Tác động của quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lời của các doanh nghiệp ngành sản xuất niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

Chia sẻ: Lệ Minh Vũ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:9

Thêm vào BST

Báo xấu

4
lượt xem 0
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Nghiên cứu "Nghiên cứu này được thực hiện nhằm xem xét tác động của quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lời của doanh nghiệp. Mẫu nghiên cứu gồm 150 doanh nghiệp ngành sản xuất niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2017-2020. Tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng để đánh giá mức độ tác động của các nhân tố đến khả năng sinh lời." được thực hiện nhằm xem xét tác động của quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lời của doanh nghiệp. Mẫu nghiên cứu gồm 150 doanh nghiệp ngành sản xuất niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2017-2020. Tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng để đánh giá mức độ tác động của các nhân tố đến khả năng sinh lời. Mời các bạn cùng tham khảo!

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Tác động của quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lời của các doanh nghiệp ngành sản xuất niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

Kỷ yếu Hội thảo Khoa học Quốc gia về Kế toán và Kiểm toán – VCAA 2021 TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ VỐN LƯU ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NGÀNH SẢN XUẤT NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM THE IMPACT OF WORKING CAPITAL MANAGEMENT ON PROFITABILITY OF MANUFACTURING ENTERPRISES LISTED ON VIETNAM STOCK MARKET ThS. Nguyễn Văn Bảo, ThS. Trần Phương Hải Trường Đại học Công nghệ TP.Hồ Chí Minh (HUTECH) Ngày nhận bài: 25/9/2021 Ngày nhận kết quả phản biện: 15/10/2021 Ngày chấp nhận đăng: 15/11/2021 TÓM TẮT Nghiên cứu này được thực hiện nhằm xem xét tác động của quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lời của doanh nghiệp. Mẫu nghiên cứu gồm 150 doanh nghiệp ngành sản xuất niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2017-2020. Tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng để đánh giá mức độ tác động của các nhân tố đến khả năng sinh lời. Kết quả cho thấy mô hình tác động cố định (FEM) là phù hợp nhất và 05 nhân tố Kỳ thu tiền bình quân; Kỳ chuyển đổi hàng tồn kho; Chu kỳ chuyển đổi tiền; Tỷ số nợ; Tỷ lệ tài sản cố định có tác động ngược chiều, 02 nhân tố Kỳ thanh toán bình quân và Quy mô doanh nghiệp có tác động cùng chiều, trong khí đó nhân tố Tỷ lệ thanh toán hiện hành dường như không có tác động. Từ khóa: Công ty niêm yết; Doanh nghiệp sản xuất; Khả năng sinh lời; Thị trường chứng khoán. ABSTRACT This study is conducted to look at factors that affect the profitability of businesses. The sample includes 150 manufacturing enterprises listed on the vietnamese stock market from 2017 through 2020. The author uses quantitative research methods to assess the impact of factors on profitability. The results showed that the fixed impact model (fem) was the most appropriate and 05 factors of average collection period; inventory conversion period; money conversion cycle; debt ratio; the ratio of fixed assets has the opposite effect, the two factors of the average payment period and the size of the enterprise have the same effect, in which the current payment rate factor does not seem to have an impact. Keywords: Listed company; Manufacturing enterprises; Profitability; Stock market. 1. Giới thiệu Vốn lưu động (VLĐ) là một bộ phận quan trọng trong cơ cấu vốn của mỗi doanh nghiệp (DN), là bộ phận cần thiết để duy trì các hoạt động kinh doanh liên tục. Việc quản trị hiệu quả các khoản phải thu, hàng tồn kho, và các khoản phải trả có một tác động đáng kể vào sự thành công của DN. Nếu vốn đầu tư bằng tiền mặt, các khoản phải thu thương mại, hàng tồn kho là không đủ, các DN có thể gặp khó khăn trong việc thực hiện các hoạt động kinh doanh hàng ngày. Điều này có thể dẫn đến doanh số bán hàng suy giảm và cuối cùng là giảm lợi nhuận. Vì vậy quản trị VLĐ và lợi nhuận chắc chắn có mối quan hệ với nhau. Xem xét tầm quan trọng của quản trị VLĐ, nhiều 1802
Kỷ yếu Hội thảo Khoa học Quốc gia về Kế toán và Kiểm toán – VCAA 2021 nhà nghiên cứu đã tập trung vào phân tích mối quan hệ giữa quản trị VLĐ và khả năng sinh lợi (KNSL) như Gul và cộng sự (2013), Sharma và Kumar (2011), Athar Iqbal và Madhu Mati (2012), Gamze Vural và cộng sự (2012), Makori. D. M. và Ambrose Jagomo (2013). Tuy nhiên ở Việt Nam, lĩnh vực ngành sản xuất (SX) chưa được xem xét một cách cụ thể, rõ ràng về tác động của quản trị VLĐ đến KNSL trong khi các DN SX đóng vai trò rất lớn đối với sự phát triển của nền kinh tế. Các DN SX cũng chính là nơi tạo ra sản phẩm hàng hóa cung cấp cho các DN thương mại lưu thông trên thị trường. Đặc trưng của ngành SX là họ phải hoạt động dựa trên những yêu cầu đòi hỏi của thị trường để đưa ra những quyết định trong việc SX các mặt hàng tiêu dùng ra sao, SX cái gì để cân bằng giữa cung và cầu trên thị trường. Việc quản trị VLĐ hết sức quan trọng đối với ngành SX, vì nếu quản trị không tốt sẽ dẫn đến tình trạng DN không đủ VLĐ để chi trả cho các hoạt động thường xuyên của mình, ảnh hưởng đến kết quả hoạt động của DN. Xuất phát từ thực tiễn đó, nhóm tác giả tiến hành nghiên cứu tác động của quản trị VLĐ nhằm xác định ảnh hưởng của các nhân tố thuộc nhóm này đến KNSL của các DN ngành SX niêm yết trên TTCK Việt Nam. 2. Cơ sở lý thuyết và khung phân tích 2.1. Cơ sở lý thuyết và các khái niệm Lý thuyết Quản trị hiệu quả hoạt động: Bititci, Carrie và McDevitt (1997) định nghĩa quản trị hiệu quả của công ty như một "quá trình mà theo đó các công ty quản trị thành quả của mình phù hợp với mục tiêu và chiến lược". Theo họ, quản trị hiệu quả là mục tiêu của quá trình để cung cấp hệ thống kiểm soát toàn diện, là nơi mà các chiến lược của công ty được triển khai đến tất cả các quy trình kinh doanh, các hoạt động, nhiệm vụ và từng nhân viên, và thông tin phản hồi thu được thông qua hệ thống quản trị hiệu quả cho phép có các quyết định quản trị thích hợp. Lý thuyết chi phí trung gian: Chi phí trung gian phản ánh các chi phí phát sinh trong mối liên hệ giữa người đứng đầu và các bên trung gian. Khi mục tiêu của ban lãnh đạo là tối đa hóa lợi ích của cổ đông, ban lãnh đạo sẽ tìm cách để tối đa hóa lợi ích của chính riêng họ. Bên cạnh đó, vấn đề khác xảy ra khi các nhà quản lý cố gắng làm chệch lợi ích các cổ đông, điều này có thể gây ảnh hưởng đến lợi ích các cá nhân khác. Bởi thế, như một giải pháp, quản trị DN tốt sẽ làm giảm chi phí trung gian. Khả năng sinh lời: Theo từ điển Kinh tế học, KNSL là một con số đánh giá khả năng tạo ra lợi nhuận của một DN trong thời gian dài, giả sử tất cả các điều kiện hoạt động hiện tại nói chung là không đổi. KNSL phản ánh mối quan hệ giữa quy mô và lợi nhuận của một DN trong một thời hạn nhất định. Nói một cách dễ hiểu, KNSL là khả năng một DN sử dụng các nguồn lực của mình để tạo ra doanh thu vượt quá chi phí của mình. Để phân tích KNSL của một DN, người ta sử dụng các chỉ tiêu tỷ suất lợi nhuận sau: Tỷ suất lợi nhuận trên doanh thu (ROS); Tỷ suất lợi nhuận trên tài sản (ROA); Tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE). Trong bài viết này, tác giả lựa chọn chỉ tiêu Tỷ suất lợi nhuận trên tài sản (ROA) để nghiên cứu. Vốn lưu động: VLĐ đóng vai trò quan trọng trong sự phát triển và sinh lợi của các DN. Nếu lượng VLĐ không đủ thì có thể dẫn đến sự thiếu hụt và gặp khó khăn trong hoạt động hàng ngày của DN. VLĐ cũng được gọi là VLĐ thuần và được xác định như sau: Vốn lưu động thuần = Tài sản lưu động – Nợ ngắn hạn Quản trị vốn lưu động (WCM) là một phần của quản trị tài chính DN. WCM tập trung chủ yếu vào các nguồn tài chính và quyết định đầu tư ngắn hạn của các DN. WCM là rất quan trọng 1803
Kỷ yếu Hội thảo Khoa học Quốc gia về Kế toán và Kiểm toán – VCAA 2021 cho một DN, đặc biệt là cho các DN sản xuất, thương mại và phân phối, bởi vì trong các DN này, WCM trực tiếp ảnh hưởng đến lợi nhuận và tính thanh khoản. Điều này là do các DN này có vốn lưu động chiếm hơn một nửa tổng tài sản của họ. Nếu WCM không hiệu quả có thể dẫn đến phá sản, ngay cả khi công ty có lợi nhuận. Nếu tài sản lưu động quá dư thừa thì sẽ dẫn đến lợi nhuận bình quân trên các khoản đầu tư thấp. WCM hiệu quả phải quản trị theo cách mà có thể loại bỏ nguy cơ không thanh toán được các khoản nợ ngắn hạn đến hạn và tối thiểu hóa sự thay đổi quá mức của vốn lưu động. 2.2 Các nghiên cứu trước Makori. D. M. và Ambrose Jagomo (2013) xem xét tác động của quản trị vốn lưu động thông qua các biến độc lập là chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, kỳ thu tiền bình quân, kỳ chuyển đổi hàng tồn kho, kỳ thanh toán bình quân, tỷ số nợ, tỷ lệ thanh toán hiện hành, tỷ lệ tăng trưởng doanh thu, quy mô DN lên khả năng sinh lời của các công ty trên sàn NSE. Nghiên cứu phát hiện ra sự tồn tại của mối tương quan nghịch giữa ROA với kỳ thu tiền bình quân và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu cho thấy rằng có một sự tương quan tích cực giữa ROA với kỳ chuyển đổi hàng tồn kho và kỳ thanh toán bình quân. Wanguu (2015) đã nghiên cứu sự ảnh hưởng của quản trị VLĐ đến khả năng sinh lợi của các DN Thương mại và Dịch vụ niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Nairobi từ năm 2005- 2014. Tác giả đã khẳng định có tồn tại mối tương quan cùng chiều giữa kỳ luân chuyển hàng tồn kho, kỳ thu tiền bình quân và KNSL. Ngược lại, kỳ thanh toán bình quân được cho là có tác động ngược chiều lên lợi nhuận của DN. Dương Thị Hồng Vân và Trần Phương Nga (2018) đã tập trung phân tích và đánh giá ảnh hưởng của quản trị VLĐ tới ROA của các DN. Kết quả nghiên cứu cho thấy vấn đề quản lý các khoản phải thu và các khoản phải trả của các DN ngành sản xuất vật liệu xây dựng có ảnh hưởng đáng kể đến KNSL của các DN ngành này. Tuy nhiên, các chỉ tiêu như kỳ luân chuyển hàng tồn kho, chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và tỷ lệ thanh toán hiện hành chưa có đủ cơ sở để kết luận có mối quan hệ với ROA. Trần (2019) đã xem xét có hay không mối quan hệ giữa việc quản trị vốn lưu động và khả năng sinh lời của các công ty niêm yết trên TTCK Việt Nam trong giai đoạn 2010- 2017. Tác giả đã đưa ra kết luận rằng chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, kỳ thu tiền bình quân, kỳ luân chuyển hàng tồn kho và kỳ thanh toán trung bình đều có tác động tiêu cực đến tỷ suất lợi nhuận trên tài sản. 2.3. Xây dựng các giả thuyết nghiên cứu Trên cơ sở tổng quan các nghiên cứu trước và các lý thuyết cơ sở liên quan đến quản trị vốn lưu động và khả năng sinh lợi của DN, tác giả xây dựng các giả thuyết nghiên cứu như sau: H1: Kỳ thu tiền bình quân có mối tương quan âm với ROA của DN. H2: Kỳ chuyển đổi hàng tồn kho có mối tương quan âm với ROA của DN. H3: Kỳ thanh toán bình quân có mối tương quan âm với ROA của DN. H4: Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt có mối tương quan âm với ROA của DN. H5: Tỷ số nợ có mối tương quan dương với ROA của DN. H6: Tỷ lệ thanh toán hiện hành có mối tương quan dương với ROA của DN. 1804
Kỷ yếu Hội thảo Khoa học Quốc gia về Kế toán và Kiểm toán – VCAA 2021 3. Phương pháp nghiên cứu 3.1. Đo lường biến phụ thuộc và các biến độc lập trong mô hình 3.1.1 Đo lường biến phụ thuộc (ROA): Chỉ tiêu này đo lường hiệu quả sử dụng tài sản của DN và cho biết DN tạo ra bao nhiêu đồng lợi nhuận từ một đồng tài sản. Đây là một thước đo tốt vì nó liên quan đến khả năng sinh lợi của DN trên nguồn tài sản. Cách xác định: ROA = LNST/ Tổng TS bình quân 3.1.2 Đo lường biến độc lập và biến kiểm soát Bảng 1: Định nghĩa các biến trong mô hình Chiều ảnh Các biến Nghiên cứu cơ sở Đo lường các biến hưởng Biến độc lập: Kỳ thu tiền bình quân Sharma và Kumar (2011), Gul ACP = (Khoản phải thu / - (ACP) và cộng sự (2013) NS) x 365 Kỳ chuyển đổi hàng Sharma và Kumar (2011), Gul ICP = (Hàng tồn kho/ - tồn kho (ICP) và cộng sự (2013) COGS) x 365 Kỳ thanh toán bình Sharma và Kumar (2011), Gul APP = (Khoản phải trả / - quân (APP) và cộng sự (2013) COGS) x 365 Chu kỳ chuyển đổi tiền Gamze Vural và ctg (2012), Gul CCC = ACP + ICP - APP. - mặt (CCC) và cộng sự (2013) Mohamad và Saah(2010), Gul Tỷ số nợ (DR) DR = Tổng nợ/ Tổng TS + và cộng sự (2013) Tỷ lệ thanh toán hiện Mohamad và Saah (2010), Ikram CR = Tài sản ngắn hạn/Nợ + hành (CR) Ul Hah và cộng sự (2011) ngắn hạn Biến kiểm soát: Quy mô doanh nghiệp Gul và cộng sự (2013) Ln(Tổng Tài sản) + (SIZE) Athar Iqbal và Madhu Mati, Tỷ lệ TSCĐ (FITA) FITA = TSCĐ/Tổng TS + 2012 3.2. Mô hình hồi quy Nghiên cứu tiến hành đo lường tác động của 6 biến độc lập và 2 biến kiểm soát đến ROA của các DN ngành sản xuất niêm yết trên TTCK Việt Nam. Dựa trên các giả thuyết được đưa ra, mô hình nghiên cứu cụ thể được tác giả đưa ra như sau: ROAit= β0 + β1(ACPit) + β2(ICPit) + β3(APPit) + β4(CCCit) + β5(DRit) + β6(CRit) + β7(SIZEit) + β8(FITAit) + ε 3.3. Mẫu nghiên cứu và phương pháp thu thập dữ liệu Tác giả chọn mẫu theo công thức kinh nghiệm của Nguyễn Đình Thọ (2012) khi sử dụng mô hình hồi quy bội để nghiên cứu: n 50+ 8p. Trong mô hình này, p được xác định là 8, như vậy kích thước mẫu tối thiểu sẽ là 114 quan sát. Trên trang Web của SGDCK Tp.HCM và SGDCK Hà Nội, tác giả chọn ngẫu nhiên 150 DN ngành sản xuất theo các tiêu chí sau: (1) Công ty niêm yết 1805
Kỷ yếu Hội thảo Khoa học Quốc gia về Kế toán và Kiểm toán – VCAA 2021 trước ngày 31/12/2016; (2) BCTC đã được kiểm toán; (3) Có báo cáo của kiểm toán độc lập kèm theo và tiến hành tải 04 bộ BCTC năm 2017, 2018, 2019 và 2020 của các DN được chọn về. Lựa chọn những dữ liệu cần thiết và nhập dữ liệu vào phần mềm Microsoft Office Excel, tính toán các biến, kết quả sẽ được tổng hợp và xử lý bằng phần mềm Stata 13. Kết quả và thảo luận 4.1 Kết quả nghiên cứu Do dữ liệu trong nghiên cứu là loại dữ liệu bảng, nên cần phải xem xét cẩn thận bằng cách lựa chọn mô hình phù hợp nhất trong ba dạng: Pooled OLS, FEM và REM. Trước tiên, thực hiện phân tích mô hình theo Pooled OLS, kết quả cho thấy R2 hiệu chỉnh (Adj R-squared) = 0.7215, tức là mô hình đã xây dựng phù hợp với dữ liệu 72.15%. Ngoài ra, hệ số F(8, 591) = 36.45 và P- value > F = 0.0000 nên hàm có độ tin cậy cao. Điều này chứng minh sử dụng mô hình Pooled OLS là phù hợp. Tiếp tục phân tích theo dạng mô hình FEM và thực hiện đồng thời kiểm định F, kết quả cho thấy F(149, 442) = 13.12 và P-value > F = 0.0000 < 0.05. Điều này có nghĩa là mô hình FEM được cho là phù hợp hơn so với mô hình OLS. Tiếp theo, hồi quy theo dạng mô hình REM, và dùng kiểm định Breusch Pagan để lựa chọn giữa Pool OLS và REM. Kết quả cho thấy chibar2 (01) = 145.36 và P-value > chibar2 = 0.0000 < 0.05. Vì vậy, mô hình REM được cho là phù hợp hơn mô hình Pooled OLS. Cuối cùng, tác giả sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn giữa mô hình FEM và REM. Kết quả cho thấy giá trị chi2 (8) = 65.62 và P-value > chi2 = 0.0000 < 0.05. Vì vậy, mô hình FEM là phù hợp hơn mô hình REM. Tiếp theo, tác giả kiểm tra các khuyết tật có thể có của mô hình để có biện pháp khắc phục hợp lý nhằm tìm ra mô hình với các ước lượng đáng tin cậy nhất. Để kiểm tra đa cộng tuyến, tác giả dùng nhân tử phóng đại phương sai VIF. Kết quả cho thấy các hệ số VIF đều nhỏ hơn 10 (lớn nhất là 1.68) và trung bình là 1.25. Đồng thời hệ số tương quan giữa các biến độc lập dao động từ -0.115 đến 0.328 nhỏ hơn 0.8, nên kết luận không xảy ra đa cộng tuyến. Để phát hiện phương sai sai số thay đổi, tác giả dùng kiểm định Modified Wald. Kết quả cho thấy chi2(150) = 75438.26 và P-value > chi2 = 0.0000 < 0.05. Từ đó cho thấy mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Để kiểm tra tự tương quan giữa các sai số, tác giả dùng kiểm định Wooldridge. Kết quả cho thấy giá trị F(1,149) = 20.431 và P-value >F = 0.0001 < 0.05 cho nên mô hình hồi quy có tự tương quan giữa các sai số. Để kiểm tra vấn đề phần dư có phân phối chuẩn, tác giả dùng phương pháp kiểm định số học. Kết quả cho thấy giá trị P-value >chi2 = 0.7684, điều đó có nghĩa là chấp nhận giả thuyết Ho, phần dư có phân phối chuẩn. Như vậy, kết quả kiểm tra các khuyết tật của mô hình hồi quy cho thấy có 02 khuyết tật là Phương sai sai số thay đổi và Tự tương quan. Để giải quyết vấn đề này, tác giả tiến hành hồi quy mô hình theo phương pháp bình phương bé nhất tổng quát - GLS (Generalized Least Squares). Mô hình này gồm một biến phụ thuộc, 6 biến độc lập và 2 biến kiểm soát. Kết quả hồi quy được thể hiện trong bảng 2. Bảng 2: Kết quả hồi quy đa biến của mô hình bằng GLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.9244) 1806
Kỷ yếu Hội thảo Khoa học Quốc gia về Kế toán và Kiểm toán – VCAA 2021 Estimated covariances = 150 Number of obs = 600 Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 150 Estimated coefficients = 9 Time periods = 4 Wald chi2(8) = 587.25 P-value > chi2 = 0.0000 ROA Coef. Std. Err. z P>z [95% Conf. Interval] ACP - 0.009234 0.003412 - 3.62 0.003 0.004352 0.01832 ICP - 0.002531 0.002130 - 2.34 0.065 -0.002167 0.01125 APP 0.022924 0.002453 1.85 0.012 0.005621 0.01082 CCC - 0.026541 0.004213 - 2.12 0.000 0.002891 0.01843 DR - 0.054127 0.005427 - 6.11 0.000 0.035389 0.06591 CR 0.021030 0.001354 2.78 0.256 0.003752 0.02013 SIZE 0.010151 0.000844 - 2.03 0.000 0.008497 0.01213 FITA - 0.001762 0.000128 - 3.72 0.000 0.001514 0.01012 _cons 0.324176 0.018321 4.16 0.003 0.042819 0.37186 Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu bằng phần mềm Stata13 Dựa vào kết quả hồi quy được trình bày ở bảng 2, ta thấy các biến ACP, ICP, CCC, DR, FITA có mối quan hệ ngược chiều với ROA, các biến APP và SIZE có tác động cùng chiều với ROA, biến CR dường như không có tác động đến ROA. Mô hình hồi quy có dạng như sau: ROA = 0.324176 - 0.054127*DR - 0.026541*CCC + 0.022924*APP - 0.009234*ACP – 0.002531*ICP + 0.010151SIZE – 0.001762FITA 4.2. Thảo luận kết quả nghiên cứu Kết quả nghiên cứu cho thấy nhân tố Tỷ lệ thanh toán hiện hành (CR) có ảnh hưởng không đáng kể đến ROA của các DN ngành sản xuất niêm yết trên TTCK Việt Nam. Điều này được lý giải là do CR là chỉ tiêu phản ảnh khả năng thanh toán trong ngắn hạn, đối với các DN sản xuất thì chỉ tiêu này phụ thuộc vào quyết định của nhà điều hành, do vậy nó không có mối quan hệ với khả năng sinh lời. Đồng thời, kết quả nghiên cứu cũng đã tìm ra các nhân tố có ảnh hưởng đáng kể đến ROA của các DN ngành sản xuất niêm yết trên TTCK Việt Nam như: Biến DR - Tỷ số nợ: Kết quả cho thấy DR có mối quan hệ ngược chiều với ROA với mức ý nghĩa 1% và ngược lại với kỳ vọng dấu. Hệ số âm của DR cho thấy một mối quan hệ ngược chiều giữa tỷ số nợ với ROA của một công ty. Tỷ số nợ được sử dụng như một đại diện của đòn bẩy. Khi đòn bẩy tăng, nó ảnh hưởng tiêu cực hoặc tích cực đến khả năng sinh lợi, nếu công ty sử dụng đòn bẩy hiệu quả thì sẽ gia tăng khả năng sinh lợi và ngược lại. Biến CCC - Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt: Kết quả hồi quy cho thấy có một mối quan hệ ngược chiều giữa CCC và ROA ở mức ý nghĩa 1% và phù hợp với giả thuyết đã được đặt ra. Kết quả này ủng hộ cho quan điểm rằng chu kỳ chuyển đổi tiền mặt có mối quan hệ ngược chiều với khả năng sinh lợi. Điều này có nghĩa là nếu công ty kéo dài thời gian chuyển đổi tiền mặt thì công ty phải huy động thêm vốn từ các nguồn khác để đảm bảo các hoạt động ngắn hạn không bị gián đoạn do đó làm phát sinh thêm các chi phí huy động vốn. 1807
Kỷ yếu Hội thảo Khoa học Quốc gia về Kế toán và Kiểm toán – VCAA 2021 Biến APP - Kỳ thanh toán bình quân: Biến APP có tác động cùng chiều với ROA, có ý nghĩa thống kê ở mức 5% và phù hợp với giả thuyết đã được đặt ra. Điều này cho thấy rằng công ty có khả năng sinh lợi cao hơn sẽ chờ lâu hơn để thanh toán các hóa đơn của họ và các công ty sử dụng nó như khoản vay ngắn hạn để tăng vốn lưu động và do đó làm tăng lợi nhuận. Kết quả này phù hợp với quy tắc về quản trị vốn lưu động là: các công ty nên cố gắng thương lượng với nhà cung cấp để trì hoãn các khoản thanh toán với thời gian lâu nhất có thể. Biến ACP - Kỳ thu tiền bình quân: Biến này có tác động ngược chiều với ROA ở mức ý nghĩa thống kê mức 1% và đúng với kỳ vọng về dấu đã nêu ra. Điều này chỉ ra rằng các công ty có thể tạo ra lợi nhuận bằng cách giữ các khoản phải thu của họ đến mức tối thiểu. Kết quả cũng có thể giải thích rằng khi thời gian mà số ngày khoản phải thu càng ngắn thì càng có nhiều tiền mặt có sẵn để bổ sung thêm hàng tồn kho, do đó doanh thu sẽ nhiều hơn dẫn đến mức tỷ suất sinh lợi cao hơn cho công ty. Biến ICP - Kỳ chuyển đổi hàng tồn kho: Kết quả cho thấy biến này có mối quan hệ ngược chiều với ROA ở mức ý nghĩa 10% và phù hợp với giả thuyết đã được đặt ra. Do tồn kho ở mức cao làm cho chi phí lưu kho, chi phí bảo quản, chi phí hư hỏng… gia tăng làm lợi nhuận giảm và kéo theo ROA cũng giảm tương ứng. Biến SIZE - Quy mô công ty: Kết quả cho thấy biến kiểm soát SIZE có tác động cùng chiều với ROA ở mức ý nghĩa 1%. Các công ty ngành sản xuất có quy mô càng lớn thì hiệu quả quản lý càng cao, dẫn đến khả năng sinh lợi cũng càng cao. Biến FITA - Tỷ lệ TSCĐ: Kết quả cho thấy biến kiểm soát FITA có tác động ngược chiều với ROA ở mức ý nghĩa 1%. Điều này thể hiện việc sử dụng TCSĐ của các công ty ngành sản xuất chưa thật sự hiệu quả. 5. Kết luận và hàm ý chính sách 5.1. Kết luận Thông qua việc tìm hiểu cơ sở lý thuyết và tổng quan các nghiên cứu trước liên quan đến đề tài quản trị VLĐ và khả năng sinh lời của các CTNY, tác giả đề xuất mô hình nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến ROA của các DN ngành sản xuất niêm yết trên TTCK Việt Nam bao gồm: Kỳ thu tiền bình quân; Kỳ chuyển đổi hàng tồn kho; Kỳ thanh toán bình quân; Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt; Tỷ số nợ; Tỷ lệ thanh toán hiện hành; Quy mô DN; Tỷ lệ TSCĐ. Dựa vào mô hình nghiên cứu, tác giả đã thu thập dữ liệu trong 4 năm (2017, 2018, 2019, 2020) của 150 DN ngành sản xuất niêm yết trên TTCK Việt Nam, sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng bằng phần mềm Stata 13 để thống kê mô tả các biến, sau đó tiến hành chạy hồi quy, lựa chọn mô hình, xử lý các khuyết tật, đo lường mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến ROA. Kết quả cho thấy mô hình tác động cố định (FEM) là phù hợp nhất và ngoại trừ nhân tố Tỷ lệ thanh toán hiện hành dường như không có tác động đến ROA, còn các nhân tố khác trong mô hình đều có tác động đến ROA của các DN ngành sản xuất niêm yết trên TTCK Việt Nam. Trong đó 05 nhân tố Kỳ thu tiền bình quân; Kỳ chuyển đổi hàng tồn kho; Chu kỳ chuyển đổi tiền; Tỷ số nợ; Tỷ lệ tài sản cố định có tác động ngược chiều, 02 nhân tố Kỳ thanh toán bình quân và Quy mô doanh nghiệp có tác động cùng chiều đến ROA. Tuy nhiên, nghiên cứu này cũng có những hạn chế nhất định: (1) kích thước mẫu là 150 và chỉ nghiên cứu số liệu trong 04 năm tài chính từ 2017 đến 2020 của các DN ngành sản xuất niêm yết là tương đối nhỏ so với tổng thể nghiên cứu. Các nghiên cứu khác có thể nghiên cứu với phạm 1808
Kỷ yếu Hội thảo Khoa học Quốc gia về Kế toán và Kiểm toán – VCAA 2021 vi rộng hơn và sử dụng chuỗi thời gian liên tục hơn để đánh giá đầy đủ hơn về ROA của các CTNY; (2) hạn chế về việc xây dựng mô hình: ROA đã được nghiên cứu rất nhiều ở các nước phát triển và có nhiều nhân tố khác nhau tác động đến chỉ tiêu này, tuy nhiên nghiên cứu này chỉ đề cập đến 08 nhân tố và không đề cập đến yếu tố ngành nghề khác nhau. Đây là mặt hạn chế lớn, hy vọng trong các nghiên cứu tiếp theo sẽ sẽ xây dựng được mô hình nghiên cứu phù hợp hơn. 5.2 Kiến nghị Trong điều kiện của một nền kinh tế đang phát triển thì việc tìm hiểu ROA của các DN đóng vai trò quan trọng trong việc ra quyết định của nhà đầu tư và của cả những nhà quản lý điều hành DN. Trên cơ sở kết quả nghiên cứu, để có thể quản trị vốn lưu động của DN theo cách có lợi nhất, từ đó gia tăng khả năng sinh lợi của DN, tác giả đưa ra một số kiến nghị như sau: (1) Phát triển kế hoạch vốn lưu động tối ưu: Một chương trình tối ưu hóa VLĐ có hiệu quả nên bắt đầu với các nhà quản lý cấp cao bằng việc cần phải làm rõ việc cải thiện VLĐ là một ưu tiên trong toàn tổ chức. Xác định các đòn bẩy tối ưu hóa và sử dụng chúng một cách nhất quán. Nó có thể giúp cải thiện vốn lưu động, chẳng hạn như quản lý hàng tồn kho hiệu quả hơn, đưa số liệu thống kê vốn lưu động cụ thể vào trong dự báo và cải thiện quản trị các thành phần của VLĐ. Ngoài ra, việc lập các báo cáo chi tiết giúp các công ty xem nơi nào chi phí có thể được củng cố, điều chỉnh, do đó làm cho dự báo dễ dàng hơn và sắp xếp hợp lý hơn. (2) Thực hiện dự báo dòng tiền thích hợp: Quá trình này sẽ đi vào xem xét các chu kỳ thị trường, các hành động của đối thủ cạnh tranh, việc mất đi một khách hàng quan trọng và tác động của các sự kiện bất ngờ đến thành quả kinh doanh của công ty. Đây cũng là cơ sở để xem xét các nhu cầu VLĐ không lường trước được. (3) Quản lý quá trình thu tiền hiệu quả hơn: Khách hàng sẽ đưa ra nhiều lý do cho việc thanh toán trễ hạn. Một trong những lý do phổ biến nhất là hoá đơn không chính xác, do đó, lập hóa đơn chính xác là thước đo hiệu quả của các khoản phải thu. Nợ xấu ảnh hưởng đến VLĐ, thường có thể được giảm bằng cách kiểm tra tín dụng chặt chẽ hơn đối với khách hàng mới và quản lý hạn mức tín dụng một cách cẩn thận hơn. (4) Quản lý hàng tồn kho tích cực: Giữ mức tồn kho không hợp lý là một trong những ảnh hưởng lớn nhất về vốn lưu động. Do vậy phải kiểm kê định kỳ hàng tồn kho. Phối hợp với các khách hàng, nhà cung cấp để có kế hoạch hàng tồn kho một cách hiệu quả, tạo ra sự phù hợp giữa sản xuất của công ty với mức tiêu thụ của khách hàng hoặc giữa mức tiêu thụ của công ty với mức sản xuất của nhà cung cấp sẽ giúp giảm mức tồn kho. Sắp xếp quy trình đặt hàng, sản xuất và phân phối, các công ty có thể tăng hiệu quả vốn có và tiết kiệm chi phí trực tiếp gần như ngay lập tức. (5) Thanh toán cho nhà cung cấp đúng thời hạn: Khi công ty thanh toán đúng hạn sẽ phát triển mối quan hệ tốt với các nhà cung cấp, do đó có vị thế đàm phán thoả thuận tốt hơn các đối thủ thường xuyên thanh toán trễ hạn, khi đó dòng lưu chuyển tiền mặt sẽ tốt hơn. TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Athar Iqbal and Madhu Mati, (2012). Relationship between Non-current Assets and firms profitability. Munich Personal RePEc Archive Paper, No.44132. [2] Bititci U. S., và cộng sự, (1997). Integrated Performance Measurement Systems: A Development Guide. International Journal of Operations and Production Management, vol 17 no 6, MCB University Press, pp. 522-535. [3] Dương Thị Hồng Vân và Trần Phương Nga, (2018). Ảnh hưởng của quản trị vốn lưu động tới khả năng sinh lời của doanh nghiệp: Bằng chứng từ các doanh nghiệp sản xuất vật liệu xây dựng tại Việt Nam. Tạp chí Khoa học và Đào tạo Ngân hàng, số 195, tháng 08/2018, trang 39-47. 1809
Kỷ yếu Hội thảo Khoa học Quốc gia về Kế toán và Kiểm toán – VCAA 2021 [4] Gamze Vural và cộng sự, (2012). Affects of Working Capital Management on Firm’s Performance: Eviden from Turkey. International Journal of Economics and Financial Issue, Vol 2, pp.488-495. [5] Gul.S và cộng sự, (2013). Working capital management and Performance of SME sector. European Journal of Business and Management, Vol 5, no.1. [6] Ikram Ul Hah và cộng sự, (2011). The Relationship between Working Capital Management and Profitability: A Case Study of Cement Industry in Pakistan. Mediterranean Journal of Social Sciences, Vol 2. [7] Makori. D. M. và Ambrose Jagomo, (2013). Working Capital Management and Firm Profitability: Empirical Evidence from Manufacturing and Construction Firms Listed on Nairobi Securities Exchange, Kenya. International Journal of Accounting and Taxation, Vol. 1 No. 1. [8] Mohamad N. và N.Saad, (2010). Working Capital Management: The Effects of Profitability in Malaysia. International Journal of Business, Vol 5, pp.140-147. [9] 9. Sharma, A.K., và Kumar, S. (2011). Effect of working capital management on firm profitability: Empirical evidence from India. Global Business Review, Vol 12, pp.159-173. [10] 10. Trần, T.N., (2019). The Impact of Working Capital Management on Profitability of Listed Firms in Vietnam. Graduation Paper, University of Economics in Da Nang. [11] 10. Wanguu, K.C., (2015). The Effect of Working Capital Management on Profitability of Commercial and Services Firms Listed at Nairobi Security Exchange, Kenya. International Journal of Economics, Vol. 4 Iss. 6 1810