặt lên lợi nhuận thì cho kết quả: chu kỳ các khoản phải thu, các

khoản phải trả ảnh hưởng ngược chiều đối với lợi nhuận, riêng chu kỳ tồn trữ hàng

tồn kho không có ý nghĩa thống kê. Điều này có nghĩa khi chu kỳ các khoản phải

thu khách hàng, chu kỳ các khoản phải trả và chu kỳ luân chuyển tiền mặt được rút

ngắn lại thì khả năng sinh lợi của công ty sẽ được cải thiện.

Sau đó tác giả tiến hành chia mẫu thành nhóm các công ty có tỷ lệ sở hữu

nhà nước trên 50% và nhóm không có sở hữu nhà nước hoặc tỷ lệ sở hữu nhà nước

thấp hơn 50% và hồi quy với biến giả STATE để xem xét ảnh hưởng của sở hữu

nhà nước lên mối quan hệ giữa chu kỳ luân chuyển tiền mặt và lợi nhuận. Kết quả

cho thấy những công ty có sở hữu nhà nước có tỷ lệ tăng của lợi nhuận thấp hơn

những công ty không có sở hữu nhà nước khi số ngày luân chuyển tiền mặt giảm

xuống.

Kết quả của bài nghiên cứu đóng góp thêm một bằng chứng thực nghiệm về

mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và lợi nhuận để từ đó các nhà quản trị có

thể có những giải pháp để nâng cao hiệu quả quản trị vốn luân chuyển, giúp công ty

tăng khả năng sinh lợi, đặc biệt là ở các công ty có sở hữu nhà nước.

Từ khóa: quản trị vốn luân chuyển, chu kỳ luân chuyển tiền mặt, lợi nhuận, chu kỳ

hàng tồn kho, chu kỳ khoản phải thu, chu kỳ khoản phải trả, sở hữu nhà nước.

GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI

Lý do chọn đề tài

Theo Shim và Soenen (1998), Malik và cộng sự (2010) thì sự thành công hay

thất bại của một doanh nghiệp phụ thuộc nhiều vào cách quản trị vốn luân chuyển

bởi nó ảnh hưởng trực tiếp đến lợi nhuận và tính thanh khoản của công ty. Đã có rất

nhiều nghiên cứu thực nghiệm ở nhiều nước trên thế giới cho thấy tầm quan trọng

của quản trị vốn luân chuyển (Richards and Laughlin, 1980; Stewart, 1995; Turuel

và cộng sự, 2007; Mansoori và Muhammad, 2012…).

Vốn luân chuyển là nguồn vốn công ty sử dụng cho hoạt động sản xuất, kinh

doanh hằng ngày, vốn luân chuyển tồn tại ở các hình thức là các khoản phải thu,

hàng tồn kho hay các khoản phải trả. Và quản trị vốn luân chuyển chính là quản trị

các thành phần này và mối quan hệ giữa chúng (Abuzayed, 2012). Theo Mathuva

(2010) thì đầu tư quá mức vào vốn luân chuyển sẽ làm giảm khả năng sinh lợi của

doanh nghiệp, nhưng đầu tư thiếu hụt sẽ dẫn đến rủi ro thanh khoản, vì vậy luôn

phải duy trì mức vốn luân chuyển tối ưu mà ở tại đó cân bằng được giữa mục tiêu

lợi nhuận và thanh khoản. Một cơ chế quản trị vốn luân chuyển yếu kém có thể gây

tiêu cực đến lợi nhuận và giá trị doanh nghiệp (Gill và Biger, 2010). Làm sao để

quản trị vốn luân chuyển hiệu quả luôn là thách thức đối với các nhà quản trị, đặc

biệt là trong nền kinh tế thế giới hiện nay luôn vận động và thay đổi từng ngày.

Hơn nữa tác giả muốn tìm hiểu sâu hơn liệu rằng hình thức sở hữu, cụ thể là

doanh nghiệp có sở hữu nhà nước (tỷ lệ cổ phiếu nhà nước nắm giữ trên 50%) và

không có sở hữu nhà nước (tỷ lệ cổ phiếu nhà nước nắm giữ dưới 50% hoặc không

nắm giữ), có ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng

sinh lợi khác nhau như thế nào. Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra rằng những nhà quản trị

ở các doanh nghiệp có sở hữu nhà nước thường có khả năng quản trị yếu, họ thường

quan tâm đến thành quả chính trị hơn là thành quả tài chính của công ty, vì vậy rất

cần thiết khi xem xét liệu rằng sự xuất hiện của các cổ đông đại diện phần vốn góp

của nhà nước ở các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

có ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi

hay không. Với mong muốn góp thêm một bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ

này, để giúp các nhà quản trị hiểu hơn về vai trò của quản trị vốn luân chuyển, cũng

như ảnh hưởng của từng thành phần trong một chu kỳ luân chuyển tiền mặt đối với

lợi nhuận để có thể tối đa hóa lợi nhuận, tăng giá trị công ty, tác giả thực hiện bài

nghiên cứu “Tác động của quản trị vốn luân chuyển đến khả năng sinh lợi của

các công ty niêm yết tại thị trường chứng khoán Việt Nam”. Bài viết lấy số liệu

trên các báo cáo tài chính đã được kiểm toán của các công ty niêm yết trên hai sàn

chứng khoán thành phố Hà Nội và thành phố Hồ Chí Minh với số liệu cập nhật tới

năm 2015.

Mục tiêu và các vấn đề nghiên cứu

Bài nghiên cứu nhằm đạt được mục tiêu tìm ra mối quan hệ giữa quản trị vốn

luân chuyển với thành quả tài chính của các công ty niêm yết trên thị trường chứng

khoán Việt Nam, đặc biệt khi xem xét đến hình thức sở hữu của doanh nghiệp.

Quản trị vốn luân chuyển được xem xét thông qua chỉ tiêu chu kỳ luân chuyển tiền

mặt và các thành phần của nó, bao gồm kỳ thu tiền khoản phải thu, kỳ tồn trữ hàng

tồn kho và kỳ trả tiền các khoản phải trả. Thành quả tài chính của công ty được xem

xét thông qua chỉ tiêu lợi nhuận hoạt động gộp. Vì vậy xem xét mối quan hệ giữa

quản trị vốn luân chuyển với thành quả tài chính chính là xem xét ảnh hưởng của

chu kỳ luân chuyển tiền mặt và từng thành phần của nó đến lợi nhuận hoạt động

gộp. Ngoài ra tác giả còn muốn xem xét mối quan hệ này khác nhau như thế nào

giữa các công ty có hình thức sở hữu khác nhau, cụ thể là giữa các công ty có sở

hữu nhà nước và không có sở hữu nhà nước. Vì vậy, tác giả đặt ra 2 mục tiêu

nghiên cứu lớn sau đây:

Thứ nhất, quản trị vốn luân chuyển được thể hiện thông qua chu kỳ luân

chuyển tiền mặt và các thành phần của chu kỳ này liệu rằng có ảnh hưởng đến lợi

nhuận hoạt động của công ty hay không? Nếu có thì ảnh hưởng như thế nào?

Thứ hai, mức độ tác động của quản trị vốn luân chuyển lên khả năng sinh lợi

của các công ty có sở hữu nhà nước khác với các công ty không có sở hữu nhà nước

như thế nào?

Phương pháp nghiên cứu

Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ báo cáo tài chính từ năm 2010 đến năm

2015 của các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán TP.Hồ Chí Minh và

Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội. Toàn bộ dữ liệu được lấy từ www.cafef.vn và

www.vietstock.vn, đảm bảo số liệu từ các báo cáo tài chính đã được kiểm toán của

các công ty.

Sau đó tác giả loại bỏ các công ty không đầy đủ dữ liệu, các công ty có dữ

liệu không phù hợp, cuối cùng tác giả đã thu thập được số liệu của 164 công ty, với

984 quan sát. Bằng cách sử dụng dữ liệu bảng cân bằng với công cụ sử dụng trong

phân tích là phần mềm phân tích thống kê STATA 12.0 tác giả đã tiến hành hồi quy

theo 3 phương pháp là mô hình bình phương bé nhất (Pooled Ordinary Least Square

– pooled OLS), mô hình các ảnh hưởng cố định (Fixed effective model –FEM), mô

hình các ảnh hưởng ngẫu nhiên (Random effective model –REM), sau đó tác giả sử

dụng các phép kiểm định F-test và Hausman để so sánh tìm ra mô hình phù hợp

nhất, tiếp theo là kiểm định phương sai thay đổi, hiện tượng tự tương quan và tiến

hành hồi quy theo phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát (General Least

Square – GLS) để khắc phục các hiện tượng trên.

Cuối cùng tác giả đưa biến giả STATE đại diện cho hình thức sở hữu vào mô

hình và sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát GLS để thực hiện

hồi quy.

Ý nghĩa nghiên cứu của đề tài

Từ kết quả của bài nghiên cứu tác giả mong muốn đóng góp thêm bằng

chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển với thành quả tài

chính của công ty, đặc biệt ở nhóm các công ty có sở hữu nhà nước, giúp các nhà

quản trị thấy rõ hơn tầm quan trọng của quản trị vốn luân chuyển, từ đó sẽ xem xét,

cân nhắc kỹ hơn trong việc ra các quyết định về quản trị dòng tiền, giúp công ty sử

dụng hiệu quả nhất nguồn vốn ngắn hạn, nâng cao khả năng sinh lợi.

Bố cục của đề tài

Ngoài các phần tóm tắt, danh mục chữ viết tắt, danh mục bảng, danh mục tài

liệu tham khảo và phụ lục, nội dung của bài nghiên cứu bao gồm 5 chương sắp xếp

theo bố cục như sau:

Phần 1: giới thiệu về đề tài. Trong chương này, bài nghiên cứu đưa ra lý do

chọn đề tài cũng như tổng quan về mục tiêu, phương pháp, ý nghĩa của bài nghiên

cứu.

Phần 2: trình bày tổng quan lý thuyết, các nghiên cứu trước đây về tác động

của quản trị vốn luân chuyển đối với lợi nhuận.

Phần 3: trình bày phương pháp và dữ liệu nghiên cứu. Chương này giới

thiệu về các biến, dữ liệu thu thập. Bên cạnh đó cũng giới thiệu quy trình phân tích

định lượng.

Phần 4: trình bày kết quả thực nghiệm, xem xét, lựa chọn mô hình phù hợp

nhất và đánh giá những kết quả đã đạt được.

Phần 5: trình bày kết luận, đồng thời nêu ra hạn chế của bài nghiên cứu cũng

như định hướng cho những bài nghiên cứu tiếp sau.

TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC

ĐÂY

Mô hình lý thuyết

2.1.1 Lý thuyết về quản trị vốn luân chuyển

Vốn luân chuyển là nguồn vốn công ty sử dụng trong hoạt động hằng ngày,

là sự chênh lệch giữa tài sản ngắn hạn và nợ ngắn hạn. Quản trị vốn luân chuyển là

quản trị vốn ngắn hạn, quản trị dòng tiền vào và dòng tiền ra từ các hoạt động kinh

doanh nhằm giúp dự báo thành quả tài chính của doanh nghiệp trong tương lai, quản

trị vốn luân chuyển hiệu quả giúp công ty chủ động trước tình hình thiếu hụt tiền

mặt, giảm sự phụ thuộc vào nguồn tài trợ bên ngoài cũng như chủ động sử dụng

nguồn tiền mặt dư thừa để đầu tư một cách hiệu quả, từ đó cải thiện được tính thanh

khoản cũng như vị thế cạnh tranh của công ty trên thị trường (Brewer và Speh,

2000). Chiến lược quản trị dòng tiền của công ty thông qua việc quản trị khoản phải

thu, phải trả và quản trị hàng tồn kho đã được các công ty kết hợp và sử dụng rộng

rãi trong việc cải thiện thành quả tài chính của các công ty (Richards và Laughlin,

1980; Stewart, 1995).

Tài sản ngắn hạn gồm: tiền và các khoản tương đương tiền, các khoản đầu tư

tài chính ngắn hạn, hàng tồn kho, các khoản phải thu và những tài sản ngắn hạn

khác. Đây là những tài sản có khả năng chuyển đổi thành tiền nhanh chóng, không

tốn nhiều chi phí và có chu kỳ hoạt động ít hơn 1 năm.

Nợ ngắn hạn gồm: các khoản vay ngắn hạn, nợ nhà cung cấp, thuế thu nhập

hoãn lại, lãi vay, cổ tức và các khoản nợ ngắn hạn khác. Các khoản nợ ngắn hạn này

là một trong những nguồn tài trợ cho hoạt động hằng ngày của công ty.

Cổ đông và các nhà đầu tư nắm giữ trái phiếu sẽ cung cấp nguồn vốn cho

công ty, công ty sử dụng nguồn vốn này để mua nguyên vật liệu cần thiết, trong giai

đoạn này nếu các nhà cung cấp cho trả chậm thì công ty đã được tài trợ bằng một

khoản tín dụng ngắn hạn. Chính phủ và ngân hàng cũng có thể tham gia vào chu

trình này thông qua các chương trình tài trợ hoặc cho vay vốn để công ty chi trả lao

động, chi phí quản lý. Nguồn nguyên vật liệu mua vào sẽ được sản xuất tạo ra thành

phẩm, thành phẩm bán ra có thể thu tiền ngay hoặc ở dạng các khoản phải thu khách

hàng. Tiền thu từ bán hàng, được dùng để trả nợ, đầu tư thêm vào hoạt động công ty

hoặc chia cổ tức kết thúc một chu kỳ vốn luân chuyển (Pass và Hike, 2007).

Những công ty có vốn luân chuyển dương, tức là tài sản ngắn hạn lớn hơn nợ

ngắn hạn. Nguồn tài sản ngắn hạn để thanh toán mọi khoản nợ ngắn hạn, đồng thời

có thể sử dụng nguồn tiền mặt còn lại cho các hoạt động kinh doanh khác, thanh

toán nợ dài hạn hoặc trả cổ tức cho cổ đông. Tuy nhiên vốn luân chuyển thặng dư

nhiều cũng không hẳn là tốt vì những tài sản ngắn hạn có khả năng sinh lợi thấp.

Nếu vốn luân chuyển là âm, tức là thâm hụt vốn luân chuyển, nợ ngắn hạn

lớn hơn tài sản ngắn hạn, điều này rất nguy hiểm do không đủ nguồn để thanh toán

nợ ngắn hạn, dễ đẩy công ty rơi vào tình trạng mất khả năng thanh toán, buộc các

công ty phải vay mượn thêm hoặc bán tài sản để trả nợ.

Có thể thấy vốn luân chuyển rất quan trọng, các nhà đầu tư cần sử dụng

nhiều cách đo lường khác nhau để tính toán mức độ vốn luân chuyển cần nắm giữ

trong mỗi giai đoạn. Một trong những cách đo lường phổ biến là sử dụng chu kỳ

luân chuyển tiền mặt (cash conversion cycle – CCC) được đề xuất bởi Richards và

Laughlin (1980). Chu kỳ luân chuyển tiền mặt gồm 3 thành phần là: kỳ thu tiền

khoản phải thu, kỳ lưu kho hàng tồn kho, kỳ phải trả người bán.

Kỳ lưu kho Kỳ phải trả Kỳ thu tiền Chu kỳ luân + - = hàng tồn kho người bán chuyển tiền mặt khoản phải thu

Kỳ thu tiền khoản phải thu là khoảng thời gian được tính từ khi công ty bán

hàng cho khách hàng đến khi công ty nhận được doanh thu bằng tiền. Khi công ty

nới lỏng chính sách tín dụng bằng cách nới rộng thời gian thu tiền thì kỳ thu tiền dài

hơn, khách hàng có thể ưa chuộng giải pháp này, sẽ tăng mua hàng của công ty, từ

đó dẫn đến tăng doanh thu và tăng lợi nhuận, tuy nhiên việc này cũng làm tăng rủi

ro không thu hồi được nợ, nợ xấu gia tăng. Kỳ thu tiền khoản phải thu càng ngắn

chứng tỏ công ty thu tiền càng nhanh, giúp công ty cải thiện được tính thanh khoản,

có nguồn tiền để đầu tư vào các hoạt động khác, từ đó tăng được doanh thu, tăng lợi

nhuận. Tuy vậy, rút ngắn kỳ thu tiền sẽ không được khách hàng ưa thích vì vậy

công ty cần có những giải pháp khác để không ảnh hưởng đến mối quan hệ với

khách hàng như chiết khấu cho khách hàng thanh toán sớm. Wort và Zumwalt

(1985) cho rằng chính sách khuyến khích khách hàng thanh toán sớm thông qua

việc cho khách hàng nhận một khoản chiết khấu mặc dù làm cho doanh thu công ty

ít hơn nhưng việc nhận được tiền nhanh hơn sẽ giúp công ty tăng khả năng thanh

toán và giảm rủi ro tín dụng. Lý thuyết quản trị dòng tiền cho rằng, kỳ thu tiền

khoản phải thu càng ngắn thì thành quả tài chính càng được cải thiện (Stewart,

1995; Churchill và Mullins, 2001).

Kỳ lưu kho hàng tồn kho là khoảng thời gian được tính từ lúc nguyên vật liệu

được mua vào cho đến khi được chuyển hóa thành thành phẩm và bán ra cho khách

hàng. Hàng tồn kho là những tài sản mà công ty dự trữ để kịp thời cung cấp hàng

hóa cho khách hàng, hàng tồn kho nhiều có thể công ty đang có các đơn hàng tốt,

nguồn tồn kho luôn sẵn sàng đáp ứng, tuy nhiên nhiều hàng tồn kho lại làm tăng chi

phí bảo quản, tồn trữ hàng, nên việc cắt giảm hàng tồn kho giúp công ty giảm bớt

chi phí, giải phóng được một lượng tiền mặt để có thể tăng đầu tư, giúp công ty cải

thiện tính thanh khoản và tăng lợi nhuận. Nhưng công ty cũng cần chú ý lượng hàng

tồn kho giảm nhưng vẫn phải đảm bảo đáp ứng được đầy đủ và kịp thời nguồn hàng

cho khách hàng, tránh tình trạng gián đoạn. Việc giảm đầu tư vào hàng tồn kho vừa

có ưu điểm vừa có nhược điểm, nhưng nhiều bằng chứng cho thấy khi công ty nắm

giữ hàng tồn kho ít hơn thường làm cải thiện tính thanh khoản cũng như thành quả

tài chính của công ty (Chen, 2005; Swamidass, 2007; Capkun, 2009). Ngày nay,

nhiều công ty đã trang bị hệ thống quản trị hàng tồn kho, đặc biệt với những công ty

sản xuất lớn, hệ thống sẽ tự động tính toán để đưa ra mức tồn kho hợp lý, đồng thời

đưa ra cả kế hoạch sản xuất để hàng tồn kho luôn đáp ứng được nhu cầu khách hàng

mà lại không để tồn ở kho quá nhiều và quá lâu, có thể gây ra hư hỏng hàng hóa hay

tăng chi phí bảo quản.

Kỳ phải trả người bán là khoảng thời gian kể từ khi công ty mua nguyên vật

liệu cho đến khi công ty thanh toán tiền cho nhà cung cấp. Kỳ phải trả người bán

càng dài sẽ cho phép công ty nắm giữ tiền mặt lâu hơn, cải thiện được tính thanh

khoản cho công ty (Stewart, 1995), tuy nhiên lúc đó công ty sẽ không được nhận

các khoản chiết khấu thanh toán của nhà cung cấp, hơn nữa thời gian này kéo dài sẽ

ảnh hưởng đến vị thế của công ty, nhà cung cấp có thể cung cấp hàng hóa kém chất

lượng cho công ty. Ngoài ra, khi công ty trả nợ đúng hạn sẽ ngăn ngừa được việc

tranh chấp, kiện tục vốn rất mất thời gian và nguồn lực của doanh nghiệp.

Chu kỳ luân chuyển tiền mặt được sử dụng rất thường xuyên nhằm đánh giá

tình hình quản trị dòng tiền cho công ty. Chu kỳ luân chuyển tiền mặt là khoảng

thời gian từ khi chi tiền để mua nguyên vật liệu, sản xuất sản phẩm lưu kho đến khi

bán được hàng thu tiền (Gill và cộng sự, 2010). Nghiên cứu của Deloof (2003) cho

rằng kỳ luân chuyển tiền mặt càng dài thì mức độ đầu tư vào vốn luân chuyển càng

cao. Chu kỳ luân chuyển tiền mặt dài có thể làm tăng lợi nhuận do chính sách tín

dụng thương mại được nới lỏng, doanh thu bán hàng cao. Tuy nhiên cũng có nhiều

bằng chứng thực nghiệm cho thấy, vòng quay chuyển đổi tiền mặt càng ngắn thì lợi

nhuận lại càng cao do công ty bán hàng nhanh và thu tiền nhanh, mật độ hàng tồn

kho thấp, tín dụng thương mại được sử dụng như một công cụ tài trợ trong ngắn

hạn.

Hình 2.1: Chu kỳ luân chuyển tiền mặt

2.1.2 Sở hữu nhà nước và quản trị vốn luân chuyển:

Công ty cổ phần có sở hữu nhà nước được xem xét trong bài nghiên cứu là

những công ty có vốn đầu tư của nhà nước trên 50%. Những công ty này thường

gặp mâu thuẫn lợi ích giữa những nhà chính trị đại diện cho phần vốn góp của nhà

nước trong doanh nghiệp với các chủ sở hữu không phải là nhà nước (Sheleifer and

Vishny, 1997). Những nhà quản lý của những công ty này thường yếu trong khả

năng quản lý, họ thường ít chú trọng trong việc giám sát tài chính, hàng hóa, lao

động mà ngược lại họ thích duy trì quyền lực, đánh giá doanh nghiệp dựa trên thành

quả chính trị hơn là thành quả tài chính hay tối ưu hóa giá trị doanh nghiệp. Những

doanh nghiệp có sở hữu nhà nước thường yếu kém trong cơ chế quản lý (Borisova

và cộng sự, 2012), vì vậy được đánh giá là đầu tư vào vốn luân chuyển kém hiệu

quả, những doanh nghiệp này thường có xu hướng nắm giữ tiền mặt hơn là phân

phối cổ tức cho cổ đông và có xu hướng đầu tư quá mức vào vốn luân chuyển để

duy trì tính thanh khoản (Ben-Nasr, 2015). Mà theo Banos-Caballero và cộng sự

(2014) thì mối quan hệ giữa mức đầu tư vào vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi

có hình chữ U ngược, tức là khi đầu tư quá mức vào vốn luân chuyển thì sẽ làm

giảm khả năng sinh lợi, điều này được giải thích do chi phí cơ hội và chi phí tài trợ

như chi phí lãi vay sẽ cao hơn, đi kèm với đó là rủi ro tín dụng, rủi ro nợ xấu không

thu hồi được, hơn nữa nó còn làm giảm khả năng công ty đầu tư vào các dự án sinh

lời.

Những công ty có sở hữu nhà nước thường tiếp cận với các nguồn vốn vay

dễ dàng hơn với chi phí thấp hơn các công ty cổ phần bình thường và họ cũng

thường được ngầm bảo vệ khi có vấn đề khủng hoảng xảy ra. Chahrumilind và cộng

sự (2006) khi nghiên cứu các công ty ở Thái Lan đã cho thấy các công ty có liên

quan đến các ngân hàng và các nhà chính trị thường được ưu tiên với các khoản vay

dài hạn và cần ít tài sản thế chấp hơn so với các công ty khác trước cuộc khủng

hoảng tài chính châu Á năm 1997. Vì vậy, những công ty có sở hữu nhà nước

thường ít bị các rào cản tài chính so với các công ty không có sở hữu nhà nước, điều

này có thể dẫn đến mối quan hệ nghịch biến giữa vốn luân chuyển và giá trị công ty

ở các công ty có sở hữu nhà nước sẽ ít trầm trọng hơn so với các công ty không có

sở hữu nhà nước khi xét đến mức độ đầu tư vào vốn luân chuyển vượt quá mức

trung bình.

Tổng quan các nghiên cứu trước đây:

Trên thế giới nói chung và Việt Nam nói riêng đã có nhiều bài nghiên cứu về

tác động của quản trị vốn luân chuyển lên khả năng sinh lợi của công ty. Hầu hết

các bài nghiên cứu đều chỉ ra mối quan hệ nghịch biến giữa 2 biến này, tức là quản

trị vốn luân chuyển càng hiệu quả, thông qua chỉ tiêu chu kỳ luân chuyển tiền mặt

càng rút ngắn thì lợi nhuận càng tăng lên. Tuy nhiên cũng có nghiên cứu cho rằng

mối quan hệ này là phi tuyến, đường thể hiện mối quan hệ có hình chữ U ngược và

có một mức đầu tư vốn luân chuyển tối ưu mà tại đó giá trị doanh nghiệp là lớn

nhất.

Jimmy D. Moss và Bert Stine (1993) trong nghiên cứu của mình đã phát hiện

có mối quan hệ giữa vòng quay chuyển đổi tiền mặt, quy mô và thành quả tài chính

của các công ty. Hai tác giả cho thấy vòng quay chuyển đổi tiền mặt thể hiện tốc độ

luân chuyển tiền của các công ty có quy mô nhỏ luôn dài hơn so với các công ty có

quy mô lớn. Bên cạnh đó, vòng quay chuyển đổi tiền mặt có tương quan âm với

thành quả tài chính của công ty, điều này hàm ý rằng các nhà quản trị của các công

ty nhỏ có thể cải thiện hiệu quả quản trị dòng tiền cho công ty thông qua việc rút

ngắn độ dài vòng quay chuyển đổi tiền mặt. Điều này có thể thực hiện bằng cách

thu hẹp hoạt động tín dụng thương mại, cắt giảm số ngày lưu kho của hàng tồn kho,

kéo dài thời gian chiếm dụng tiền của nhà cung cấp hay kết hợp cùng lúc các chiến

lược này.

Tương tự, Shin và Soenen (1998) cũng tìm thấy mối tương quan âm giữa chu

kỳ thương mại ròng và thu nhập hoạt động của các công ty. Tác giả đã nghiên cứu

trên mẫu gồm 58.985 công ty trong giai đoạn từ 1975 đến 1994. Tác giả sử dụng

chu kỳ thương mại ròng (Net Trade Cycle) như một cách để đo lường hiệu quả quản

trị vốn luân chuyển.

Deloof (2003) sử dụng chu kỳ luân chuyển tiền (CCC) làm thước đo quản trị

vốn luân chuyển cho một mẫu nghiên cứu gồm 1.009 công ty phi tài chính lớn của

Bỉ trong giai đoạn 1992 – 1996. Cũng bằng cách phân tích tương quan và hồi quy,

tác giả đã tìm thấy mối quan hệ nghịch biến giữa lợi nhuận hoạt động gộp và kỳ thu

tiền khoản phải thu, kỳ lưu hàng tồn kho và kỳ phải trả người bán. Từ đó tác giả đề

xuất giải pháp để nâng cao lợi nhuận cho doanh nghiệp là giảm số ngày các khoản

phải thu và hàng tồn kho.

Lazaridis và Trifonidis (2006) nghiên cứu 131 công ty niêm yết trên thị

trường chứng khoán Athens từ năm 2001 – 2004 và nhận thấy mối quan hệ nghịch

biến giữa lợi nhuận, được đo lường thông qua chỉ tiêu lợi nhuận hoạt động ròng và

chu kỳ luân chuyển tiền mặt. Từ đó tác giả đề xuất để tăng lợi nhuận, doanh nghiệp

cần duy trì kỳ luân chuyển tiền mặt và các thành phần của nó (số ngày các khoản

phải thu, phải trả, hàng tồn kho) ở mức tối ưu nhất.

Mathuva (2009) nghiên cứu tác động của các chỉ tiêu đánh giá tính hiệu quả

của việc quản trị dòng tiền đến thu nhập hoạt động của các công ty và cho thấy rằng

có tồn tại mối tương quan âm giữa kỳ thu tiền bình quân và khả năng sinh lợi của

công ty, tuy nhiên lại có tương quan dương giữa kỳ lưu kho và kỳ phải trả bình

quân đối với khả năng sinh lợi. Điều này nghĩa là để cải thiện thành quả tài chính,

các công ty cần áp dụng chính sách thương mại thắt chặt, quản trị hiệu quả các

khoản phải thu, cắt giảm số ngày phải thu khách hàng xuống mức thấp nhất có thể,

đồng thời cần gia tăng dự trữ hàng tồn kho để kịp thời đáp ứng nhu cầu của khách

hàng cũng như tận dụng khoản tiền trì hoãn trả cho nhà cung cấp như nguồn vốn tài

trợ ngắn hạn.

Chatterjee (2010) cũng tìm thấy mối tương quan âm đáng kể giữa tính thanh

khoản và khả năng sinh lợi của các công ty ở Anh và mối quan hệ cùng chiều giữa

quy mô và khả năng sinh lợi của các công ty.

Garcia, Martins và Brandao (2011) đã nghiên cứu 2.974 công ty phi tài chính

niêm yết trên 11 thị trường chứng khoán châu Âu trong 12 năm 1998 – 2009, kết

quả phân tích hồi quy GLS và OLS cho rằng các công ty có thể gia tăng khả năng

sinh lợi bằng cách giảm khoảng thời gian vốn luân chuyển mà công ty nắm giữ.

Jay J. Ebben và Alec C.Johnson (2011) đã tìm hiểu mối quan hệ giữa vòng

quay chuyển đổi tiền mặt, tính thanh khoản, vốn đầu tư và thành quả cho những

công ty nhỏ qua thời gian thông qua một mẫu quan sát gồm 879 công ty sản xuất

nhỏ và 833 công ty bán lẻ nhỏ của Mỹ. Tác giả nhận thấy có tồn tại mối tương quan

đáng kể giữa vòng quay chuyển đổi tiền mặt với tính thanh khoản, vốn đầu tư và

thành quả tài chính của công ty. Những công ty với vòng quay chuyển đổi tiền mặt

ngắn hơn sẽ có tính thanh khoản cao hơn, cần ít nguồn tài trợ bên ngoài hơn và có

khả năng sinh lợi cao hơn. Chính vì vây, vòng quay chuyển đổi tiền mặt là công cụ

quản trị quan trọng mà các chủ sở hữu hay các nhà quản lý kinh doanh của các công

ty nhỏ nên tìm hiểu và giám sát thường xuyên. Các công ty có tính thanh khoản thấp

hay có thành quả dưới mức có thể cải thiện vị thế của mình bằng cách lưu tâm nhiều

hơn tới vòng quay chuyển đổi tiền mặt cũng như phải tìm cách thu được các khoản

thanh toán của khách hàng nhanh hơn, rút ngắn thời gian tồn kho của mình nhiều

hơn.

Ngược lại với nghiên cứu trên, Mathias Bernard Baveld (2012) lại chỉ ra có

mối tương quan dương giữa khoản phải thu và tỷ suất sinh lợi gộp. Do vậy, các

công ty có quy mô lớn có thể gia tăng lợi ích lâu dài thông qua chính sách gia tăng

khoản phải thu, mở rộng chính sách bán chịu. Điều này dựa trên thực tế rằng một

chính sách tín dụng thương mại nới lỏng sẽ mở rộng số lượng khách hàng, góp phần

gia tăng lợi nhuận.

Ba tác giả Caballero, Teruel và Solano (2013) đã xem xét mối quan hệ giữa

quản trị dòng tiền và hiệu quả công ty và mở rộng hơn khi đưa yếu tố hạn chế tài

chính vào xem xét, đã lý giải tại sao mức độ hạn chế tài chính được tạo ra bởi công

ty lại ảnh hưởng đến quyết định đầu tư vào dòng tiền của các công ty. Nghiên cứu

bổ sung cho lý thuyết quản trị vốn luân chuyển, đặc biệt là cung cấp thêm bằng

chứng mới về tác động của việc quản trị vốn luân chuyển lên hiệu quả hoạt động

của công ty khi cho kết quả rằng mối quan hệ giữa vốn luân chuyển và giá trị doanh

nghiệp có hình chữ U ngược. Theo đó thì có một mức đầu tư vốn luân chuyển tối ưu

mà ở đó giá trị doanh nghiệp là cao nhất, đầu tư dưới mức tối ưu đó thì vốn luân

chuyển có tác động thuận chiều lên giá trị doanh nghiệp, nhưng khi đầu tư vượt qua

mức tối ưu thì mối quan hệ này lại ngược chiều, điều này chứng tỏ mối quan hệ phi

tuyến giữa 2 yếu tố. Và nhà quản trị cần phải tìm được mức tối ưu này để tối đa hóa

giá trị doanh nghiệp.

Julius Enqvist, Michael Graham và Jussi Nikkinen (2014) nghiên cứu trên

mẫu lớn là tất cả các công ty niêm yết ở thị trường chứng khoán Phần Lan từ năm

1990 đến 2008 cũng đã cho thấy mối quan hệ nghịch biến của kỳ luân chuyển tiền

và lợi nhuận, họ khẳng định rằng quản trị vốn luân chuyển hiệu quả là cần thiết và

có vai trò quan trọng trong hoạt động quản trị doanh nghiệp và do vậy nên được đưa

vào kế hoạch tài chính của doanh nghiệp.

Ở châu Á, Nobanee, Abdullatif và Al Haijjar (2009) ở Nhật hay Azhar và

Noriza (2010) ở Malaysia cũng tìm thấy mối quan hệ nghịch biến giữa chu kỳ luân

chuyển tiền và khả năng sinh lợi của công ty. Vijay Kumar (2011) nghiên cứu ở Ấn

Độ hoặc Mansoori và Muhammad (2012) cũng tìm thấy các kết quả tương tự.

Riêng tại Việt Nam, cũng có nhiều nghiên cứu về mối tác động này. Tác giả

Dong, Huynh Phuong và Jyh-tay Su (2010) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa chu kỳ

luân chuyển tiền và khả năng sinh lợi, được đo lường bằng tỷ lệ lợi nhuận hoạt động

gộp trên một mẫu 130 công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong

giai đoạn 2006 – 2008. Nhóm tác giả đã tìm ra mối quan hệ mạnh giữa khả năng

sinh lợi và chu kỳ luân chuyển tiền và cho rằng ban quản trị có thể gia tăng giá trị

tài sản cho cổ đông bằng cách xác định chu kỳ luân chuyển tiền phù hợp và duy trì

từng thành phần của chu kỳ này ở mức tối ưu.

Hai tác giả Từ Thị Kim Thoa và Nguyễn Thị Uyên Uyên (2014) cũng đã tìm

thấy mối quan hệ ngược chiều này trên mẫu nghiên cứu gồm 208 công ty niêm yết

trên 2 sàn chứng khoán ở Việt Nam, trong vòng 7 năm từ 2006 đến 2012. Ngoài ra

hai tác giả còn đi sâu nghiên cứu mối quan hệ này tác động đối với từng ngành. Cụ

thể tác giả chia mẫu thành 8 ngành khác nhau và kết quả hồi quy cho thấy tất cả các

ngành đều có tương quan âm giữa quản trị vốn luân chuyển với khả năng sinh lợi

của công ty với biến đại diện là kỳ luân chuyển tiền mặt, trong đó ngành bất động

sản là ngành có lợi nhuận tăng cao nhất khi kỳ luân chuyển tiền mặt giảm 1 ngày.

Như vậy những nghiên cứu thực nghiệm đa phần đều khẳng định mối tương

quan âm giữa chu kỳ luân chuyển tiền mặt và khả năng sinh lợi của công ty, tức rút

ngắn vòng quay chuyển đổi tiền mặt sẽ góp phần gia tăng lợi nhuận cho công ty.

Tuy nhiên, khi nghiên cứu cụ thể các thành phần của chu kỳ luân chuyển tiền mặt

gồm kỳ thu tiền khoản phải thu, kỳ trả tiền khoản phải trả và kỳ lưu kho thì lại cho

ra nhiều kết quả không thống nhất, điều này có thể do các nghiên cứu được tiến

hành trên các mẫu ở các quốc gia khác nhau với thời gian quan sát khác nhau.

Ngoài ra cũng có những nghiên cứu cho rằng mối quan hệ giữa quản trị vốn luân

chuyển và lợi nhuận là mối quan hệ phi tuyến và có một điểm được gọi là mức đầu

tư vốn luân chuyển tối ưu mà tại đó giá trị doanh nghiệp là lớn nhất.

Đã có nhiều nghiên cứu chứng minh ảnh hưởng của hình thức sở hữu đến các

quyết định tài chính của doanh nghiệp, trong đó có quyết định về vốn luân chuyển.

Yuanto Kusnadi (2014) trong một nghiên cứu ở thị trường Trung Quốc đã chỉ ra

rằng các công ty không có sở hữu nhà nước nắm giữ ít tiền mặt hơn các công ty có

sở hữu nhà nước. Công ty sở hữu nhà nước có xu hướng nắm giữ nhiều tiền mặt để

đáp ứng các nhu cầu thanh khoản và cũng là đáp ứng các nhu cầu của nhà quản trị

hơn là sử dụng nguồn vốn để đầu tư hay để chia cổ tức.

Bên cạnh đó tác giả Hamdi Ben-Nasr (2016) còn nghiên cứu sở hữu nhà

nước và sở hữu nước ngoài ảnh hưởng như thế nào lên hình dáng của đường thể

hiện mối quan hệ của giá trị doanh nghiệp và mức độ đầu tư vốn luân chuyển ròng.

Tác giả thu thập mẫu của 558 công ty ở 54 quốc gia để tiến hành nghiên cứu. Kết

quả cho thấy đường giá trị doanh nghiệp – vốn luân chuyển ròng có hình chữ U

ngược và giá trị của doanh nghiệp có nhà nước sở hữu tăng ít hơn so với doanh

nghiệp không có sở hữu nhà nước khi tăng đầu tư vào vốn luân chuyển ròng và điều

này diễn ra khi mức độ đầu tư vào vốn luân chuyển đang ở mức thấp hơn mức tối

ưu.

Kế thừa từ những bài nghiên cứu trước, tác giả tiến hành bài nghiên cứu này

nhằm kiểm định lại mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi

ở thị trường Việt Nam với số liệu cập nhật mới nhất (tới năm 2015), đồng thời xem

xét hình thức sở hữu có ảnh hưởng đến mối quan hệ này không, từ đó đưa ra các

kiến nghị nhằm nâng cao thành quả tài chính cho công ty.

Bảng 2.1: Tổng hợp các bài nghiên cứu trước đây

Tác giả Năm Kết quả nghiên cứu

Việc rút ngắn độ dài của vòng quay chuyển đổi Jimmy D.Moss và Bert 1993 tiền mặt có thể cải thiện hiệu quả quản trị dòng Stine tiền của công ty

Chu kỳ luân chuyển tiền mặt dài hơn sẽ làm gia Shin và Soenen 1998 tăng khả năng sinh lời cho các công ty

Công ty có thể gia tăng khả năng sinh lời, gia

tăng giá trị tài sản của cổ đông bằng cách giảm Deloof 2003 số ngày phải thu trung bình và số ngày lưu kho

trung bình

Các chỉ tiêu đánh giá tình hình quản trị của

doanh nghiệp như chu kỳ luân chuyển tiền mặt, Lazaridis và Trifonidis 2006 kỳ tồn kho, kỳ phải thu bình quân, kỳ phải trả

có tác động đến khả năng sinh lợi của công ty

Kỳ thu tiền bình quân có tương quan âm với Mathuva 2009 thành quả tài chính của công ty

Có thể gia tăng thành quả tài chính cho công ty

Nobanee, Abdullatif và bằng cách giảm vòng quay chuyển đổi tiền mặt, 2009 Al Haijar rút ngắn kỳ thu tiền khoản phải thu, kỳ lưu kho

hàng tồn kho và kéo dài kỳ phải trả người bán

Có mối tương quan âm giữa tính thanh khoản

Chatterjee 2010 và khả năng sinh lợi và tương quan dương giữa

quy mô và khả năng sinh lợi của các công ty

Quan hệ nghịch biến giữa chu kỳ luân chuyển Azhar và Noriza 2010 tiền và khả năng sinh lợi của công ty

Khả năng sinh lợi có tương quan âm với số Dong, Huynh Phuong 2010 ngày phải thu, số ngày tồn kho và số ngày phải và Jyh-tay Su trả bình quân

Khả năng sinh lợi của công ty được giả tăng Garcia, Martins và 2011 thông qua việc giảm vòng quay chuyển đổi tiền Brandao mặt

Jay J.Ebben và Alec Vòng quay chuyển đổi tiền mặt có dương quan 2011 C.Johnson dương với thành quả tài chính của công ty

Chu kỳ luân chuyển tiền quan hệ nghịch biến Vijay Kumar 2011 với khả năng sinh lợi của công ty

Các công ty có quy mô lớn có thể gia tăng Mathias Bernard 2012 thành quả tài chính trong dài hạn thông qua Baveld chính sách gia tăng khoản phải thu

Caballero, Teruel và Những hạn chế tài chính có thể ảnh hưởng đến 2012 Solano quyết định đầu tư vào dòng tiền của các công ty

Mansoori và Chu kỳ luân chuyển tiền và khả năng sinh lợi 2012 Muhammad của công ty có quan hệ nghịch biến

Mối quan hệ giữa vốn luân chuyển và giá trị Caballero, Teruel và 2013 doanh nghiệp có hình chữ U ngược và có một Solano mức đầu tư vốn luân chuyển tối ưu mà ở đó giá

trị doanh nghiệp là cao nhất

Các công ty rút ngắn kỳ thu tiền và kỳ lưu kho

Từ Thị Kim Thoa và sẽ làm gia tăng khả năng sinh lợi. Đặc điểm

Nguyễn Thị Uyên 2014 ngành khác nhau thì mối quan hệ giữa quản trị

Uyên vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi cũng

khác nhau

Julius Enqvist, Có mối quan hệ nghịch biến của kỳ luân

Michael Graham và 2014 chuyển tiền và lợi nhuận, cần đưa quản trị vốn

Jussi Nikkinen luân chuyển vào kế hoạch tài chính.

Công ty không có sở hữu nhà nước nắm giữ ít Yuanto Kusnadi 2014 tiền mặt hơn các công ty có sở hữu nhà nước

Sở hữu nhà nước và sở hữu nước ngoài có ảnh

hưởng đến mối quan hệ giữa mức đầu tư vào Hamdi Ben-Nars 2016 vốn luân chuyển ròng và giá trị doanh nghiệp

và mối quan hệ này là phi tuyến.

Nguồn: Tác giả tổng hợp

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Mục đích chính của bài nghiên cứu là xem xét ảnh hưởng của quản trị vốn

luân chuyển đến khả năng sinh lời của công ty. Trong chương này tác giả trình bày

dữ liệu nghiên cứu, các biến nghiên cứu, các giả thuyết và phương pháp nghiên cứu.

Dữ liệu nghiên cứu

Dữ liệu trong bài nghiên cứu là dữ liệu bảng, được thu thập từ báo cáo tài

chính đã được kiểm toán của các công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Hà Nội và

sàn TP. Hồ Chí Minh trong giai đoạn từ 2010 đến 2015. Dữ liệu bảng là sự kết hợp

giữa không gian và thời gian mang nhiều ưu điểm, nhờ vậy được sử dụng phổ biến

trong các công trình nghiên cứu trong khoảng thời gian dài trở lại đây. Dữ liệu bảng

cung cấp nhiều thông tin hơn, biến thiên ít hơn, ít có sự đa cộng tuyến giữa các biến

số, bậc tự do cao hơn và hiệu quả hơn. Ngoài ra, dữ liệu bảng còn cho phép kiểm

soát được sự khác biệt không quan sát được giữa các thực thể. Về thời gian nghiên

cứu, sở dĩ tác giả chọn giai đoạn nghiên cứu trong 6 năm từ 2010 đến 2015 vì trước

đó 2007 -2008 xảy ra khủng hoảng kinh tế toàn cầu, đã ảnh hưởng đến kinh tế Việt

Nam, trong thời kỳ này rất nhiều doanh nghiệp đã phá sản do không đáp ứng được

nhu cầu thanh khoản, đến năm 2010 kinh tế thế giới nói chung và nền kinh tế Việt

Nam nói riêng mới dần khôi phục lại, các doanh nghiệp bắt đầu chú ý hơn đến việc

quản trị thanh khoản, quản trị nhu cầu vốn luân chuyển vì vậy tác giả chọn giai

đoạn bắt đầu từ 2010 để nghiên cứu và cập nhật số liệu đến hiện tại. Trong đó tác

giả loại ra các công ty thuộc lĩnh vực tài chính, bảo hiểm, ngân hàng vì nhận thấy

cách hạch toán, các chỉ tiêu trên báo cáo tài chính không phù hợp với mục tiêu

nghiên cứu. Sau đó loại cả những công ty không đầy đủ số liệu hoặc có số liệu biến

động bất thường vì có thể ảnh hưởng đến việc ước lượng của tác giả. Cuối cùng tác

giả có được mẫu gồm 164 công ty phi tài chính với tổng cộng là 984 quan sát.

Ngoài ra để nghiên cứu giả thuyết hình thức sở hữu có ảnh hưởng đến mối

quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi, tác giả còn chú ý đến

hình thức sở hữu của các công ty, cụ thể trong mẫu có 38 công ty có tỷ lệ nhà nước

nắm giữ cổ phiếu trên 50% và 126 công ty còn lại có tỷ lệ nhà nước sở hữu cổ phiếu

dưới 50% hoặc tư nhân nắm giữ hoàn toàn số cổ phiếu của doanh nghiệp. Các công

ty có tỷ lệ sở hữu nhà nước cao chủ yếu trong các lĩnh vực như năng lượng, viễn

thông, giáo dục.

Mô hình nghiên cứu

3.2.1 Biến độc lập và các giả thuyết nghiên cứu

3.2.1.1 Kỳ thu tiền khoản phải thu bình quân(AR):

Khoản phải thu khách hàng là số tiền công ty cần phải thu từ chính sách bán

chịu của mình. Theo Schwartz (1974); Kim và Atkins (1978) thì người được cấp

tính dụng sẽ hưởng lợi vì không phải thanh toán ngay, cho phép họ đầu tư nhiều

hơn vào các yếu tố sinh lời khác. Trong khi đó thì người bán có thể bán được nhiều

hàng hơn, doanh thu tăng cao. Tuy nhiên theo McConnell và Scott (1980) lại cho

rằng do thị trường cạnh tranh không hoàn hảo, bất cân xứng thông tin nên người

bán có thể mắc sai lầm trong cấp tín dụng cho người mua, người mua lợi dụng

chính sách bán hàng cố tình chây ỳ không chịu thanh toán, làm phát sinh các khoản

nợ xấu, nợ khó đòi, dẫn đến chính sách tín dụng thương mại ảnh hưởng xấu đến lợi

nhuận của công ty. Do vậy, kỳ thu tiền càng dài nghĩa là công ty đang nới lỏng

chính sách bán chịu đi kèm với đó thì rủi ro không thu hồi được nợ cao.

2∗𝐷𝑜𝑎𝑛ℎ 𝑡ℎ𝑢 𝑏á𝑛 ℎà𝑛𝑔

Kỳ thu tiền khoản phải thu bình quân được tính như sau: AR = (𝐾ℎ𝑜ả𝑛 𝑝ℎả𝑖 𝑡ℎ𝑢 𝐾𝐻 đầ𝑢 𝑘ỳ + 𝐾ℎ𝑜ả𝑛 𝑝ℎả𝑖 𝑡ℎ𝑢 𝐾𝐻 𝑐𝑢ố𝑖 𝑘ỳ)∗365

Công ty cần rút ngắn thời gian thu tiền khách hàng xuống mức thấp mà

không làm ảnh hưởng đến mối quan hệ với khách hàng cũng như không ảnh hưởng

đến doanh thu bán hàng. Nếu kỳ thu tiền kéo dài buộc công ty phải tìm những người

tài trợ bên ngoài để tài trợ cho nhu cầu vốn luân chuyển, nếu công ty không tiếp cận

được với các nguồn vốn rẻ thì sẽ làm tăng chi phí tài trợ, ảnh hưởng đến lợi nhuận.

Do đó, tác giả kỳ vọng kỳ thu tiền ảnh hưởng nghịch biến với khả năng sinh lợi của

công ty, tức là kỳ thu tiền càng ngắn thì khả năng sinh lợi càng cao.

Giả thuyết 1: Kỳ thu tiền khoản phải thu tăng (hay giảm) sẽ làm cho lợi

nhuận của doanh nghiệp giảm (hay tăng).

3.2.1.2 Kỳ lưu kho hàng tồn kho bình quân (INV):

Hàng tồn kho tồn tại ở nhiều dạng như nguyên vật liệu thô, sản phẩm sản

xuất dở dang hay thành phẩm. Hoạt động quản trị hàng tồn kho có hiệu quả hay

không sẽ được đánh giá thông qua kỳ lưu kho hàng tồn kho. Kỳ lưu kho được tính

như sau:

2∗𝐺𝑖á 𝑣ố𝑛 ℎà𝑛𝑔 𝑏á𝑛

INV = (𝑇ồ𝑛 𝑘ℎ𝑜 đầ𝑢 𝑘ỳ+𝑇ồ𝑛 𝑘ℎ𝑜 𝑐𝑢ố𝑖 𝑘ỳ)∗365

Kỳ lưu kho hàng tồn kho dài chứng tỏ hàng hóa được cất giữ trong kho lâu

hơn, giúp công ty luôn sẵn sàng cho các đơn hàng, giảm được rủi ro gián đoạn hàng

tồn kho, đồng thời cũng giúp doanh nghiệp tránh phụ thuộc quá nhiều vào các nhà

cung cấp đầu vào, tránh biến động giá, điều này có thể góp phần làm tăng lợi nhuận

cho doanh nghiệp (Deloof, 2003). Tuy nhiên, kỳ lưu kho dài sẽ làm tăng chi phí tồn

trữ, bảo quản và có thể làm cho hàng tồn kho bị hư hỏng, lỗi thời, đem đến thiệt hại

cho doanh nghiệp và làm giảm lợi nhuận (Banos Caballero và cộng sự, 2014).

Việc rút ngắn vòng quay hàng tồn kho sẽ đẩy nhanh quá trình kinh doanh,

làm tăng doanh thu và giảm các chi phí liên quan đến việc nắm giữ hàng tồn kho, từ

đó làm gia tăng thành quả tài chính cho công ty. Do vậy, đối với ảnh hưởng của

chiến lược quản trị hàng tồn kho lên thành quả tài chính của các công ty niêm yết

Việt Nam, tác giả kỳ vọng việc giảm bớt hàng lưu kho sẽ đi cùng với những cải

thiện trong thành quả tài chính cho các công ty.

Giả thuyết 2: Kỳ lưu kho hàng tồn kho tăng (hay giảm) sẽ làm cho lợi

nhuận của doanh nghiệp giảm (hay tăng).

3.2.1.3 Kỳ trả tiền khoản phải trả bình quân (AP):

Chỉ tiêu này thể hiện thời gian trung bình một công ty cần đến trước khi chi

2∗𝐺𝑖á 𝑣ố𝑛 ℎà𝑛𝑔 𝑏á𝑛

trả cho các nhà cung cấp hàng hóa của công ty. Kỳ phải trả bình quân được tính: AP = (𝑃ℎả𝑖 𝑡𝑟ả đầ𝑢 𝑘ỳ +𝑃ℎả𝑖 𝑡𝑟ả 𝑐𝑢ố𝑖 𝑘ỳ)∗365

Việc nới lỏng vòng quay khoản phải trả một cách hiệu quả sẽ cho phép các

công ty nắm giữ tiền của người bán lâu hơn, kết quả là cải thiện tính thanh khoản

cho công ty (Stewart, 1995). Tuy nhiên, khi một công ty càng nới lỏng vòng quay

khoản phải trả, công ty có thể sẽ bỏ qua các khoản chiết khấu do thanh toán sớm và

có thể làm tổn hại đến mối quan hệ với nhà cung cấp (Fawcett, 2010). Hơn nữa, khi

một nhà cung cấp bị suy yếu tiền mặt do vòng quay khoản phải trả của công ty quá

dài thì chuỗi cung ứng tổng thể có thể bị tác động tiêu cực trong dài hạn (Raghavan

và Mishra, 2011). Vòng quay khoản phải trả dài hơn cũng có thể khiến các nhà cung

cấp cung cấp mức dịch vụ thấp hơn (Timme và Wanberg, 2011).

Giả thuyết 3: Kỳ trả tiền khoản phải trả tăng (hay giảm) sẽ làm cho lợi

nhuận của doanh nghiệp giảm (hay tăng).

3.2.1.4 Chu kỳ luân chuyển tiền mặt (CCC):

Chu kỳ luân chuyển tiền mặt được tính theo công thức sau:

Chu kỳ luân chuyển tiền mặt (CCC) = Số ngày khoản phải thu bình quân

(AR) + Số ngày lưu kho hàng tồn kho bình quân (INV) – Số ngày khoản phải trả

bình quân (AP)

Chu kỳ luân chuyển tiền mặt được sử dụng để đánh giá tình hình luân chuyển

trong dòng tiền của công ty. Chỉ tiêu vòng quay chuyển đổi tiền mặt là kết hợp 3 chỉ

tiêu dòng tiền dùng để cung cấp một chỉ số tổng thể về vị thế tiền mặt của công ty.

Chu kỳ luân chuyển tiền mặt đại diện cho khoảng thời gian cần có để công ty thực

hiện chuyển đổi những khoản đầu tư tiền mặt vào nguồn cung thành các khoản thu

tiền mặt từ khách hàng có được do việc cung cấp hàng hóa hay dịch vụ. Chu kỳ luân

chuyển tiền mặt dài chứng tỏ công ty đang có chính sách nới lỏng tín dụng cho

khách hàng, tăng cường tồn trữ hàng tồn kho, điều này có thể giúp công ty tăng

doanh thu, góp phần tăng lợi nhuận, tuy nhiên chu kỳ luân chuyển tiền mặt dài hơn

buộc công ty phải tìm kiếm các nguồn tài trợ khác cho nhu cầu vốn luân chuyển

hàng ngày, nếu chi phí này lớn hơn lợi ích của chính sách nới lỏng tín dụng và

chính sách tồn kho mang lại thì sẽ ảnh hưởng đến lợi nhuận của doanh nghiệp

(Deloof, 2003). Đã có nhiều nghiên cứu thực nghiệm như Shin và Soenen (1998),

Gill (2010), Mansoori và Muhammad (2012) cho thấy, vòng quay chuyển đổi tiền

mặt càng ngắn, thành quả tài chính của công ty sẽ càng cao, chứng tỏ công ty bán

hàng và thu tiền nhanh, mức độ hàng tồn kho thấp và tín dụng thương mại được sử

dụng như một công cụ để tài trợ trong ngắn hạn. Do vậy, tác giả kỳ vọng có mối

tương quan âm giữa chu kỳ luân chuyển tiền mặt và khả năng sinh lợi.

Giả thuyết 4: Chu kỳ luân chuyển tiền mặt tăng (hay giảm) sẽ làm cho lợi

nhuận của doanh nghiệp giảm (hay tăng).

Ngoài 4 giả thuyết trên để tìm ra mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển

và khả năng sinh lợi ở các công ty niêm yết ở thị trường chứng khoán Việt Nam, tác

giả còn đặt ra giả thuyết 5:

Giả thuyết 5: Hình thức sở hữu của doanh nghiệp có ảnh hưởng đến mối

quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi của doanh nghiệp.

Theo Hamdi Ben-Nasr (2016), các công ty có sở hữu nhà nước thì đường

cong chữ U thể hiện mối tương tác giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh

lợi thoải hơn các công ty không có sở hữu nhà nước, đều này chứng tỏ tác động

tăng (giảm) của vốn luân chuyển đến lợi nhuận ở các công ty có sở hữu nhà nước sẽ

nhỏ hơn khi so sánh với các công ty không có sở hữu nhà nước. Với giả thuyết này

tác giả chỉ kiểm định mối quan hệ giữa chu kỳ luân chuyển tiền mặt và biến lợi

nhuận hoạt động vì biến chu kỳ luân chuyển tiền mặt được coi là biến đại diện cho

quản trị vốn luân chuyển của công ty. Tác giả sử dụng biến giả STATE để kiểm

định giả thuyết này, STATE nhận giá trị là 1 nếu doanh nghiệp có tỷ lệ sở hữu nhà

nước trên 50% và bằng 0 với những doanh nghiệp còn lại.

3.2.2 Biến phụ thuộc:

Tác giả sử dụng biến GOI (gross operating income) – tỷ lệ lợi nhuận hoạt

động gộp để đo lường khả năng sinh lợi của công ty, GOI đo lường doanh thu hoạt

động sản xuất kinh doanh hàng ngày của công ty, không tính đến hoạt động tài

Tổng tài sản−Tài sản tài chính

chính, vì vậy tài sản tài chính được loại ra khi tính chỉ tiêu này: GOI = Doanh thu thuần−Giá vốn hàng bán

Sở dĩ tác giả chọn biến phụ thuộc là GOI – tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp vì

đây là một trong những chỉ tiêu đầu tiên dự báo về khả năng sinh lợi của doanh

nghiệp từ hoạt động kinh doanh hằng ngày, nó đo lường một cách trực tiếp sự thành

công hay thất bại của chính sách đầu tư vào vốn luân chuyển (Lazaridis và

Tryfonidis, 2006).

3.2.3 Biến kiểm soát:

Tác giả sử dụng các biến:

- Quy mô công ty (Size): được tính bằng cách logarit của doanh thu. Sở dĩ

tác giả lấy logarit vì để hạn chế sự biến động lớn trong biến này.

- Chỉ số thanh toán hiện hành (CR): là tỷ lệ tài sản ngắn hạn và nợ ngắn

hạn

- Tỷ lệ nợ (DR): là tỷ lệ nợ trên tổng tài sản

Làm biến kiểm soát vì cho rằng các biến này có thể ảnh hưởng tới lợi nhuận

của công ty (Deloof, 2003; Laziridis and Tryfonidis, 2006; Julius, M., J. 2014).

Biến

Viết tắt

Công thức tính

(Doanh thu thuần - Giá vốn hàng bán)/(Tổng

Tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp GOI

tài sản - Tài sản tài chính)

(Khoản phải thu đầu kỳ + Khoản phải thu cuối

Kỳ thu tiền bình quân

kỳ)/Doanh thu bán hàng * 365

(Tồn kho đầu kỳ + Tồn kho cuối kỳ)/Giá vốn

Kỳ lưu kho bình quân

INV

hàng bán * 365

(Khoản phải trả đầu kỳ + Khoản phải trả cuối

Kỳ phải trả bình quân

kỳ)/Giá vốn hàng bán * 365

Chu kỳ luân chuyển tiền mặt

CCC

AR + INV – AP

Quy mô công ty

Size

Logarit của doanh thu bán hàng

Tỷ lệ nợ

Tổng nợ/Tổng tài sản

Bảng 3.1: Tổng hợp các biến

Tỷ số thanh toán hiện hành

Tài sản ngắn hạn/Nợ ngắn hạn

= 1 nếu tỷ lệ sở hữu nhà nước trên 50%

Tỷ lệ sở hữu nhà nước

STATE

= 0 cho những doanh nghiệp còn lại

(Nguồn: tác giả tổng hợp)

3.2.4 Mô hình nghiên cứu đề xuất:

Dựa trên mô hình nghiên cứu mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và

khả năng sinh lợi của các tác giả Deloof (2003); Laziridis and Tryfonidis (2006);

Julius, M., J. (2014), Hamdi Ben Nasr (2016), tác giả đã xây dựng các mô hình

nghiên cứu sau:

GOIit = β0 + β1(ARit) + β2(Sizeit) + β3(CRit) + β4(DRit) + ɛ (1)

GOIit = β0 + β1(INVit) + β2(Sizeit) + β3(CRit) + β4(DRit) + ɛ (2)

GOIit = β0 + β1(APit) + β2(Sizeit) + β3(CRit) + β4(DRit) + ɛ (3)

GOIit = β0 + β1(CCCit) + β2(Sizeit) + β3(CRit) + β4(DRit) + ɛ (4)

GOIit = β0 + β1(CCCit) + β2(Sizeit) + β3(CRit) + β4(DRit) + β5.STATE.(CCCit)

+ ɛ (5)

Trong đó các mô hình từ 1 đến 3 tác giả lần lượt nghiên cứu ảnh hưởng của

từng yếu tố trong chu kỳ luân chuyển tiền mặt lên lợi nhuận hoạt động ròng, sau đó

xem xét tác động của chu kỳ luân chuyển tiền mặt đến lợi nhuận (mô hình 4).

Trong bài nghiên cứu của các tác giả Từ Thị Kim Thoa và Nguyễn Thị Uyên

Uyên (2014), khi xem xét mối quan hệ trên khác nhau giữa các nhóm ngành như thế

nào, các tác giả đã xây dựng các biến giả đại diện cho các nhóm ngành và thực hiện

hồi quy với các biến giả này. Với tác giả Hamdi Ben Nasr (2016), khi cần xem xét

mối quan hệ trên theo nhóm các công ty có tỷ lệ sở hữu khác nhau, tác giả cũng sử

dụng biến giả làm đại diện cho các nhóm công ty, vì vậy trong bài nghiên cứu này

tác giả đã sử dụng biến giả STATE để xây dựng mô hình 5.

Các bước phân tích định lượng:

Bước 1: Thống kê mô tả dữ liệu

Thống kê mô tả là việc mô tả dữ liệu bằng các chỉ số thống kê thông thường

cho các biến số mà chúng ta sử dụng. Việc sử dụng thống kê để tóm tắt và lập bảng,

hình cho một tập dữ liệu để làm cho các đặc điểm chính của các biến biểu lộ gọn và

rõ hơn. Mục tiêu là giúp cho người sử dụng dữ liệu có thể hệ thống hóa lại các con

số nhằm có những hình dung ban đầu về bộ dữ liệu của mình. Cụ thể phần này, tác

giả cho thấy giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị lớn nhất và nhỏ nhất của các

biến độc lập, biến phụ thuộc và cả biến kiểm soát.

Bước 2: Phân tích tương quan giữa các biến trong mô hình

Việc phân tích tương quan giữa các biến trong mô hình nhằm phát hiện dấu

hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến. Một trong số các giả định của hồi quy tuyến tính

là không có tương quan giữa các biến độc lập, khi giả thuyết này bị vi phạm thì hệ

số hồi quy có thể bị sai dấu hoặc không có ý nghĩa thống kê. Do đó, việc phân tích

tương quan giữa các biến trong mô hình là cần thiết, phân tích tương quan được

thực hiện thông qua ma trận tương quan.

Bước 3: Phân tích hồi quy đa biến bằng phương pháp Pooled OLS

Đề tài sử dụng phương pháp hồi quy đa biến để phân tích các yếu tố tác động

của các biến độc lập đến biến phụ thuộc. Tác giả sử dụng phần mềm Stata 12 để xử

lý các mô hình định lượng trong bài nghiên cứu này. Để chọn ra mô hình phù hợp,

đầu tiên luận văn sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất bằng dữ liệu bảng

(Pooled OLS)

Các mô hình hồi quy được biểu diễn như sau:

GOI = β1 + β2ARit + β3Sizeit + β4CRit + βkDRit + µit

GOI = β1 + β2INVit + β3Sizeit + β4CRit + βkDRit + µit

GOI = β1 + β2APit + β3Sizeit + β4CRit + βkDRit + µit

GOI = β1 + β2CCCit + β3Sizeit + β4CRit + βkDRit + µit

Trong đó: i đại diện cho số thứ tự công ty, t đại diện cho số năm quan sát

Tuy nhiên, đối với loại mô hình này, khả năng xảy ra hiện tượng tự tương

quan trong số liệu khá cao. Ngoài ra, việc giả định hệ số chặn trong mô hình là

giống nhau cho các đối tượng quan sát và giả định về hệ số ước lượng của các biến

quan sát là giống nhau cho các đối tượng quan sát là các giả định hết sức nghiêm

khắc mà các dữ liệu khó đáp ứng được. Vì vậy, dù đây là trường hợp đơn giản,

nhưng mô hình hồi quy này có thể sẽ làm mất đi hình ảnh thật về mối quan hệ giữa

các biến của các đối tượng quan sát nên tác giả tiến hành tiếp bước 4.

Bước 4: Kiểm định sự phù hợp của phương pháp Pooled OLS

Kiểm định F-test thể hiện mức ý nghĩa của hiệu ứng cố định các đặc điểm

của những công ty. Với giả thuyết H0 là tác động của sự khác biệt về đặc điểm riêng

giữa những công ty bằng 0. Nếu giả thuyết bị từ chối, chúng ta nên sử dụng phương

pháp cố định các tác động này. F-test được tính ngay trong kết quả hồi quy, chính là

chỉ số F-statistic. Giá trị tới hạn F(α;k-1;n-k)

Nếu F < F-statistic: Chấp nhận giả thuyết H0 hay nói cách khác nên sử dụng

mô hình Pooled OLS.

Nếu F > F-statistic: Bác bỏ giả thuyết H0 hay nói cách khác nên sử dụng mô

hình FEM/REM

Bước 5: Phân tích hồi quy đa biến bằng mô hình FEM/REM

Mô hình hồi quy với tác động cố định (Fixed Effects Model - FEM):

Mô hình tác động cố định được biểu diễn như sau:

GOIit = βit + β2CCCit + β3Sizeit + β4CRit + β5DRit + µit (*)

Tương tự với các biến độc lập AR, INV, AP, ta có các mô hình:

GOIit = βit + β2ARit + β3Sizeit + β4CRit + β5DRit + µit

GOIit = βit + β2INVit + β3Sizeit + β4CRit + β5DRit + µit

GOIit = βit + β2APit + β3Sizeit + β4CRit + β5DRit + µit

Mô hình (*) có thể tách thành hai mô hình:

GOIit = β1t + β2CCCit + β3Sizeit + β4CRit + β5DRit + µit (*.1)

GOIit = β1i + β2CCCit + β3Sizeit + β4CRit + β5DRit + µit (*.2)

Mô hình (*.1) giả định tung độ góc thay đổi theo thời gian nhưng giống nhau

giữa các đơn vị chéo trong cùng năm quan sát. Khi đó, các tác động mang tính đặc

trưng của các đơn vị chéo trong cùng một kỳ tính toán bị cố định và mô hình chỉ

đánh giá sự thay đổi theo thời gian của các đặc trưng đó. Phương pháp này giúp

đánh giá tác động của các nhân tố tới biến phụ thuộc nhưng bỏ qua sự khác nhau

của các đặc trưng của biến phụ thuộc như đặc điểm của công ty, quốc gia hay các

hộ gia đình.

Mô hình (*.2) giả định tung độ gốc chung của mô hình thay đổi nhưng độ

dốc của các đơn vị chéo không đổi. Ý nghĩa của tác động chéo cố định là dù tung độ

gốc khác nhau giữa các đơn vị chéo nhưng nó lại không thay đổi theo thời gian.

Những ảnh hưởng làm thay đổi tung độ gốc có thể là do sự khác biệt về đặc thù, hay

phong cách quản lý của mỗi công ty. Phương pháp này loại bỏ sự thay đổi của các

tác động theo thời gian và chỉ đánh giá sự khác biệt của tác động giữa các biến phụ

thuộc.

Mô hình hồi quy với tác động ngẫu nhiên (Random Effects Model –REM)

Từ mô hình (*.2), ta có thể viết lại:

GOIit = β1i + β2CCCit + β3Sizeit + β4CRit + β5DRit + µit

Thay vì cố định β1i, ta giả định nó như biến ngẫu nhiên có giá trị β1 và giá trị

tung độ gốc của đơn vị chéo được biểu diễn như sau:

β1i = β1 + εi; Với i = 1, 2, …N và εi là sai số ngẫu nhiên.

Mô hình này kèm theo những giả định của tác động cố định cộng thêm yêu

cầu bổ sung là các tác động không quan sát được không tương quan với tất cả các

biến giải thích. Giả thiết này được kiểm định bằng kiểm định Hausman. Ngoài ra,

mô hình này giúp cho việc kiểm soát những tác động không quan sát được của các

đơn vị chéo khác nhau nhưng không thay đổi theo thời gian. Tuy nhiên, nếu không

giữ giả định tác động cố định không tương quan với các biến giải thích thì mô hình

hồi quy tác động cố định lại thích hợp hơn.

Bước 6: Kiểm định sự phù hợp của phương pháp FEM/REM

+ Kiểm định Hausman: Ước lượng từ các mô hình dữ liệu bảng đòi hỏi

chúng ta xác định xem có sự tương quan giữa tính không đồng nhất không quan sát

được của mỗi công ty và giải thích các biến của mô hình hay không? Nếu có sự

tương quan sẽ ước lượng bằng hiệu ứng cố định (Fixed effects), nếu không sẽ ước

lượng bằng hiệu ứng ngẫu nhiên (Random effects).

Giả thuyết H0: Không có mối tương quan khả dĩ giữa các thành phần sai số

theo cá nhân εi và các biến hồi quy độc lập AR, INV, AP và CCC.

Giả thuyết H1: Có mối tương quan khả dĩ giữa các thành phần sai số theo cá

nhân εi và các biến hồi quy độc lập AR, INV, AP và CCC.

Nếu Prob ≥ 0,05 chấp nhận giả thuyết H0, chọn mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên

(REM) sẽ cho kết quả ước lượng tốt hơn mô hình hiệu ứng cố định (FEM).

Nếu Prob ≤ 0,05 bác bỏ giả thuyết H0, những tác động được xem là cố định

và mô hình FEM sẽ cho kết quả ước lượng tốt hơn REM.

Cần lưu ý là khi số liệu theo chuỗi thời gian lớn và số mẫu lớn thì hai

phương pháp FEM và REM không khác biệt nhiều; khi mẫu lớn và thời gian ngắn

thì mô hình FEM phù hợp hơn.

Bước 7: Kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi

Giả thuyết H0: Phương sai không thay đổi

Giả thuyết H1: Mô hình có hiện tượng phương sai thay đổi

Nếu Prob ≥ 0,05 chấp nhận giả thuyết H0. Ngược lại, bác bỏ giả thuyết H0

cho thấy tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình. Nếu tồn tại hiện

tượng phương sai thay đổi, dùng mô hình bình phương bé nhất tổng quát để khắc

phục.

Bước 8: Kiểm tra hiện tượng tự tương quan

Kiểm định hiện tượng tự tương quan nhằm kiểm chứng giả định:

H0: Mô hình không có hiện tượng tự tương quan bậc nhất

H1: Mô hình có hiện tượng tự tương quan bậc nhất

Giả thuyết H0 bị bác bỏ khi khi Prob > F nhỏ hơn 0.05.

Nếu mô hình tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan thì tác

giả sẽ khắc phục bằng cách sử dụng mô hình GLS (mô hình này có thể khắc phục cả

phương sai thay đổi và tự tương quan). Kết quả ước lượng của các hệ số thỏa mãn

tính chất BLUE (Best Linear Unbiased Estimator – Ước lượng không chệch tuyến

tính tốt nhất).

Sau cùng tác giả sử dụng mô hình được xem là phù hợp nhất để đánh giá mối

quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi khác nhau như thế nào ở

nhóm các công ty có sở hữu nhà nước và không có sở hữu nhà nước bằng cách xây

dựng biến giả STATE – quy định về mức độ nắm giữ cổ phiếu của nhà nước trong

một doanh nghiệp.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM

Ở chương này, đầu tiên tác giả sẽ tiến hành thống kê mô tả biến, phân tích

mối tương quan giữa các biến và thực hiện các phương pháp hồi quy để kiểm định

mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi giữa các doanh

nghiệp trong toàn mẫu, sau đó tác giả sẽ thêm biến giả đại diện cho hình thức sở

hữu vào mô hình và tiến hành hồi quy với phương pháp phù hợp nhất.

Thống kê mô tả

Bảng 4.1 trình bày thống kê mô tả của tất cả các biến trong mô hình bao gồm

số lượng quan sát, giá trị trung bình, độ lệch chuẩn của các biến trong giai đoạn

nghiên cứu từ 2010 – 2015:

Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến

Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max

GOI 984 0.237232 0.155029 -0.18638 0.863809

AR 984 60.27106 54.24994 0 390.4202

INV 984 91.55566 81.50533 0 873.5085

AP 984 39.71101 33.43782 0 367.5705

CCC 984 111.9328 96.77872 -95.1651 703.03

Size 984 11.76064 0.662909 10.18417 13.85642

DR 984 0.456477 0.223989 0.008116 0.970515

CR 984 2.485647 3.08691 0.2151 56.35599

(Nguồn: tính toán từ bộ dữ liệu)

Giá trị GOI trung bình của mẫu nghiên cứu là 23,72%, với độ lệch chuẩn là

15,50%, trong đó công ty có tỷ lệ thấp nhất là -18,64%, tỷ lệ cao nhất là 86,38%.

Trung bình các công ty mất 92 ngày tồn kho với độ lệch chuẩn là 81,50; trong đó

công ty có số ngày tồn kho thấp nhất là 0 ngày, dài nhất là 873 ngày.

Giá trị trung bình của kỳ thu tiền là 60 ngày với độ lệch chuẩn là 54 ngày,

giá trị nhỏ nhất là 0, giá trị lớn nhất là 390 ngày.

Giá trị trung bình của kỳ trả tiền là 40 ngày với độ biến động cao nhất là 33

ngày, giá trị lớn nhất là 367 ngày, nhỏ nhất là 0.

Giá trị trung bình của chu kỳ luân chuyển tiền mặt 112 ngày, tức là mất 112

ngày để các công ty trong mẫu hoàn thành một kỳ luân chuyển tiền mặt từ lúc bắt

đầu chi tiền để mua nguyên vật liệu, hàng hóa đến lúc sản xuất tồn kho, xuất bán và

thu tiền của khách hàng.

Biến quy mô công ty đã được xử lý bằng cách lấy logarit của tổng tài sản,

nhằm để dữ liệu không quá chênh lệch với giá trị các biến còn lại làm giảm hiệu quả

mô hình, giá trị trung bình của biến này là 11,76, độ lệch chuẩn là 66,29%. Tỷ lệ nợ

trung bình là 45,65% cho thấy các công ty vay nợ khá nhiều, trong đó công ty vay

nợ lớn nhất lên tới 97,05% tổng tài sản. Tỷ số thanh toán hiện hành là 2,49 với độ

lệch chuẩn là 3,09 chứng tỏ các công ty trong mẫu luôn chú trọng đến tính thanh

khoản, luôn duy trì tài sản ngắn hạn ở mức cao hơn nợ ngắn hạn, sẵn sàng đáp ứng

các nhu cầu trả nợ, trong đó công ty có chỉ số thanh toán hiện hành cao nhất là

56,36.

Phân tích tương quan giữa các biến:

Bảng 4.2: Phân tích tương quan giữa các biến

GOI

AR

INV

AP

CCC

Size

DR

CR

GOI

-0.3156***

(0.0000)

-0.0791**

0.2158***

INV

(0.0131)

(0.0000)

-0.1536****

0.373***

0.2882***

(0.0000)

CCC

-0.1881***

0.6019*** 0.8454***

0.0983***

(0.0000)

(0.0020)

-0.2803***

-0.0435

0.0828***

0.0636**

0.0226

Size

(0.0000)

(0.1723)

(0.0094)

(0.0460)

(0.4793)

-0.4195***

0.1784***

0.2499***

0.2891***

0.2081***

0.305***

(0.0000)

0.0866***

0.0174

-0.1237***

-0.1851***

-0.0302

-0.1895***

-0.4889***

(0.0066)

(0.5860)

(0.0001)

(0.0000)

(0.3445)

(0.0000)

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 dữ liệu)

Bảng 4.2 thể hiện sự tương quan giữa các biến nghiên cứu. Dựa vào đây có

thể thấy tất cả các biến độc lập AR - kỳ thu tiền bình quân, INV - kỳ tồn trữ hàng

tồn kho bình quân, AP - kỳ phải trả bình quân và CCC - chu kỳ luân chuyển tiền

mặt đều có tương quan âm với chỉ tiêu GOI - lợi nhuận hoạt động gộp, mối tương

quan này đúng với kỳ vọng lúc đầu của tác giả. Điều này có thể hiểu một khi thời

gian thu tiền giảm đi, thì vòng quay tiền nhanh hơn, doanh nghiệp sẽ có lượng vốn

sẵn sàng đầu tư vào sản xuất hay các dự án có lợi nhuận cao. Còn khi thời gian tồn

kho được rút ngắn thì giảm bớt chi phí lưu kho, giảm lượng hàng tồn góp phần tăng

lợi nhuận. Thời gian thanh toán cho nhà cung cấp giảm giúp doanh nghiệp được

hưởng các khoản chiết khấu thương mại, ngoài ra cũng tăng uy tín với nhà cung cấp

nên có thể mua được nguyên vật liệu hay hàng hóa chất lượng, cũng góp phần tăng

lợi nhuận cho công ty. Còn với chu kỳ luân chuyển tiền mặt được rút ngắn lại, tức

một đồng vốn được sử dụng hiệu quả hơn, luân chuyển nhanh hơn sẽ làm tăng khả

năng sinh lợi cho doanh nghiệp. Tất cả các hệ số đều có mức ý nghĩa cao, tuy nhiên

đây chỉ là phân tích sơ bộ, cho thấy mối tương quan thuận chiều hay ngược chiều

giữa các cặp biến, để thấy rõ hơn mối tương tác giữa các biến độc lập và biến phụ

thuộc, tác giả tiến hành các bước hồi quy.

Kết quả hồi quy

4.3.1 Kết quả hồi quy Pooled Ordinary Least Square (Pooled OLS):

Như đã trình bày ở Chương 3, đầu tiên tác giả chạy mô hình bằng phương

pháp Pooled OLS:

Bảng 4.3: Kết quả hồi quy theo OLS

Biến phụ thuộc

Mô hình 1

Mô hình 2

Mô hình 3

Mô hình 4

GOI

Size

-0,0470837***

-0,0410446***

-0,0413304***

-0,0419692***

(-7,04)

(-5,93)

(-5,97)

(-6,09)

-0,2608515***

-0.314057***

-0,3002559***

-0,2905645***

(-11,45)

(-13,31)

(12,67)

(-12,34)

-0,006599***

-0,0082862***

-0,0084309***

-0,0078209***

(-4.20)

(-5,10)

(-5,19)

(-4,83)

-0,0007283***

(-9,16)

0,0000541

INV

(0,98)

-0,0002224

(-1.63)

-0,0001624***

CCC

(-3,52)

Cons

0,97033***

0,8789462***

0,9801503***

0,9010683***

(12,51)

(10,96)

(11,09)

(11,28)

0,2836

0,2198

0,2244

0,2320

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)

Từ kết quả hồi quy OLS trên ta thấy:

Đối với mô hình 1: chu kỳ phải thu khách hàng (AR) có tác động nghịch biến

với khả năng sinh lợi của công ty (GOI) với mức ý nghĩa cao 1%, hàm ý rằng khi

thời gian thu tiền khách hàng giảm xuống 1 ngày thì lợi nhuận tăng lên 0,073%.

Đối với mô hình 2: chu kỳ tồn trữ hàng tồn kho (INV) lại có tương quan

thuận với GOI và không có ý nghĩa thống kê vì vậy cần tiến hành thêm các phép

kiểm định để đánh giá mối tương quan này.

Đối với mô hình 3: chu kỳ phải trả (AP) tác động nghịch biến lên lợi nhuận

hoạt động gộp nhưng cũng không có ý nghĩa thống kê.

Đối với mô hình 4: chu kỳ luân chuyển tiền mặt (CCC) có tác động nghịch

biến với khả năng sinh lợi của công ty (GOI), cụ thể khi số ngày luân chuyển tiền

giảm 1 ngày thì lợi nhuận tăng thêm 0,016%.

Phương pháp OLS cho kết quả sơ bộ nhất về mối quan hệ giữa các biến. Để

đánh giá liệu rằng phương pháp hồi quy OLS đã cho kết quả phù hợp hay chưa, tác

giả tiến hành kiểm định F-test.

Kiểm định F-test: thể hiện mức ý nghĩa của hiệu ứng cố định các đặc điểm

của những công ty. Với giả thuyết H0 là tác động của sự khác biệt về đặc điểm riêng

giữa những công ty bằng 0 và H1 là có sự khác biệt giữa các công ty. Nếu giả thuyết

H0 bị từ chối, chúng ta nên sử dụng phương pháp cố định các tác động này. Nếu giả

thuyết H0 được chấp nhận thì sử dụng phương pháp OLS. F-test được tính ngay

trong kết quả hồi quy, chính là chỉ số F-statistic.

Nếu F < F-statistic: Chấp nhận giả thuyết H0 hay nói cách khác nên sử dụng

mô hình Pooled OLS.

Nếu F > F-statistic: Bác bỏ giả thuyết H0 hay nói cách khác nên sử dụng mô

hình FEM/REM

Dựa vào kết quả hồi quy của phương pháp FEM, ta thấy giá trị Prob>F của

kiểm định F ở cuối bảng hồi quy bằng 0.0000. Do đó ta bác bỏ H0, tức là có sự khác

biệt giữa các công ty, vì vậy nên sử dụng phương pháp FEM và REM với dữ liệu

bảng thay cho Pooled OLS.

4.3.2 Kết quả hồi quy theo phương pháp Random Effects Model (REM):

Bảng 4.4: Kết quả hồi quy theo REM

Biến phụ thuộc

Mô hình 1

Mô hình 2

Mô hình 3

Mô hình 4

GOI

Size

-0,0628834***

-0,060705***

-0,0606306***

-0,0625316***

(-5,19)

(-4,87)

(-4,86)

(-5,04)

-0,2108887***

-0,2086352***

-0,2066239***

-0,2091685***

(-7,42)

(-7,2)

(-7,03)

(-7,30)

-0,002951**

-0,0024711*

-0,0025478**

-0,0026187**

(-2.28)

(-1.90)

(-1,96)

(-2,03)

-0,0003312***

(-4,36)

-0.0001244**

INV

(-2,61)

-0,0002192**

(-2,02)

-0,000166***

CCC

(-3,98)

4.3.3

Cons

1,100345***

1,063933***

1,059643***

1,093215***

4.3.4

(7,44)

(7,40)

(7,67)

(7,91)

0,0974

0,0916

0,1020

4.3.5

0,0943

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 phương pháp hồi quy với hiệu ứng ngẫu nhiên cho thấy tất cả các

biến AR, INV, AP và CCC ở cả 4 mô hình đều có quan hệ nghịch biến với GOI và

có mức ý nghĩa cao, cụ thể hệ số tác động của AR và CCC đến lợi nhuận hoạt động

gộp lần lượt là 0,033% và 0,016% với mức ý nghĩa 1%, hệ số tương quan giữa INV

với biến phụ thuộc GOI là 0,012% và tương ứng của AP là 0,021%, cả hai đều có

mức ý nghĩa là 5%.

4.3.3 Kết quả hồi quy theo phương pháp Fixed Effects Model (FEM):

Bảng 4.5: Kết quả hồi quy theo FEM

Biến phụ thuộc

Mô hình 1

Mô hình 2

Mô hình 3

Mô hình 4

GOI

Size

-0,1027893***

-0,0981684***

-0,0979562***

-0,1018397***

(-5,02)

(-4,79)

(-4,75)

(-4,99)

-0.1616705***

-0,1555173***

-0,1543137***

-0,1604512***

(-4,59)

(-4,04)

(-4,29)

(-4,57)

-0,0018013

-0,0013451

-0,0014389

-0,0016037

(-1,32)

(-0,99)

(-1,06)

(-1,19)

-0,0002263**

(-2,76)

-0,0001515**

INV

(-3,00)

-0,0002104*

(-1,85)

-0,0001613***

CCC

(-3,62)

4.3.4

Cons

1,538018***

1,479959***

1,471634***

1,53022***

4.3.5

(6,32)

(6,24)

(6,55)

(6,56)

0,1023

0,0962

0,1067

4.3.6

0,1008

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 với mô hình hiệu ứng cố định cũng cho kết quả tương đồng với mô

hình hiệu ứng ngẫu nhiên. Tất cả các biến AR, INV, AP và CCC đều có quan hệ

nghịch biến với GOI với hệ số tác động lần lượt là 0,022%; 0,015%; 0,021%;

0,016% và có mức ý nghĩa cao, cụ thể CCC có mức ý nghĩa 1%, INV và AR có mức

ý nghĩa là 5% và AP có mức ý nghĩa 10%.

4.3.4 Kiểm định Hausman để so sánh hai mô hình REM và FEM:

Để xem xét liệu mô hình REM hay FEM cho kết quả phù hợp hơn, tác giả sử

dụng kiểm định Hausman để so sánh.

Giả thuyết H0: các đặc điểm riêng của từng thực thể không có tương quan với

các biến độc lập, tức mô hình REM thích hợp hơn mô hình FEM. Nếu Prob của Chi

thấp hơn mức ý nghĩa 5% thì bác bỏ giả thuyết H0. Kết quả kiểm định Hausman

được thể hiện trong bảng 4.7 “Kết quả kiểm định Hausman”

(b)

(B)

(b-B)

sqrt(diag(V_b-V_B))

Difference

S.E.

-0,00023

-0,00033

0,0001049

0,0000305

-0,10279

-0,06288

-0,0399058

0,0165217

Size

-0,16167

-0,21089

0,0492182

0,0208568

-0,0018

-0,00295

0,0011496

0,0004152

Bảng 4.6: Kết quả kiểm định Hausman tương ứng với 4 mô hình

b: Kết quả từ hồi quy theo phương pháp FEM

B: Kết quả từ hồi quy theo phương pháp REM

Giả thuyết H0: không có sự tương quan giữa các đặc điểm riêng của từng

công ty với biến độc lập

chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 19.14

(b)

(B)

(b-B)

sqrt(diag(V_b-V_B))

Difference

S.E.

-0,00015

-0,00012

-0,0000271

0,0000162

INV

-0,09817

-0,06071

-0,0374634

0,016261

Size

-0,15552

-0,20864

0,0531179

0,0202778

-0,00135

-0,00247

0,001126

0,0003931

Prob>chi2 = 0.0007

b: Kết quả từ hồi quy theo phương pháp FEM

B: Kết quả từ hồi quy theo phương pháp REM

Giả thuyết H0: không có sự tương quan giữa các đặc điểm riêng của từng

công ty với biến độc lập

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

= 15.00

(b)

(B)

(b-B)

sqrt(diag(V_b-V_B))

Difference

S.E.

-0.00021

-0.00022

8.75E-06

0.000034

Size

-0.09796

-0.06063

-0.0373256

0.0164229

-0.15431

-0.20662

0.0523102

0.0206478

-0.00144

-0.00255

0.0011088

0.0004021

Prob>chi2 = 0.0047

b: Kết quả từ hồi quy theo phương pháp FEM

B: Kết quả từ hồi quy theo phương pháp REM

Giả thuyết H0: không có sự tương quan giữa các đặc điểm riêng của từng

công ty với biến độc lập

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

= 11.39

(b)

(B)

(b-B)

sqrt(diag(V_b-V_B))

Difference

S.E.

CCC

-0.00016

-0.00017

4.66E-06

1.56E-05

Size

-0.10184

-0.06253

-0.03931

0.016206

-0.16045

-0.20917

0.048717

0.020293

-0.0016

-0.00262

0.001015

0.000401

Prob>chi2 = 0.0225

b: Kết quả từ hồi quy theo phương pháp FEM

B: Kết quả từ hồi quy theo phương pháp REM

Giả thuyết H0: không có sự tương quan giữa các đặc điểm riêng của từng

công ty với biến độc lập

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

= 10.44

Prob>chi2 = 0.0336

(Nguồn: tính toán từ bộ số liệu)

Kết quả kiểm định Hausman cho thấy tất cả các Prob>chi2 đều thấp hơn 0,05

nên bác bỏ giả thiết H0, chứng tỏ mô hình FEM phù hợp hơn mô hình REM.

4.3.5 Kiểm định phương sai thay đổi đối với mô hình FEM:

Để kiểm định mô hình nghiên cứu có hay không hiện tượng phương sai thay

đổi, nghiên cứu được kiểm định bằng kiểm định Modified Wald Test trong stata.

Giả định H0 phương sai không đổi, nếu Prob>chi2 lớn hơn 0,05 thì chấp

nhận H0, ngược lại thì bác bỏ H0, tức là có hiện tượng phương sai thay đổi.

Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity

in fixed effect regression model

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all

chi2 (164) = 1.2e+05

Prob>chi2 = 0.0000

Bảng 4.7 Kết quả kiểm định phương sai thay đổi

(Nguồn: tính toán từ bộ số liệu)

Chỉ số Prob>Chi2 = 0.0000 nên bác bỏ giả thiết H0, có nghĩa là có hiện

tượng phương sai thay đổi. Để khắc phục hiện tượng này, tác giả sử dụng phương

pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất tổng quát GLS (Generalized Least Squares).

Phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất tổng quát là phương pháp

biến đổi từ phương pháp bình phương nhỏ nhất OLS. Ước lượng GLS sẽ khác OLS

trong mô hình gốc ban đầu, tuy nhiên, việc giải thích các hệ số sẽ dựa trên các hệ số

của các biến ban đầu. Kết quả ước lượng của các hệ số thỏa mãn tính chất BLUE.

Ước lượng GLS dùng để khắc phục vấn đề phương sai thay đổi, là một lỗi của mô

hình làm cho kết quả hồi quy trở nên không đáng tin cậy vì phương sai không còn là

nhỏ nhất. Phần mềm Stata cho phép chạy ước lượng GLS bao gồm khắc phục

phương sai thay đổi bằng phương pháp heteroskedastic đối với dữ liệu bảng. Bảng

4.8 “Kết quả sử dụng phương pháp GLS khắc phục phương sai thay đổi” thể hiện

ước lượng GLS đã bao gồm thủ tục khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi bằng

phương pháp heteroskedastic đối với dữ liệu bảng.

Bảng 4.8: Kết quả sử dụng phương pháp GLS khắc phục phương sai thay đổi

Biến phụ thuộc

Mô hình 1

Mô hình 2

Mô hình 3

Mô hình 4

GOI

Size

-0,0468091***

-0,0416931***

-0,0391477***

-0,044255***

(-16,05)

(-14,83)

(-13,82)

(-14,43)

-0,2847432***

-0,344295***

-0,3244709***

-0,3169779***

(-25,14)

(-29,10)

(-28,27)

(-25,62)

-0,0081626***

-0,0096111***

-0,0097765***

-0,0091267***

(-6.91)

(-7,23)

(-7,25)

(-7,35)

-0.0006368***

(-18,17)

0,0000256

INV

(1,15)

-0,003408***

(-6,01)

-0,0001059***

CCC

(-5,02)

4.3.6

Cons

0,9691222***

0,8993591***

4.3.8 0,8758061***

0,9302199***

4.3.7

(26,85)

(26,04)

(25,57)

(28,41)

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 phương pháp GLS khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi cho

thấy tác động của các biến độc lập đến lợi nhuận hoạt động có mức ý nghĩa cao hơn.

Hệ số tác động của kỳ thu tiền các khoản phải thu là 0,063% với mức ý nghĩa 1%,

tức khi kỳ thu tiền tăng thêm 1 ngày thì lợi nhuận giảm đi 0,063%. Tương tự hệ số

tác động này ở kỳ phải trả khách hàng và kỳ luân chuyển tiền mặt là 0,34% và

0,010% cũng với mức ý nghĩa 1%, tất cả đều có tác động ngược chiều với lợi

nhuận. Riêng kỳ tồn trữ hàng tồn kho không có ý nghĩa thống kê.

4.3.6 Kiểm định hiện tượng tự tương quan:

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.

Wooldridge test for autocorrelation in panel data

H0: no first-order autocorrelation

F( 1, 163) = 44.810

Prob > F = 0.0000

Bảng 4.9: Kết quả hiện tượng tự tương quan

(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

Mô hình 1

Mô hình 2

Mô hình 3

Mô hình 4

GOI

Size

-0,0511607***

-0,0493874***

-0,0482261***

-0,0505441***

(-9,34)

(-8,80)

(-8,77)

(-8,80)

-0,2304636***

-0,2465236***

-0,238977***

-0,231482***

(-14,05)

(-14,33)

(-14,15)

(-13,48)

-0,0046727**

-0,004804***

-0,0050641***

-0,0044191**

(-3,46)

(-3,56)

(-3,74)

(-3,33)

-0,0003694***

(-8,66)

INV

-0,0000203

(-0,72)

-0,0002635***

(-4,38)

CCC

-0,0000737**

(-3,21)

4.3.7

Cons

0,9578201***

0,9239057***

0,9155435***

0,9358138***

4.3.8

(15,11)

(14,26)

(14,43)

(14,10)

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.

4.5. Phân tích với biến giả STATE

Phần trên tác giả đã nghiên cứu ảnh hưởng của quản trị vốn luân chuyển đến

khả năng sinh lợi của các doanh nghiệp niêm yết ở Việt Nam thông qua việc xem

xét mối quan hệ của chu kỳ luân chuyển tiền mặt, kỳ thu tiền các khoản phải thu, kỳ

tồn trữ hàng tồn kho và kỳ các khoản phải trả đối với lợi nhuận hoạt động ròng.

Tiếp theo tác giả xem xét hình thức sở hữu có ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa

quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi hay không bằng cách thêm biến giả

STATE đại diện cho hình thức sở hữu vào mô hình 4, tác giả chỉ đánh giá ảnh

hưởng của chu kỳ luân chuyển tiền mặt đến lợi nhuận hoạt động vì chu kỳ luân

chuyển tiền mặt là biến đại diện cho quản trị vốn luân chuyển của công ty.

Tác giả tiến hành chia mẫu 164 công ty thành những công ty có tỷ lệ sở hữu

nhà nước trên 50% được quy định STATE = 1 và những công ty còn lại STATE = 0

để xem xét liệu hình thức sở hữu có ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa quản trị vốn

luân chuyển và khả năng sinh lợi của doanh nghiệp hay không.

Kết quả chia mẫu cho thấy có 38 công ty trong mẫu có tỷ lệ sở hữu nhà nước

từ 50% trở lên, chiếm tỷ lệ 23,17% tổng mẫu. Tỷ lệ sở hữu nhà nước trung bình

trong nhóm các công ty có sở hữu nhà nước là 55,78%. Mô tả một số chỉ tiêu cơ

bản của nhóm các công ty có sở hữu nhà nước và không có sở hữu nhà nước như

bảng 4.11 và 4.12 sau:

Bảng 4.11 Mô tả các chỉ tiêu của nhóm các công ty có sở hữu nhà nước

GOI

228

0,219735

0,140607

-0,0046797

0,7322307

CCC

228

92,79209

105,7625

-40,66815

680,7729

Size

228

11,9162

0,5571169

10,62541

13,39671

228

0,4602832

0,2306228

0,0428272

0,909049

228

2,286607

1,803148

0,2150997

9,10458

Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max

Nguồn: tính toán của tác giả

Nhóm các công ty có sở hữu nhà nước bao gồm 38 công ty với 228 quan sát,

giá trị trung bình của chu kỳ luân chuyển tiền mặt là 93 ngày, giá trung trung bình

của tỷ lệ lợi nhuận hoạt động là 21,97%, với độ lệch chuẩn là 0,14.

Bảng 4.12 Mô tả các chỉ tiêu của nhóm các công ty không có sở hữu nhà nước

GOI

756

0,2425091

0,1588309

-0,1863797

0,8639092

CCC

756

117,7054

93,20644

-95,16506

703,03

Size

756

11,71373

0,6850731

10,18417

13,85642

756

0,4553288

0,222093

0,0081161

0,9705154

756

2,545675

3,37839

0,4841099

56,35599

Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max

Nguồn: tính toán của tác giả

Nhóm các công ty không có sở hữu nhà nước gồm 126 công ty với 756 quan

sát, giá trị trung bình của GOI là 24,25% và của CCC là 117 ngày.

Có thể thấy lợi nhuận hoạt động gộp trung bình của nhóm các công ty không

có sở hữu nhà nước cao hơn nhóm các công ty có sở hữu nhà nước, điều này có thể

phần nào thể hiện hiệu quả hoạt động sản xuất kinh doanh của nhóm các công ty

không có sở hữu nhà nước cao hơn nhóm các công ty không có sở hữu nhà nước,

nhưng để tìm hiểu rõ tác động của CCC đến khả năng sinh lợi, tác giả tiến hành hồi

quy với mô hình 5 bằng phương pháp GLS, kết quả như bảng 4.13 sau:

Bảng 4.13: Kết quả hồi quy với biến giả STATE

Biến độc lập

GOI

-0,00011***

CCC

(-3,80)

0,0000769**

STATE.CCC

(1,96)

-0,0516378***

Size

(-8,95)

-0,2325493***

(-13,50)

-0,004378**

(-3,30)

0,9517274***

Cons

(14,25)

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 cho thấy những công ty có sở hữu nhà nước có tỷ lệ tăng của lợi

nhuận thấp hơn 0,0077% so với công ty không có sở hữu nhà nước khi giảm đầu tư

vào vốn luân chuyển 1%. Cụ thể kết quả nghiên cứu cho thấy, khi mức đầu tư vào

vốn luân chuyển giảm 1% thì lợi nhuận công ty sở hữu tư nhân tăng 0,011%, trong

khi đó công ty sở hữu nhà nước chỉ tăng 0,0033%.

Theo nghiên cứu của Borisova, Brockman, Salas and Zagorchev (2012) thì

công ty có sở hữu nhà nước thường thích quản lý bằng quyền lực chính trị hơn là

quản lý theo cơ chế thị trường, giá trị công ty thường được đánh giá bằng thành quả

chính trị hơn là thành quả tài chính. Họ thường có xu hướng đầu tư quá mức vào

tiền mặt để duy trì thanh khoản hơn là sử dụng tiền để đầu tư hay chia cổ tức. Một

đặc điểm nữa của những công ty có sở hữu nhà nước là họ dễ dàng tiếp cận với các

nguồn tài trợ hơn, ít bị các rào cản tài chính và chính phủ vẫn ngầm bảo vệ các công

ty này khi có khủng hoảng (Faccio và cộng sự, 2006) vì vậy mà mối tương quan âm

giữa mức độ đầu tư vào vốn luân chuyển và giá trị doanh nghiệp ở các doanh

nghiệp có sở hữu nhà nước ít biến thiên hơn các doanh nghiệp có tư nhân sở hữu

hoàn toàn (Hamdi Ben-Nars, 2016). Tức là khi các công ty có sở hữu nhà nước có

đầu tư quá mức vào vốn luân chuyển thì sẽ làm giảm lợi nhuận, tuy nhiên mức độ

giảm sẽ nhỏ hơn mức độ giảm ở nhóm các công ty không có sở hữu nhà nước. Hơn

nữa cũng theo Hamdi Ben-Nars (2016) thì ở nhóm các công ty có sở hữu nhà nước

ngoài mẫu thuẫn giữa nhà quản lý và cổ đông, còn xảy ra mâu thuẫn lợi ích giữa cổ

đông đại diện phần vốn góp nhà nước và các cổ đông khác và khả năng quản lý của

các nhà quản trị thường yếu hơn vì vậy hiệu quả đầu tư vào vốn luân chuyển ở

nhóm các công ty này không cao. Điều này cũng đồng nghĩa khi giảm mức đầu tư

vào vốn luân chuyển thì lợi nhuận hoạt động có tăng nhưng tỷ lệ lợi nhuận tăng ở

công ty có sở hữu nhà nước sẽ thấp hơn công ty sở hữu tư nhân và ngược lại. Vấn

đề này đặt ra câu hỏi cho các nhà quản trị doanh nghiệp có sở hữu nhà nước làm sao

để sử dụng hiệu quả hơn nữa vốn luân chuyển, để một đồng vốn luân chuyển tạo ra

nhiều giá trị hơn cho doanh nghiệp.

KẾT LUẬN

Kết luận chung

Quản trị vốn luân chuyển như thế nào để hiệu quả, vừa đảm bảo được tính

thanh khoản cho doanh nghiệp, vừa không giữ quá nhiều vào đó có thể làm tăng chi

phí cơ hội đầu tư luôn là một thách thức lớn đối với các nhà quản trị. Bài nghiên

cứu này góp thêm một bằng chứng thực nghiệm cho thấy mối quan hệ giữa quản trị

vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi của công ty. Khi quản trị vốn luân chuyển

hiệu quả, thông qua giảm chỉ tiêu chu kỳ luân chuyển tiền mặt, tức là rút ngắn số

ngày lưu chuyển của tiền mặt thì công ty sẽ có lượng tiền mặt để đầu tư vào các

hoạt động sinh lời khác từ đó sẽ làm tăng khả năng sinh lợi.

Để có được chính sách quản trị vốn luân chuyển hiệu quả, doanh nghiệp cần

chú trọng đến tất cả các khâu từ quản trị các khoản phải trả, tồn trữ hàng tồn kho

đến bán hàng thu tiền.

Quản trị chu kỳ tồn trữ hàng tồn kho: việc quản lý hàng tồn kho trong các

doanh nghiệp là rất quan trọng, nhờ có lượng dự trữ tồn kho đúng mức, hợp lý sẽ

giúp cho doanh nghiệp không bị gián đoạn trong sản xuất, không bị thiếu sản phẩm

hàng hóa để bán, đồng thời lại sử dụng tiết kiệm và hợp lý vốn luân chuyển. Các

doanh nghiệp cần áp dụng công nghệ kỹ thuật vào quản lý hàng tồn kho để đưa ra

kế hoạch tồn kho hợp lý nhất, rút ngắn được thời gian hàng tồn kho mà không làm

ảnh hưởng đến sản xuất kinh doanh.

Quản trị các khoản phải thu: trong quá trình sản xuất kinh doanh, để khuyến

khích người mua, doanh nghiệp thường áp dụng phương thức bán chịu cho khách

hàng nhờ đó có thể tăng lượng sản phẩm tiêu thụ góp phần tăng lợi nhuận, tuy nhiên

điều này có thể làm tăng thêm chi phí như chi phí quản lý nợ phải thu, chi phí thu

hồi nợ, chi phí rủi ro. Theo kết quả bài nghiên cứu thì chu kỳ các khoản phải thu có

ảnh hưởng nghịch biến với lợi nhuận hoạt động, vì vậy doanh nghiệp cần cân nhắc

lợi ích và chi phí của từng chính sách bán hàng để đưa ra được chính sách hợp lý

nhất, vừa rút ngắn được thời gian khoản phải thu nhưng cũng không làm ảnh hưởng

đến sản lượng sản phẩm tiêu thụ.

Quản trị các khoản phải trả: việc này không chỉ đòi hỏi doanh nghiệp thường

xuyên duy trì một lượng vốn tiền mặt để đáp ứng yêu cầu thanh toán mà còn đòi hỏi

việc thanh toán phải chính xác, an toàn và nâng cao uy tín của doanh nghiệp đối với

khách hàng. Để quản lý tốt các khoản phải trả, doanh nghiệp phải thường xuyên

kiểm tra, đối chiếu các khoản phải trả với khả năng tài chính của doanh nghiệp để

chủ động đáp ứng các yêu cầu thanh toán khi đến hạn. Doanh nghiệp cần rút ngắn

chu kỳ các khoản phải trả để góp phần tăng khả năng sinh lợi.

Đặc biệt đối với các doanh nghiệp có sở hữu nhà nước bài nghiên cứu cho

thấy tỷ lệ tăng lợi nhuận của các doanh nghiệp này thấp hơn các doanh nghiệp sở

hữu tư nhân khi mức độ đầu tư vào vốn luân chuyển thấp hơn. Có nghĩa là các

doanh nghiệp có sở hữu nhà nước chưa quản trị vốn luân chuyển hiệu quả để góp

phần tạo ra lợi nhuận. Điều này đặt ra cho các nhà quản trị cần chú trọng hơn vào

việc quản trị vốn luân chuyển, nâng cao hiệu quả sử dụng vốn.

Hạn chế của bài nghiên cứu và hướng mở rộng

Qua bài nghiên cứu tác giả xem xét mối quan hệ của quản trị vốn luân

chuyển thông qua chỉ tiêu chu kỳ luân chuyển tiền mặt với khả năng sinh lợi của

công ty. Tuy nhiên đây chỉ là một trong những mặt của quản trị vốn luân chuyển,

ngoài ra còn nhiều chỉ tiêu khác để đo lường hiệu quả của quản trị dòng tiền. Mặt

khác, tác giả chỉ đưa vào bài các biến kiểm soát gồm quy mô công ty, hệ số thanh

toán hiện hành, tỷ số nợ, tuy nhiên thực tế có thể còn nhiều biến ảnh hưởng đến khả

năng sinh lợi của công ty. Do đó các nghiên cứu tiếp theo có thể đưa thêm các nhân

tố ảnh hưởng đến quản trị vốn luân chuyển và thêm các biến kiểm soát khác vào để

xem xét.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Danh mục tài liệu tiếng Việt

Nguyễn Thị Ngọc Trang, Nguyễn Thị Liên Hoa, 2008. Phân tích tài chính,

Nhà xuất bản Lao động - xã hội.

Trần Ngọc Thơ, Nguyễn Thị Ngọc Trang, Phan Thị Bích Nguyệt, Nguyễn

Thị Liên Hoa, Nguyễn Thị Uyên Uyên, 2007. Tài chính doanh nghiệp hiện đại, Nhà

xuất bản Thống kê.

Từ Thị Kim Thoa, Nguyễn Thị Uyên Uyên, 2014. Mối quan hệ giữa quản trị

vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi: Bằng chứng thực nghiệm ở Việt Nam. Tạp

chí Phát triển và hội nhập, số 14 (24) - tháng 01-02/2014.

Danh mục tài liệu tiếng Anh

Azhar, N., & Noriza, M. (2010), “Working Capital Management: The Effect

of Market Valuation and Profitability in Malaysia”, International Journal of

Business and Management, 5 (11), 140- 147.

Banos-Caballero, S., García-Teruel, P.J., Martínez-Solano, P. 2012. How

does working capital management affect the profitability of Spanish SMEs? Small

Bus. Econ. 39, 517–529.

Banos-Caballero, S., García-Teruel, P.J., Martínez-Solano, P. 2014. Working

capital management, corporate performance, and financial constraints. J. Bus. Res.

67, 332–338.

Ben-Nasr, H., Boubakri, N., Cosset, J.C.2015. Earning quality in privatized

firms: the role of state and foreign owners. J. Account. Public Policy. 34.392-416.

Ben-Nasr, Hamdi (2016). State and foreign ownership and the value of

working capital management. Journal of Corporate Finance. 41. 217-240.

Brewer, P.C., Speh, T.W., 2000. Using the balanced scorecard to measure

supply chain performance. J. Bus. Logistics 21 (1), 75–93.

Borisova, G., Brockman, P., Salas, J.M., Zagorchev, A. 2012. Government

ownership and corporate governance: Evidence from the EU. J. Bank. Finance. 36,

2917–2934.

Capkun, V., Hameri, A.P., Weiss, L.A., 2009. On the relationship between

inventory and ﬁnancial performance in manufacturing companies. Int. J. Oper.

Prod. Manage. 29 (8), 89–806.

Chahrumilind, C., Kall, R., Wiwattanakantang, Y. 2006. Connected lendings:

Thailand before the financial crisis. J. Bus. 79, 181–218.

Chatterjee (2010), Impact of Working Capital Management on the

Profitability of the Listed Companies in the London Stock Exchange,

http://papers.ssrn.com/sol3/ papers.cfm?abstract_id=1587429.

Chen, H., Frank, M.Z., Wu, O.Q., 2005. What actually happened to

inventories of American companies between 1981 and 2000? Manage. Sci. 51 (7),

1015–1031.

Churchill, N.C., Mullins, J.W., 2001. How fast can your company afford to

grow? Harvard Bus. Rev. 79 (5), 135–142.

Deloof, M. 2003. Does working capital management affect profitability of

Belgian firms? J. Bus. Financ. Account. 30, 573–587.

Dong, Huynh Phuong & Jhy-tay Su (2010), “The Relationship between

Working Capital Management and Profitability: A Vietnam Case”, International

Research Journal of Finance and Economics, Issue 49, pp.59-67.

Ebben, J. J. & Johnson, A. C. (2011) Cash conversion cycle management in

small firms: Relationships with liquidity, invested capital, and firm performance.

Journal of Small Business and Entrepreneurship, 24(3), 381-396.

Enqvist, Graham, & Nikkinen (2014), The Impact of Working Capital

Management on Firm Profitability in different business cycles: Evident from

Finland, http:// papers.ssrn.com/abstract=1794802.

Faccio, M., Masulis, R.M., McConnell, J.J. 2006. Political connections and

corporate bailouts. J.Finance. 61, 2597–2635.

Fawcett, S.E., Waller, M.A., Fawcett, A.M., 2010. Elaborating a dynamic

systems theory to understand collaborative inventory successes and failures. Int. J.

Logistics Manage. 21 (3), 510–537.

Garcia, Martins & Brandao (2011), The Impact of Working Capital

Management upon Companies’ Profitability: Evidence from European Companies,

FEP Working Papers, n.438, Nov. 2011.

Gill, A., Biger, N., Mathur, N., 2010. The relationship between working

capital management and proﬁtability: evidence from the United States. Bus. Econ. J.

(BEJ-10), 1–9, http://astonjournals.com/bejvols.html.

Lazaridis, I., & Tryfonidis, D. (2006). Relationship between working capital

management and profitability of listed companies in the Athens stock exchange.

Journal of Financial Management and Analysis, 19(1), 26-35.

Mansoori, Dr Ebrahim and Muhammad, Datin Joriah, The Effect of Working

Capital Management on Firm's Profitability: Evidence from Singapore (March 6,

2012). Interdisciplinary Journal of Contemporary Research in Business, Vol. 4, No.

5, September 2012.

Mathuva, D.M. (2009). ''The Influence of Working Capital Management

Components on Corporate Profitability A survey on Kenyan Listed Firms",

Research Journal of Business Management, Vol. 4(I), pp.1-1l.

Moss, J.D., & Stine, B. (1993). Cash conversion cycle and firm size: A study

of retail firms. Managerial Finance, 19(8), 25-34.

Matluas Bernard Baveld. (2012). Impact of Working Capital Management on

the Profitability of Public Listed Firms in the Netherlands during the Financial

Crisis. University of Twente.

Nobanee H. and Alhaijaar M. (2011). A Note on Working Capital

Management and Corporate Profitability of Japanese Firms. Available at SSRN:

http://ssr11.co111/absh·act= 1433243.

Raghavan, N.S., Mishra, V.K., 2011. Short-term ﬁnancing in a cash-

constrained supply chain. Int. J. Prod. Econ. 134 (2), 407–412.

Richards, V.D., Laughlin, E.J., 1980. A cash conversion cycle approach to

liquidity analysis. Financial Manage. 9 (1), 32–38.

Shanna, A.K. and Kumar, S. Effect of Working Capital Management on

Firm Profitability. Empirical Evidence from India. Global Business Review, Vol. 12

(1), 2011, pp.159-173.

Shleifer, A., Vishny, R.W. 1997. A survey of corporate governance. J.

Finance. 52, 737–783.

Shin, H.H. atid L. Soenen (1998), 'Efficiency of Working Capital and

Corporate Profitability', Financial Practice and Education, Vol. 8, No. 2, pp. 37-45.

Stewart, G., 1995. Supply chain performance benchmarking study reveals

keys to supply chain excellence. Logistics Inform. Manage. 8 (2), 38–44.

Swamidass, P.M., 2007. The effect of TPS on US manufacturing during

1991–1998: inventory increased or decreased as a function of plant performance.

Int. J. Prod. Res. 45 (16), 3763–3778.

Timme, S.G., Wanberg, E., 2011. How supply chain ﬁnance can drive cash

ﬂow. Supply Chain Manage. Rev. (January/February), 18–24.

Wort, D.H., Zumwalt, J.K., 1985. The trade discount decision: a Markov

chain approach. Decision Sci. 16 (1), 43–56.

Các website tham khảo:

http://cafef.vn/

https://www.stockbiz.vn/

http://www.cophieu68.vn/

http://vietstock.vn/

PHỤ LỤC

PHỤ LỤC A:

Bảng 4.2: Phân tích tương quan giữa các biến

Bảng 4.3: Kết quả hồi quy theo OLS

Bảng 4.4: Kết quả hồi quy theo REM

Bảng 4.4: Kết quả hồi quy theo FEM

Bảng 4.6: Kết quả kiểm định Hausman

Bảng 4.7 Kết quả kiểm định phương sai thay đổi

Bảng 4.8: Kết quả sử dụng phương pháp GLS khắc phục phương sai thay đổi

Bảng 4.9: Kết quả hiện tượng tự tương quan

Bảng 4.10: Kết quả GLS khắc phục phương sai thay đổi và tự tương quan

Bảng 4.13: Kết quả hồi quy với biến giả STATE

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Tác động của quản trị vốn luân chuyển đến khả năng sinh lợi của các công ty niêm yết tại thị trường chứng khoán Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN THỊ ÚT THƯ

TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ VỐN LUÂN CHUYỂN

ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỢI CỦA CÁC CÔNG TY

NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN THỊ ÚT THƯ

TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ VỐN LUÂN CHUYỂN

ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỢI CỦA CÁC CÔNG TY

NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng

Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS.TS. TRẦN THỊ HẢI LÝ

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

DANH MỤC BẢNG

TÓM TẮT

GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI

TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC

ĐÂY

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM

GOI

AR

INV

AP

CCC

Size

DR

CR

Biến phụ thuộc

Mô hình 1

Mô hình 2

Mô hình 3

Mô hình 4

GOI

Biến phụ thuộc

Mô hình 1

Mô hình 2

Mô hình 3

Mô hình 4

GOI

Biến phụ thuộc

Mô hình 1

Mô hình 2

Mô hình 3

Mô hình 4

GOI

Biến phụ thuộc

Mô hình 1

Mô hình 2

Mô hình 3

Mô hình 4

GOI

Biến phụ thuộc

Mô hình 1

Mô hình 2

Mô hình 3

Mô hình 4

GOI

Biến độc lập

GOI

KẾT LUẬN

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

Có thể bạn quan tâm

Bài tập lớn: Quản trị chuỗi cung ứng

Bài tập lớn: Chiến dịch marketing cho sản phẩm sữa milo

Bài tập lớn: Khởi sự kinh doanh

Bài giảng Quản lý qui trình chuỗi giá trị dịch vụ chăm sóc khách hàng

Một số yếu tố tác động đến quyết định chọn mua mặt hàng trang trí nội thất phòng khách của khách hàng tại Thành phố Hồ Chí Minh

Mô hình tối đa hóa mức độ thỏa mãn và lòng trung thành của khách hàng

Luận văn Thạc sĩ: Chế tạo và nghiên cứu tính chất điện, từ của vật liệu multiferroic Ba₀.₇Ca₀.₃TiO₃/ NiFe₂O₄